江蘇居民收入消費與經濟增長關系的實證研究

王渭、劉紅、周榮榮

（1國家統計局泰州調查隊、2國家統計局無錫調查隊、3國家統計局江蘇調查總隊，江蘇 泰州、無錫、南京 225300、214001、210008 ）

一、居民收入與經濟發展

居民收入增長是經濟發展的最明顯表現和最終目標。改革開放以來，江蘇著力構建適應經濟發展的收入增長機制，盡力拓寬增收渠道，使得城鄉居民收入快速增長。

2013年，江蘇城鎮居民人均可支配收入29677元，農村居民人均純收入12202元，分別是1991年的18.3倍和13.2倍。1991-2012年間，江蘇城鎮居民人均可支配收入年均增長14.7%；農村居民人均純收入年均增長12.5%。

（一）居民收入與經濟增長的關系

運用1993-2012年時間序列數據，選取江蘇省人均GDP增長率和城鄉居民收入增長率作為考察居民收入變化與經濟增長關系的變量，扣除價格因素，以實際人均GDP、人均GDP增長率和城鄉居民收入增長率計算，分別用RGDPL、YCSRL和YNSRL表示。

為避免造成偽回歸現象，對時間序列的平穩性進行檢驗。

為確定變量之間的協整關系，對組合殘差的平穩性進行檢驗。選取DRGDPL為因變量，DYCSRL或DYNSRL為自變量，分別進行回歸計算。

回歸方程為：DYCSRL＝0.791653DRGDPL+0.258452+ecmi，對殘差進行單位根檢驗。殘差的檢驗結果-6.148017，小于1%、5%、10%置信水平的t統計量，且殘差存在單位根的可能性非常小，只有0.0001，得出：DYCSRL-DRGDPL＝ei～l(0)。

因此，城鎮居民收入增長率和人均GDP增長率是非平穩序列，其一階差分序列為平穩序列，城鎮居民收入增長率和人均GDP增長率長期均衡，殘差的單位根通過檢驗，說明變量間存在協整關系。同理，根據農村居民收入增長率和人均GDP增長率殘差值為-4.857852，說明兩個變量之間長期均衡，且存在協整關系；根據農村居民收入增長率和人均GDP增長率，殘差單位根檢驗的t統計量值為-4.857852，說明兩個變量間長期均衡，且存在協整關系。

格蘭杰檢驗得知，人均GDP增長率不能影響城鄉居民收入增長率的變化，而城鄉居民收入增長率在一定程度上影響著人均GDP增長率。

（二）江蘇居民收入與產業結構的關系

向量自回歸模型VAR模型，常用于預測相互聯系的時間序列系統及分析隨機擾動對變量系統的相互沖擊，從而解釋各種經濟沖擊對經濟變量形成的影響。因此，本文利用VAR模型來分析產業結構變動和收入結構的相互影響關系。

近年，江蘇第三產業比重上升，第一產業、第二產業比重下降。為考察產業結構水平的變動和收入結構之間是否存在因果關系，對模型的變量進行格蘭杰因果檢驗。檢驗結果顯示，產業結構HR（第一產業與第三產業比重）在很大程度上影響著城鄉居民收入。但城鎮居民收入CSRL不能解釋產業結構HR的變化，而農村居民純收入比重NSRL則可以解釋產業結構的變化。因此，江蘇產業結構變動特點表現為：第一產業比重下降較大，第二、第三產業，尤其是第三產業發展迅速，意味著大量從事第一產業的勞動力，從傳統農業部門轉移到其他非農業部門，產業結構變動，導致整個社會勞動力要素供給在三次產業部門之間轉移，進而最終影響居民可支配收入。同樣產業結構升級使得農村居民收入提高。但是產業結構變動對城鎮居民收入的單向格蘭杰因果關系，說明收入結構變化不是產業結構變動的原因，可能原因在于：一方面收入水平決定的消費能力沒有對產業結構變動產生重要影響，另一方面說明我國經濟處于出口導向型和高投資發展階段，而非消費驅動型。

為防止發生“偽回歸”，進一步檢驗時間序列平穩性。單位根檢驗結果顯示，產業結構和農村居民純收入比重序列為平穩序列，城鎮居民可支配收入比重序列不平穩，但經過一階差分后平穩，因此變量一階單整，滿足協整檢驗的前提。

協整檢驗的兩種結果均顯示，系統變量間存在1個協整關系，表明產業結構變動與收入結構之間互為聯動效應，長期來看具有平穩關系，同時也說明VAR模型合理。

為了解變量間相互影響關系和影響特性，觀察其脈沖響應函數，描述的是VAR模型中一個內生變量的沖擊，給其他內生變量所帶來的當前和未來的影響。

廣義脈沖響應函數圖的曲線為收斂，印證了構建的二元VAR（2）模型是穩定的，從而保證廣義脈沖響應函數方法和方差分解的結果具有可靠性。

（三）城鄉居民收入增長與城鎮化的關系

近年來，江蘇城鎮化進程加快，城鎮化水平從1993年的24%上升到2012年的63%。城鎮化水平受多種因素互相影響，其中，經濟發展與居民收入水平應最直接。計算表明，城鄉居民收入與城鎮化比率呈高度正相關關系，相關系數高達0.914361和0.909390，說明城鎮化比例提高有利于增加城鄉居民收入。選取DCZL為因變量，DYCSRL或DYNSRL為自變量，分別進行回歸，再檢驗回歸殘差的平穩性。城鎮化增長速度與城鄉居民收入增長率存在協整關系，表明兩者之間長期均衡關系。估計結果表明，城鎮化增長速度不僅取決于城鄉居民收入增長速度的變化，還取決于上一期城鎮化增長速度對均衡水平的偏離，誤差項的估計系數為負，體現了對偏離的修正，上一期偏離越近，本期修正的量就越大，也就是說系統存在誤差修正機制。

二、居民消費與經濟增長

消費作為社會再生產循環的起點和終點，是拉動經濟增長的原始動力。近30余年來，江蘇消費呈現“規模擴大、速度較快、結構優化、層次提升”的良好發展態勢，消費需求對經濟增長的貢獻度顯著增強。

（一）居民消費演進特征

1.居民消費支出持續增長。2002-2012年，江蘇省城鎮居民年人均消費支出由6043元增加到18805元，年均增長10.9%；農村居民年人均消費支出由2704元增加到8655元，年均增長12.3%。農村居民年人均消費支出增速高于城鎮居民1.4個百分點。城鄉居民年人均消費支出比由2003年的2.48∶1縮小到2012年的2.18∶1，呈現逐年縮小態勢。

2.居民消費率仍有上升空間。2002－2012年，全省年均最終消費率為42.4%，居民年均最終消費率為28.7%。2011年江蘇居民最終消費率為27.6%，2012年為28.5%，與發達國家和地區比仍有較大差距。

3.居民消費結構優化。一是恩格爾系數呈下降態勢。近10年，江蘇城鄉居民恩格爾系數逐步走低，2002-2012年，城鎮居民恩格爾系數下降2.9個百分點，農村居民下降4.0個百分點，兩者間差距由2003年的3.1縮小為2012年的2.0。二是居民消費轉型升級。2012年，江蘇城鎮居民人均消費支出為18825元，農村居民消費支出為8655元，城鄉居民八大類生活消費支出全面增長。其中，服務性支出穩步攀升，居民生活質量進一步提高。城鎮居民人均服務性消費支出5152元，增長16.2%。消費支出重點集中在交通和通訊，城鎮居民及農村居民人均消費支出分別為2690元、1088元，增長18.9%和18.7%。食品類消費支出增速趨緩，總體呈下降態勢。

（二）居民消費與經濟增長的關系

1.江蘇居民收入增加對消費的影響。影響居民消費的因素有很多，如收入、財產、利率、習慣等。根據凱恩斯理論，在影響消費的各種因素中，收入是具有決定性意義的因素。由方程可知：1993-2012年間，江蘇省城鎮居民自發消費為1075.8元，邊際消費傾向為0.59，即收入每增加1元，城鎮居民消費增加0.59元；農村居民自發消費為-79.8元，邊際消費傾向為0.73。城鎮居民自發消費高于農村居民，得益于城鎮居民的收入和保障水平較高，自發消費能力較強。農村居民邊際消費傾向高于城鎮居民，則是由于農村居民的消費是生存性消費，多為剛性支出，符合上文農村居民平均消費傾向高于城鎮居民的實際。

邊際消費傾向越高，投資乘數效應越大，對經濟增長拉動作用越明顯。目前江蘇所處發展階段，促進農村居民消費對拉動經濟增長的貢獻高于城鎮居民。

2.勞動報酬、利潤收入對江蘇居民消費影響。根據Bhaduri and Marglin（1990年），后凱恩斯消費函數模型，建立模型：HC=a+c1×CE+c2×OS（為取數方便，模型中的工資性收入和利潤收入分別采用收入法，計算GDP中的勞動報酬和營業盈余數據），式中：HC代表居民消費支出，CE代表工資性收入，OS代表利潤收入。利用1992-2013年《江蘇統計年鑒》數據建立兩個模型。

由模型可知：一是勞動者報酬對居民消費具有顯著正效應。勞動者報酬收入的消費彈性系數為0.8089，即勞動報酬每增加1%，居民消費平均增加0.8089%。而利潤收入對居民消費的影響不顯著，其彈性系數僅為0.1286。二是勞動者報酬收入對促進消費的長期影響明顯高于短期影響。勞動報酬收入的短期消費彈性系數為0.6501，比長期消費彈性系數少0.16。說明提高勞動者報酬，刺激居民消費水平提高長期比短期內效果好，應該建立長期收入正常增長機制。

根據1992-2012年統計數據，江蘇勞動報酬的平均邊際消費傾向為0.72，即勞動報酬每增加1億元，居民消費會增加0.72億元；利潤的平均消費傾向為0.37。勞動報酬的平均消費傾向比利潤收入的平均消費傾向高0.35，表明在一定的國民經濟收入總量之內，如果1億元的利潤收入轉化為勞動報酬，可增加居民消費0.35億元。即：增加勞動報酬收入，對促進居民消費的作用要大于增加利潤收入對促進居民消費的作用。

3.居民消費與經濟發展的關系。居民消費是拉動經濟增長的內生動力，但相比消費總量的擴張，消費結構的變動不僅體現消費水平增長，更說明消費增長質量變化，能體現消費與產業結構、經濟增長的相互影響。由于農村居民消費層次、市場化程度相較城鎮居民而言不高，有關文獻研究顯示：農村居民消費結構變動與產業結構度的關聯度不高。因此本部分選擇城鎮居民作為對象，運用向量自回歸VAR模型研究消費結構變動與產業結構、經濟增長間的關系。

為便于獲取數據，選取城鎮居民恩格爾系數（CEC）表示城鎮居民消費結構變動的代表變量，選擇第二、第三產業比重之和（S）代表產業結構變動的變量，選取以1992年為基期的GDP 指數作為反映經濟增長（GDPI）的代表變量。其中CEC為因變量，S、GDPI為自變量。對所有數據取對數，分別用LnCEC、LnS、LnGDPI表示。

（1）ADF檢驗。ADF 檢驗結果顯示：LnCEC、LnS、LnGDPI都存在單位根，而其二階差分序列是平穩序列。

（2）協整關系檢驗。采用擴展E－G檢驗法對LnCEC與LnS、LnGDPI之間進行OLS 回歸，對方程殘差的檢驗結果顯示方程殘差均不存在單位根，表明LnCEC與LnS、LnGDPI之間存在長期的協整關系，由方程可得出結論：一是城鎮居民消費結構與經濟增長存在相關關系，即經濟增長每變動1個百分點，城鎮居民消費結構反向變動0.1128個百分點。二是城鎮居民消費結構與產業結構存在負相關關系，即產業結構每變動1個百分點，城鎮居民消費結構反向變動4.1896個百分點。

（3）脈沖響應函數。利用VAR模型給LnCEC、LnS、LnGDPI一個廣義脈沖。城鎮居民消費結構對各變量沖擊的脈沖響應函數，可以看出CEC對LNS的沖擊響應較為強烈，6期前均為負向效應，在第2期時達到最大，從第6期時轉向正向效應，在第8期時趨于平穩。CEC對GDPI的效應在第8期由正向轉為負向。以上說明隨著江蘇經濟增長及第二、第三產業比重的上升，城鎮居民恩格爾系數逐步下降，消費由生存型向發展型、享受型轉變。

（4）居民消費對經濟增長的貢獻。隨著收入增加，恩格爾系數呈下降趨勢，城鎮及農村居民消費結構逐漸由溫飽型向享受型過渡。

多元回歸方程結果顯示：居民消費八大項構成中，教育文化娛樂服務消費對經濟增長的貢獻最大，人均教育文化娛樂服務消費支出每增加1元，將直接拉動GDP增長0.9404億元，其次是交通通信、居住及醫療保健。

三、對策建議

基于上述計量模型，分析江蘇居民收入與經濟增長，產業結構變動、城鎮化變動的關系，居民消費與經濟增長、居民收入與消費的變動特點及結構結果表明：

江蘇經濟發展轉向質量型產業結構升級和創新型產業結構軟化階段。要從外需轉為更多地依靠內需，從主要靠外延性增長轉變成內涵性增長，從依靠外生動力發展轉為依靠內生動力發展，同時隨著江蘇工業化、信息化、城鎮化、市場化和國際化的深入發展，居民收入增長、消費需求擴大和經濟轉型升級將有更廣闊的空間。為此，提出如下對策建議。

（一）推進體制創新，實現經濟發展轉型升級

1.將經濟發展從依靠投資和出口拉動轉變到消費、投資和出口協調拉動。加快產業結構優化和高端化，推進新型工業化和發展新型服務業，在產業結構調整升級中挖掘國家財富增長和居民收入增長的源泉。適當控制政府投資規模。

2.以就業為導向培育中小企業，引導和促進中小企業、民營經濟加快發展，充分釋放就業吸納能力，幫助居民實現“多就業、早就業、就好業”。

（二）大力實施居民收入倍增計劃

理論與實際表明，提高居民收入水平是增加居民消費、促進消費結構轉型升級的前提，可以形成居民消費的穩定良好預期。

1.確保經濟平穩較快增長。統籌推動“穩增長、調結構、促改革”的各項措施，加快經濟發展方式轉變。

2.改革收入分配制度。按照“提低、擴中、調高”基本思路，努力提高城鄉居民收入在國民收入分配中的比重和勞動報酬在初次分配中比重。打破城鄉勞動力、土地等要素的二元結構，提高農村居民的工資性和財產性收入。

3.促進城鄉居民充分就業和健全社會保障制度。加大勞動者培訓力度，提高勞動者就業技能和擇業能力，建立健全職工工資的正常增長機制；提高城鄉居民最低生活保障標準和離退休人員的工資水平。提高城鄉居民基本養老保險覆蓋率和基本醫療保險參保率，做到應保盡保。

（三）促進居民消費轉型升級

1.調整產品結構，滿足不同消費層次居民的多元化需求。針對當前江蘇居民消費由生存型向發展型、享受型過渡的階段特點，大力發展教育文化娛樂、醫療保健等服務項目消費。

2.引導居民轉變消費觀念。提倡合理綠色消費，大力提供綠色商品和綠色服務，挖掘綠色消費潛力，大力提倡環保型、能源節約型和可持續消費方式，做到安全消費。