安徽省城鄉收入與消費實證分析

祝 程，崔立志，潘 晴，沈 陳

(安徽工業大學 商學院，安徽 馬鞍山 243002)

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安徽省城鄉收入與消費實證分析

祝 程，崔立志，潘 晴，沈 陳

(安徽工業大學 商學院，安徽 馬鞍山 243002)

依據絕對收入消費理論，采用計量經濟學方法(多元回歸模型)，利用1984～2013年的安徽省農村和城鎮的人均居民消費與收入、消費者價格指數、歷年基尼系數以及一年期定期存款利率數據建立消費模型，并借助于EVIEWS8.0和STATA12.0軟件進行回歸分析并檢驗，得出有關安徽省城鄉居民消費函數的理論結果。

安徽省；城鄉收入；居民消費；回歸分析

改革開放以來，安徽省經濟在不斷發展，城鄉居民的收入與消費水平都有了大幅提高，但在經濟發展的過程中也出現了一些不利于經濟長遠發展的現象，其中包括消費對于經濟發展的貢獻率偏低,城鄉居民收入與消費的差距問題。我國有多省都存在類似的情況，所以有很多學者對這一現象進行了研究分析。學者大多是對農村或者城市的收入消費情況或者對安徽省整體的收入消費情況進行單方面的分析且引入變量較少，少有學者分析多個變量對城市和農村收入消費的影響。本文的不同之處就在于引入了多個變量并且對農村和城市的消費情況進行了實證分析和橫向比較。筆者主要依據絕對收入消費理論，采用計量經濟學方法(多元回歸模型)，利用安徽省1984年到2013年農村和1985年至2013年城鎮的人均居民消費與收入、消費者價格指數、歷年基尼系數以及一年期定期存款利率數據建立起消費模型，并借助于EVIEWS8.0和STATA12.0軟件進行回歸分析并檢驗，得出有關安徽省城鄉居民消費函數的理論結果，對之進行了比較和分析，最后提出有利于提高安徽省居民消費水平的幾點建議。

一、建立消費模型并分析

(一)數據來源

本文的數據使用了1984年至2013年安徽農村和1985年至2013年安徽城鎮的人均居民消費、人均居民收入、消費者價格指數、一年期定期存款利率及歷年基尼系數。數據來源于中國國家統計局、安徽省統計局以及中國宏觀經濟信息網數據庫(由于國家統計局網站中部分相同口徑的統計信息只更新到了2013年，因此本文數據只取到2013年)。

(二)農村地區消費模型的建立

影響消費水平的因素有很多，根本因素是經濟發展水平，主要因素包括收入水平、物價水平、收入差距、利率、社保制度是否健全、居民的消費心理等。由于消費心理等難以用數據準確衡量，因此主要采用國家統計部門和權威機構可以提供的數據作為分析對象。為去除價格變動對收入與消費的影響，我們使用了經消費價格指數調整后的1984年可比價格計量的人均收入和消費數據作回歸分析(下文城市部分數據分析也采用這種方法，不再贅述)。

農村地區選取了30年的數據，為了方便分析，以Y1作為農村地區人均實際消費，X1作為農村人均實際收入，C1是安徽省農村居民消費價格指數(以1984年為基期)，一年期定期存款利率為R，基尼系數為J，隨機誤差項為e，建立消費函數模型：

Y1=a1*X1+a2*C1+a3*R+a4*J+e。

1.農村地區函數模型的參數估計

在EVIEWS8.0中使用OLS法進行回歸分析的結果如表1。

由表1內容可知模型的估計結果為：

Y1=-113.1395+0.7996X1-0.3606C1+6.0238R+447.3148J

(59.35)(0.0293)(0.1590)(2.4649)(210.3188)

表1 農村地區函數模型回歸分析結果

t=(-1.9064)(27.3252)(-2.2665)(2.4439)(2.1268)

2.模型檢驗

(1)經濟意義檢驗

此模型的經濟意義為：在假設其他變量不改變的情況下，農村每增加1元人均實際收入，則預期農村人均實際消費將會增加0.7996元,此結論符合預期的經濟意義；農村居民消費價格指數每增加1，則農村居民實際消費將減少0.3606元，這與預期經濟意義相符;一年期定期存款利率每增加一個百分點，則農村居民實際消費將增加6.0238元，一般認為存款利率增加，則居民儲蓄增加，消費減少，但是由于存款利率增加，居民獲取的存款收入也是增加的，所以實際消費也有可能是增加的，符合預期的經濟意義。1985～2013年的城市部分數據同樣存在這種情況，還可能說明在改革開放剛開始的一段時期，我國利率的設置與經濟市場化程度提高后的利率存在很大差異，其中有一段時期的利率從市場經濟的角度看必定是畸形的。而且由于剛開始進行改革開放，政策方面的刺激會使得經濟活動的某些方面突然發生變化，由此可能會導致利率在改革開放后至2013年的這段時期利率變化對消費的影響總體是有利于刺激消費增長的。但是隨著經濟市場化程度越來越高，提高利率就會使儲蓄增加但是消費減少。蒯昊在《安徽農村居民消費影響因素的實證分析》一文中證明了這種猜想。他做的是農村部分1993～2013年的消費分析，得出的結論是利率的增加使得消費減少，所以在1984年至1993年這段時期應該是安徽經濟的一個突變時期。基尼系數為衡量收入差距的指標，基尼系數增加說明居民收入差距擴大，會導致居民整體的消費水平下降。在其他條件不變的情況下，基尼系數每增加1%，居民要想維持其消費水平，其消費必須要增加447.3148元，符合經濟預期。

(2)統計檢驗

F檢驗：針對H0：a1=a2=a3=a4=0,在顯著性水平為a=0.05時，查F分布表可知自由度為k-1=4和n-k=25的臨界值F0.05(4,25)=2.76，由于F=549.4272>F0.05(4,25)=2.76，所以拒絕原假設H0：a1=a2=a3=a4=0，回歸方程是顯著的，列入模型的“農村人均實際收入”、“農村居民消費價格指數”、“一年期定期存款利率”和“中國歷年基尼系數”等解釋變量聯合起來對被解釋變量“農村人均實際消費”有顯著影響。

t檢驗：分別對于H0：a1=0，H0：a2=0，H0：a3=0，H0：a4=0，給定顯著性水平為0.05，查t分布表得自由度為n-k=25的臨界值t0.025(n-k)=2.060,由表1可知，除了常數項的t統計量為-1.9064，它的絕對值小于2.060,其余的a1，a2,a3,a4的t統計量分別為27.3252、-2.2665、2.4439、2.1268，絕對值都是大于2.060的，這說明在顯著性水平為0.05下，分別都應當拒絕H0：a1=0；H0：a2=0；H0：a3=0；H0：a4=0，即解釋變量“農村居民人均實際收入”、“農村居民消費價格指數”、“一年期定期存款利率”和“歷年基尼系數”在其他解釋變量不改變的情形下，分別對被解釋變量“農村人均實際消費”都有顯著影響。

多重共線性檢驗：我們對多重共線性檢驗采用的是方差擴大因子法，使用stata軟件對農村部分的數據進行回歸處理后，得出如下VIF值(見表2)

表2 農村地區函數模型多重共線性檢驗結果

由表2可以發現C1的VIF值是大于10的，因此可以判斷存在一定的多重共線性。

為了消除多重共線性的問題便對Y1、X1、C1、R、J取對數，得到LNY1、LNX1、LNC1、LNR、LNJ。取對數后的回歸結果如表3。

表3 對農村地區原模型數據取對數后的回歸分析結果

新模型的估計結果為：

Estimation Equation:

LNY1=C(1)+C(2)*LNX1+C(3)*LNC1+C(4)*LNR+C(5)*LNJ

Substituted Coefficients:

LNY1=0.818427640478+1.00761727742*LNX1-0.165698363677*LNC1+0.121059320937*LNR+0.365865746224*LNJ

3.取對數后農村地區消費函數模型檢驗：

(1)經濟意義檢驗

新模型的經濟意義為：假設其他變量在不改變的情形下，農村人均實際收入每增加1%，則農村人均實際消費會增加1%；農村居民消費價格指數每增加1%，則農村居民實際消費將減少0.16%;一年期定期存款利率增加，則農村居民實際消費也會增加；基尼系數增加，則農村居民實際消費也將增加，即居民要想維持其原來的消費水平，其消費必須要增加。修改后模型的經濟意義檢驗也是符合預期的。

(2)統計檢驗

F檢驗：針對H0：C(2)=C(3)=C(4)=C(5)=0,給定顯著性水平a=0.05，查F分布表可知自由度為k-1=4和n-k=25的臨界值F0.05(4,25)=2.76，由于F=278.61>F0.05(4,25)=2.76，所以拒絕原假設H0：C(2)=C(3)=C(4)=C(5)=0,回歸方程是顯著的，即列入模型的解釋變量聯合起來對被解釋變量有顯著影響。

t檢驗：分別對于H0：C(2)=0，H0：C(3)=0，H0：C(4)=0，H0：C(5)=0，給定顯著性水平為0.10，查t分布表得自由度為n-k=25的臨界值t0.05(n-k)=1.708,由表3數據可知，除了常數項的t統計量為1.2604，它的絕對值小于1.708,其余的C(2)、C(3)、C(4)、C(5)的t統計量分別為20.79、-1.92、3.58、1.74，絕對值都是大于1.708的，這說明在顯著性水平為0.10下，分別都應當拒絕H0：C(2)=0，H0：C(3)=0，H0：C(4)=0，H0：C(5)=0，也就是說，當在其他解釋變量不改變的情形下，解釋變量分別對被解釋變量都有顯著影響。

多重共線性檢驗：使用Stata軟件對數據進行計算后得到vif值(表4)：

表4 農村地區數據取對數后模型多重共線性檢驗結果

對應的VIF值,都小于10，都能通過檢驗，說明已經消除了之前的多重共線性。

異方差檢驗(見表5)。

表5 農村地區數據取對數后模型異方差檢驗結果

由Harvey檢驗可知P.(F)>0.05,所以不能拒絕原假設，因此可以判定該模型并不存在異方差。

自相關檢驗：由回歸分析的結果可知：Durbin-Watson stat值為1.227062。本文選取樣本量30個，有4個解釋變量，查過DW統計表后可知，dl=1.143，du=1.739。而dl

表6 農村地區數據取對數后模型自相關檢驗結果

由表6可知：P.(F)>0.05，因此接受原假設，模型不存在自相關，回歸方程的估計結果有效。

(三)城鎮地區消費模型的建立

鑒于農村地區使用的幾種數據建立消費函數模型后的回歸和分析結果都比較令人滿意，城市部分首先也采用這些影響因素作為影響收入的幾個解釋變量，建立消費模型為：

Y2=b1*X2+b2*C3+b3*R+b4*J+e。

1.城鎮地區函數模型的參數估計

在EVIEWS8.0中使用OLS法進行回歸分析的結果如下(見表7)。

表7 城鎮地區函數模型回歸分析結果

模型的估計結果為

Y2=77.6200+0.6764X2-0.1922C3+0.2834R+344.8358J

(33.8243)(0.0052)(0.0880)(1.5010)(116.4934)

T= (2.2948)(129.8461)(-2.1836)(0.1889)

(2.9601)

2.未對變量取對數的消費模型檢驗

(1)經濟意義檢驗：在假設其他變量不改變的情況下，城鎮地區每增加1元人均實際收入，則預期城鎮人均實際消費將會增加0.676421元；城鎮居民消費價格指數每增加1，則城鎮居民實際消費將減少0.192163元，這與預期的經濟意義相符;一年期定期存款利率每增加一個百分點，則城鎮居民實際消費將增加0.283383元；基尼系數每增加一個百分點，則城鎮居民實際消費將增加344.8358元，在其他條件不變的情況下，基尼系數每增加1%，居民要想維持其消費水平，其消費必須要增加344.8358元，符合預期意義。

(2)統計檢驗：

F檢驗：針對H0：b1=b2=b3=b4=0,在顯著性水平a=0.05時，查F分布表可知自由度為k-1=4和n-k=24的臨界值F0.05(4,24)=2.78，由于F=549.4272>F0.05(4,25)=2.78，所以拒絕原假設H0：a1=a2=a3=a4=0，回歸方程是顯著的，即列入模型的4個解釋變量聯合起來對被解釋變量“城鎮人均實際消費”有顯著影響。

t檢驗：分別對于H0：b1=0，H0：b2=0，H0：b3=0，H0：b4=0，給定顯著性水平為0.05，查t分布表知自由度為n-k=24的臨界值t0.025(n-k)=2.064,由圖表中數據可知，除了R的t統計量為0.1888，它的絕對值小于2.060,其余的b1、b2、b4的t統計量的絕對值都是大于2.060的，R的t統計量過小，說明在這種情況下，模型存在問題，不能通過t檢驗。

3.對變量取對數后的回歸分析

為了消除t檢驗無法通過的情況，同樣嘗試將各變量的數據取對數進行回歸分析(見表8)。

表8 對城鎮地區原模型取對數后的回歸分析結果

取對數后的城鎮地區消費函數模型回歸結果為：

Estimation Equation:

LNY2=C(1)LNX2+C(2)LNC3+C(3)LNR+C(4)LNJ + C(5)

Substituted Coefficients:

LNY2= 0.914749529185LNX2-0.0926914194235LNC3+0.0183613418277LNR+0.127905983283LNJ+1.01120643843

4.對變量取對數后的模型檢驗

(1)經濟意義檢驗

新模型的經濟意義為：假設在其他變量不改變的情形下，城鎮人均實際收入每增加1%，則城鎮人均實際消費將增加0.915%；城鎮居民消費價格指數若增加，則城鎮居民實際消費將會減少;一年期定期存款利率增加，則城鎮居民實際消費將增加；基尼系數增加，則城鎮居民實際消費也會增加，即居民要想維持其消費水平，其消費必須要增加，對經濟意義的檢驗符合預期。

(2)統計檢驗

F檢驗：針對H0：C(2)=C(3)=C(4)=C(5)=0,給定顯著性水平a=0.05，查F分布表可知自由度為k-1=4和n-k=24的臨界值F0.05(4,24)=2.78，由于F=278.61>F0.05(4,24)=2.78，所以拒絕原假設H0：C(2)=C(3)=C(4)=C(5)=0,回歸方程是顯著的，即列入模型的解釋變量聯合起來對被解釋變量有顯著影響。

t檢驗：分別對于H0：C(1)=0，H0：C(2)=0，H0：C(3)=0，H0：C(4)=0，給定顯著性水平為0.05，查t分布表的自由度為n-k=24臨界值t0.025(n-k)=2.064,由表8數據可知， C(1)、C(2)、C(3)、C(4)、C(5)的t統計量的絕對值都是大于2.064的，這說明在顯著性水平為0.05下，分別都應當拒絕H0：C(1)=0、H0：C(2)=0，H0：C(3)=0，H0：C(4)=0，H0：C(5)=0，也就是說，當在其他解釋變量不變的情況下，解釋變量分別對被解釋變量都有顯著影響。

多重共線性檢驗：使用Stata軟件對數據進行計算后得到vif值(見表9)。

表9 城鎮地區數據取對數后模型多重共線性檢驗結果

取對數后對應的VIF值也都小于10，都能通過檢驗。

5.異方差檢驗(見表10)

表10 城鎮地區數據取對數后模型異方差檢驗結果

由Harvey檢驗可知P.(F)>0.05,所以可以接受原假設，判定也不存在異方差。

6.自相關檢驗

由表8可知：Durbin-Watson stat值為1.619122。城鎮地區數據選取樣本量29個，有4個解釋變量，查DW統計表可知，dl=1.124，du=1.743。而dl

再用LM檢驗做自相關檢驗，使用滯后階數為2，得出如下結果：

表11 城鎮地區數據取對數后模型自相關檢驗結果

由表11可知P.(F)>0.05,因此接受原假設，已不存在自相關。

二、安徽省城鄉居民收入、消費的比較

第一，從城市和農村地區的實際消費和收入數據可以看出安徽省城鄉收入、消費的差距非常大，而且從1985年到2013年的數據還可以看出這種差距在繼續擴大。1985年的數據中，農村人均收入是347元，人均實際消費是281元；城市人均收入為634元，人均實際消費為566元。城市人均收入為農村的1.82倍，人均實際消費為農村的2.01倍。到了2013年，城市人均收入為農村的2.67倍，實際消費為農村的2.9倍。

第二，通過安徽省城鄉居民的消費函數對比可看出安徽省的農村居民邊際消費傾向比城鎮居民高。安徽省為農業大省，農村人口比重大，農村地區的收入增加可以大幅促進安徽省整體的消費。因此在制定促進消費的政策時，一定要把重心向農村地區傾斜。農村地區邊際消費傾向較高，這可能是因為農村居民貸款消費少，償還貸款的壓力較小，所以農村居民更敢于消費；此外也可能與城鎮地區居民受教育程度比農村地區高，城鎮居民理性消費的能力更強有關。

第三，通過對農村和城市地區消費函數經濟意義的對比，還可看出城市地區的CPI升高對其消費的減少程度會比農村地區更低。這主要是由于城市地區的居民收入比農村地區的居民收入高，城市居民抵抗意外事故、生病等風險的能力更強，而農村居民的收入較低，抗風險能力較差，一旦物價升高，其消費水平下降會比城市地區更明顯。

三、對提高安徽省消費水平的建議

第一，促進消費水平提高的根本方法是要努力促進安徽省經濟水平的提高，增加總體居民收入。從文中對數據取對數后進行的回歸分析中可以看出來這一點，收入增長引起農村和城鎮的消費增長都很高。我省應更多地引進和培育有技術創新能力的企業，改善產業結構，對于有成長空間的創新型技術企業給予大力扶持，減少企業成長的障礙。同時給予更多的優惠政策鼓勵創業，針對不同的人群可以提供不同類型的鼓勵措施，例如：針對大學生創業可以給予更大的政策優惠，因為當代大學生的思想較為開放，可行的創新型項目較多，可以對其提供較高額度的低息貸款或無息貸款；針對普通百姓的創業則需考慮到實際情況，對優秀項目給予關照。

第二，要繼續完善收入分配制度，強化各種稅收的征管，極力縮小城鄉差距，提前做好征收遺產稅的準備工作。從城鄉收入數據中能夠看出農村地區的收入和消費水平與城市地區相比有很大差距，強化稅收征管特別是將來遺產稅的征收無疑可以使國家有足夠財力能夠對農村地區給予全面扶持，從而擴大總體消費水平。但以目前的情況來看，遺產稅的征收并不現實，很多家庭的財產情況根本無從調查，為了以后遺產稅的征收能夠更加順暢，我省政府在現階段就應該提前研究好將來在征收遺產稅時可能會遇到的難題，提前做好應對策略。

第三，政府機構要加強對物價水平的監控，及時發現居民物價水平的異常情況，對不正常的物價水平變動要及時尋找原因和對策，并且要嚴打哄抬物價影響市場秩序的不良行為。這樣能保證物價處于合理的范圍，使居民對于商品價格的合理性有更大的認同感，在消費的時候不用猶豫不決地等待價格不合理的商品降價，營造良好的商品市場氛圍。此外，由于農村地區消費水平對物價變動的反應較為明顯，特別要加大對農村地區物價波動的監管。

第四，要建立健全社會保障體系，加強醫療保險的保障程度。我省經濟中消費對經濟的貢獻不足，其中一個重要原因就是居民的儲蓄率過高，不愿意消費，而不愿意消費的原因在于居民缺乏安全感，老百姓更愿意將錢儲蓄起來以應對生活中的突發狀況，比如生病、事故等。而完善社保和醫療保險，提高其保障程度可以降低老百姓對于突發狀況的擔憂，使百姓可以更加放心地消費。

第五，加強商業保險的宣傳推廣，全面增加有條件居民的抗風險能力。這個道理同社保和醫療保險類似，但是購買商業險對居民的收入要求較高，可以更多地針對城市居民進行推廣，這樣能夠進一步增強城市居民消費信心和能力。

第六，出臺針對某些高價格商品的消費優惠政策。例如：針對國產的新能源汽車消費，我省可以提高地方補貼，使我省新能源汽車的實際價格降低，這樣使更多人可以買得起車，無疑也可以促進省內消費水平的提高。此外，目前的房價過高，就可以降低貸款首付比例，對部分人群增加購房補貼獎勵，這樣既可以響應國家目前對房地產行業去庫存的要求，又可以極大地促進省內消費。

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(責任編輯 汪繼友)

An Empirical Analysis of Urban and Rural Income and Consumption in Anhui Province

ZHU Cheng, CUI Li-zhi, PAN Qing, SHEN Chen

(School of Business, Anhui University of Technology, Ma’anshan 243002, Anhui，China)

Based on the theory of absolute income consumption, and the econometric method (multiple regression model), this paper adopts per capita consumption and income of the rural and urban areas in Anhui Province from 1984 to 2013, the consumer price index, the Gini coefficient over the years and the one-year term deposit rate to establish the consumption model. In addition, EVIEWS8.0 and STATA12.0 are used to make regression analysis and tests, in order to obtain the theoretical results on the consumption function of urban and rural residents in Anhui Province.

Anhui Province; income of urban and rural residents; residential consumption; regression analysis

2016-04-15

安徽工業大學國家級大學生創新創業訓練計劃項目(201210360034)

祝 程(1993-)，男，安徽六安人，安徽工業大學商學院學生。 崔立志(1978-)，男，安徽廬江人，安徽工業大學商學院副教授，博士。

F221

A

1671-9247(2016)04-0003-05