城鄉居民收入差距與居民消費關系的實證研究

郭江濤,王泳茹

（四川大學a.經濟學院；b.公共管理學院，成都 610064）

0 引言

經濟發展規律表明消費是拉動經濟增長的最終動力，盡管我國居民消費水平近年來得到較大提高，但長期以來我國居民消費率偏低仍未得到改善，尤其近年來居民消費需求不振，制約著我國經濟發展。收入是影響居民消費的決定因素，改革開放以來，隨著收入分配體制改革的不斷深入，居民收入水平有了顯著提高，與此同時，居民個人收入差距也在不斷擴大，其中，城鄉居民收入差距擴大最為突出。因此，廣大學者對收入分配差距和消費需求的關系進行了大量的探討和研究。從以往文獻可知，關于收入差距和消費需求關系的研究主要集中在對城鎮、農村內部或者全國居民收入差距對消費需求的影響，且大多學者支持收入差距擴大不利于消費需求的結論，鑒于此，本文以城鄉收入差距作為主要指標，針對我國現狀，對城鄉居民收入差距與居民消費之間的關系進行研究。

1 變量選取

本文選取居民消費率（Y）、居民平均消費傾向（APC）、居民邊際消費傾向（MPC）這三個變量表示我國居民消費需求的變化；選取城鎮家庭人均可支配收入與農村家庭人均純收入比值（X）、泰爾指數（TL）表示我國城鄉居民收入差距。

本文所使用的2009年數據均來自中經專網統計數據庫，CPI數據來自《中國六十年統計資料匯編》，城鎮家庭人均可支配收入、農村家庭人均純收入、城鎮家庭平均每人全年消費性支出、農村家庭平均每人年生活消費支出數據來自《中國統計年鑒》和中國經濟信息網，城鎮人口、農村人口、國內生產總值來自于《中國統計年鑒》。其中，居民收入=城鎮家庭人均可支配收入×城鎮人口+農村家庭人均純收入×農村人口，居民消費=城鎮家庭平均每人全年消費性支出×城鎮人口+農村家庭平均每人年生活消費支出×農村人口，計算實際居民收入和實際居民消費時用1978=100的CPI進行平減。

2 回歸方程

我國居民消費和城鄉收入差距有朝著相反方向發展的態勢，居民消費需求增加、減少和城鄉收入差距縮小、擴大在時間上大致一致，而消費需求增加和收入差距縮小所經歷時間短暫，若建立回歸方程會因樣本數據少而使模型估計結果失真，若利用1978～2011年數據建立回歸方程，會因消費需求增加和收入差距縮小的較少數據影響對研究較長時期消費需求減少和收入差距擴大之間關系的模型估計。因此，根據所選變量的數據特征，本文選取1985～2011年作為樣本期間。

⑴變量平穩性檢驗。

本文所選變量為時間序列數據，為了防止偽回歸出現，需對變量進行平穩性檢驗，若各變量平穩可以直接進行模型估計，若不平穩，且是同階單整，則可以進行協整關系檢驗，若存在協整關系，就可以建立協整方程，估計變量之間的關系。

表1 變量平穩性檢驗

由表1可知，除變量X，即城鎮家庭人均可支配收入與農村家庭人均純收入比值在10%顯著性水平下平穩外，其余變量都在1%顯著性水平平穩，也就是說各變量不存在單位根，因此可以直接建立回歸方程。

⑵回歸分析。

為了研究城鄉居民收入差距和居民消費需求之間的關系，本文采用X、TL作為解釋變量分別對被解釋變量Y、APC、MPC建立回歸方程，從多角度說明城鄉居民收入差

距與居民消費需求之間的關系。下面列示進行檢驗、修正后的估計模型。

①Y是被解釋變量，X、TL分別作為解釋變量。

經檢驗，上面兩個回歸方程的殘差不存在異方差和自相關，并且解釋變量系數都通過5%顯著性水平檢驗，因此回歸系數有明確的經濟意義。Xt和Xt-1的系數為負，TLt和TLt-1的系數也為負，說明城鄉收入差距的擴大對居民消費率產生負影響，X和TL滯后一期的系數比當期系數小，說明居民消費率受滯后一期的收入分配結構影響大些。

②APC是被解釋變量，X、TL分別作為解釋變量。

該回歸方程是由加權最小二乘法估計得到，殘差不存在異方差和自相關。雖然杜賓值較小，但是自相關系數和篇自相關系數位于正負兩倍于估計標準差區域內，Q統計量也拒絕存在自相關。拒絕存在自相關。從Eviews軟件中截下的殘差序列自相關檢驗結果見圖1。

圖1 殘差序列自相關檢驗結果

該方程也是由最小二乘法估計得到，殘差也不存在異方差和自相關，同樣，雖然杜賓值較小，但是也通過了自相關檢驗（見圖2）。

圖2 殘差自相關檢驗結果

上面兩個回歸方程解釋變量系數通過了5%顯著性水平檢驗，說明具有明確的經濟意義。X和TL的系數都為負，說明城鄉收入差距的擴大會對社會平均消費傾向產生負影響。

③MPC是被解釋變量，X、TL分別作為解釋變量

上述兩個回歸方程都是由加權最小二乘法估計得到，并且殘差不存在異方差和自相關，因此解釋變量系數存在明確的經濟意義。X和TL系數都為負，說明城鄉收入差距擴大對居民邊際消費傾向產生負影響。

綜上所述，用Y、APC、MPC分別代表我國居民消費需求，并分別用X、TL對其進行回歸，經檢驗和修正后的回歸方程表明，解釋變量X、TL當期值系數（①、②、③）和滯后一期值系數（①）都為負數，并且都通過了5%顯著性水平檢驗，從而得出結論：無論是用城鎮家庭人均可支配收入與農村家庭人均純收入比值表示的城鄉收入差距擴大，還是用泰爾指數表示的城鄉收入差距擴大，對我國居民消費率、居民平均消費傾向、居民邊際消費傾向都產生負影響，說明了收入差距擴大會對居民消費需求增加產生抑制作用，因此，應進一步加深收入分配體制改革，提高低收入者的收入水平。

3 格蘭杰因果檢驗

相關并一定表示存在實際意義，在經濟變量中有一些變量顯著相關，但它們未必都是有意義的，因此還需對上述變量進行格蘭杰因果檢驗。格蘭杰因果檢驗主要是解決x變量是否引起y變量的問題，主要看現在的y能夠在多大程度上被過去的x解釋，加入x的滯后值后是否使解釋程度提高。

（1）Y是被解釋變量，X、TL分別作為解釋變量。

表2 格蘭杰因果檢驗結果（1）

由表2可知，滯后階數為3和6時，在5%、10%顯著性水平下X和TL是Y的格蘭杰原因，但Y不是X、TL的格蘭杰原因；滯后階數為4時，在10%顯著性水平下Y是X、TL的格蘭杰原因，但X、TL不是Y的格蘭杰原因。因此，Y和X之間、Y和TL之間不存在互為格蘭杰原因，但是滯后階數為3和6時，存在X、TL是Y的格蘭杰原因，說明①中回歸方程有經濟意義。

（2）APC是被解釋變量，X、TL分別作為解釋變量。

表3 格蘭杰因果檢驗結果（2）

由表3可知，滯后1階時，在10%顯著性水平下X、TL是APC的格蘭杰原因，在5%顯著性水平下APC是X、TL的格蘭杰原因，滯后6階時，在5%顯著性水平下，X、TL是APC的格蘭杰原因，在10%顯著性水平下APC是X、TL的格蘭杰原因，存在互為格蘭杰原因；滯后2階時，在10%顯著性水平下，APC是X、TL的格蘭杰原因，但X、TL不是APC格蘭杰原因；滯后3、4、5、7階時，在1%顯著性水平下，X、TL是APC的格蘭杰原因，但是APC不是X、TL的格蘭杰原因。滯后1、3～7階X、TL都是APC的格蘭杰原因，和格蘭杰因果檢驗定義基本符合，說明②中回歸方程有明顯的經濟意義。

（3）MPC是被解釋變量，X、TL分別作為解釋變量。

表4 格蘭杰因果檢驗結果（3）

由表4可知，滯后1階時，在5%顯著性水平下，X、TL是MPC的格蘭杰原因，在5%顯著性水平下MPC是X的格蘭杰原因，在10%顯著性水平下MPC是TL的格蘭杰原因，存在互為格蘭杰原因；滯后4、5階時，在1%顯著性水平下X、TL是MPC的格蘭杰原因，滯后6階時，在5%顯著性水平下X、TL是MPC的格蘭杰原因，滯后7階時，在10%顯著性水平下TL是MPC的格蘭杰原因，但滯后4～7階時，MPC不是X、TL的格蘭杰原因。滯后1、4～6階時X是MPC的格蘭杰原因，滯后1、4～7階時，TL是MPC的格蘭杰原因，說明③中回歸方程也具有明顯的經濟意義。

4 結論

利用1985～2011年數據建立回歸方程，經檢驗和修正后得到的變量系數都通過了檢驗，實證分析表明用城鄉收入比、泰爾指數表示的城鄉居民收入差距對用居民消費率、居民平均消費傾向、居民邊際消費傾向表示的居民消費需求產生負影響。然后采用格蘭杰因果檢驗，得到城鄉收入比、泰爾指數都是居民消費率、居民平均消費傾向、居民邊際消費傾向的格蘭杰原因，說明估計方程有明確的經濟含義，從而得出我國城鄉居民收入差距擴大會對居民消費造成負影響，而消費是帶動經濟增長的最終動力，因而會制約經濟增長。因此，我國應繼續深化收入分配制度，尤其是提高低收入者收入水平，轉移農村剩余勞動力，加大教育投資，提高人力資本質量，有利于勞動力的流動，從而提高收入水平。

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