李陽
內容摘要:我國城鄉居民收入存在較大差距,而且東、中、西部地區之間的城鄉居民收入差距也呈現較大差距。本文利用我國30個省市2000-2017年的面板數據,采用系統GMM方法探究收入差距對消費經濟增長的影響。結果表明:城鄉居民收入差距與消費經濟增長之間為顯著的負相關關系,即我國城鄉居民收入差距擴大會抑制消費經濟增長;橫向比較東中西部地區的回歸系數可知,東部地區的回歸系數絕對值最大,說明城鄉居民收入差距對東部地區消費經濟增長的影響最大;控制變量中,經濟發展水平、商貿流通產業發展水平、城鎮化水平對全國和東、中、西部地區消費經濟增長具有顯著的促進作用,而市場化水平對東部地區消費經濟增長具有顯著的促進作用。
關鍵詞:收入差距? ?消費經濟? ?社會零售商品總額? ?系統GMM
引言
改革開放以來經濟總量持續增長,與此同時居民收入水平也得以顯著提升。2017年我國國內生產總值達到82.08萬億元,同比上升6.8%,城鎮居民人均可支配收入為36396元,同比上升8.2%,農村居民人均可支配收入為13432元,同比上升8.6%。特別是我國經濟發展進入新常態后,投資和進出口對經濟增長的帶動作用逐漸弱化,需要進一步擴大消費對經濟增長的推動作用,而當前我國城鄉居民收入差距過大,農村居民消費水平難以提升,必然會抑制我國整體消費經濟增長,不利于我國經濟發展水平的持續增長。在此背景下探究收入差距對消費經濟增長的影響,有利于充分發揮消費對我國經濟的帶動作用,促進我國經濟發展水平進一步提升。
文獻概述
收入與消費經濟增長是經濟學的熱點研究主題,國內外與此相關的研究很多。Kaldor(2013)基于美國的居民收入差距與消費經濟增長數據探究居民收入差距對消費經濟增長的影響,結果表明收入差距與經濟增長之間存在顯著的負相關關系,由此他提出了一系列縮小收入差距的政策建議。與他的研究不同,Stiglitz(2014)基于美國面板數據探究收入差距與消費經濟增長的動態關系,結果表明收入差距擴大有利于消費經濟增長,他認為主要原因在于收入差距較大意味著富人群體增多,富人的邊際消費傾向更高,從而會提升消費經濟水平。傅雅慧(2019)基于消費需求的傳導機制探究了收入分配差距對我國經濟增長的影響,結果表明收入差距過大會明顯影響我國內需,從而影響經濟增長,由此她提出我國政府應該進一步縮小城鄉居民收入差距。
以往學者對收入差距與消費經濟增長進行了深入研究,但是多數學者的研究沒有考慮消費經濟增長的路徑依賴效應、收入與消費經濟增長的內生性問題,本文對此進行了補充,具有一定的創新性。
收入差距對消費經濟增長影響的實證分析
(一)變量選取與數據來源
本文主要探究的是收入差距對消費經濟增長的影響,因此消費經濟增長是本文的因變量,學術界對消費經濟增長并沒有明確的、統一的度量指標,很多學者使用居民消費水平、社會消費品零售總額、最終消費率等。居民消費水平、最終消費率等指標側重于反映居民的消費狀況,難以準確地度量消費經濟,而社會消費品零售總額反映了整個社會零售商品消費現狀,可以在一定程度上反映出我國整體消費狀況(王建英等,2018),因此本文使用社會消費品零售總額增長率表示消費經濟增長。
2000-2017年30個省市社會消費品零售總額數據均來源于國家統計局,使用cost。我國面積廣闊,不同地區經濟發展水平差異較大、收入水平差異較大,此外我國居民收入差距還體現在城鄉居民收入差距,鑒于此本文在城鄉居民收入差距的基礎上分東、中、西三大地區考察收入差距對消費經濟增長的影響,收入差距使用城市居民收入/農村居民收入表示(包忠明,2018),使用inc表示,根據國家統計局數據計算得到。消費雖然主要取決于收入,但是也受到地區經濟發展水平、市場化水平、商貿流通業發展水平、城鎮化水平等因素的影響(田旭,2018),因此本文將這些變量作為控制變量,分別使用gdp、mar、mao、city表示,其中經濟發展水平、商貿流通業發展水平、城鎮化水平根據國家統計局公開數據計算得到,市場化水平數據來自于樊綱《中國市場化指數報告》,缺失年份使用均值法補充。
(二)變量描述性統計分析
考慮到本文使用的經濟發展水平、商貿流通產業發展水平為絕對量指標,為避免變量時間跨度和地區之間的異方差性,本文對gdp和mao進行了取對數處理,隨后進行描述性統計分析,結果如表1所示。如表1所示,cost的均值為0.232,說明我國消費經濟增長水平較高,2000-2017年年均增速在23.2%左右;但是標準差為0.402,說明我國消費經濟增長時間跨度上以及地區之間存在一定的差距。lnc的均值為3.427,說明我國城鄉居民收入存在較大差距;標準差為0.302,說明我國居民收入在時間上和區域間呈現出較大差距。控制變量方面,經濟發展水平(lngdp)、市場化水平(mar)、商貿流通產業發展水平(lnmao)、城鎮化水平(city)的標準差分別0.984、0.072、0.197、0.152,說明我國30個省市在經濟發展水平、市場化水平、商貿流通產業發展水平以及城鎮化水平上呈現出一定的差異,由此也說明了采用面板數據模型的必要性和合理性。
(三)變量平穩性檢驗
本文的數據為30個省市2000-2017年的面板數據,時間跨度上高于15年,因此必須對原始數據進行平穩性檢驗,分別使用LLC檢驗、IPS檢驗、ADF檢驗、PP檢驗對原始數據的平穩性進行檢驗,結果如表2所示。如表2所示,LLC檢驗、IPS檢驗、ADF檢驗、PP檢驗均表明cost在1%的顯著性水平上為平穩序列,LLC檢驗 、ADF檢驗、PP檢驗均在1%的顯著性水平上表明inc為平穩序列,LLC檢驗、ADF檢驗均在1%的水平上表明lngdp為平穩序列,LLC檢驗、ADF檢驗也表明mar和lnmao至少在5%的水平上為平穩序列,LLC檢驗、IPS檢驗、ADF檢驗、PP檢驗均表明city在1%的顯著性水平上為平穩序列。由此說明本文選取的變量均為平穩序列,在回歸分析中無需關注“偽回歸”問題。
(四)模型構建
本文采用多元線性回歸模型加控制變量的方法構建面板數據模型,與以往研究不同之處在于本文認為消費經濟增長存在一定的路徑依賴效應,即當期的消費經濟水平可能會對以后的消費經濟增長水平產生一定的影響(紀園園等,2018)。此外,消費經濟增長與收入差距之間存在著雙向因果關系,即收入差距會影響消費經濟增長,而消費經濟增長也可能導致收入差距擴大,這種雙向的因果關系會引發內生性問題,以往的研究中并沒有關注此問題(馬萬超等,2017)。基于此,本文構建了動態面板數據模型:
如方程(1)所示,c為常數項,β 是回歸系數,costt-1是被解釋變量cost的一階滯后項。為了解決內生性問題,本文使用inc的一階滯后項作為工具變量。
(五)系統GMM模型輸出結果
基于方程(1)以inc的一階滯后項作為工具變量,采用系統GMM的方法進行回歸分析,結果如表3所示。如表3所示,本文在進行全國整體回歸之后,分東、中、西三大地區進行回歸,Sargan檢驗表明在整體和東、中、西部四大模型中工具變量不存在過度識別問題。VIF值均低于10,說明模型不存在多重共線性問題;R2均高于0.9,說明本文采用系統GMM的方法進行回歸分析取得了較好的擬合效果。全國的inc的回歸系數為-0.147在5%的水平上顯著,東、中、西部地區的回歸系數分別為-0.172、-0.155、-0.133且均在1%的水平上顯著,說明城鄉居民收入差距與消費經濟增長之間為顯著的負相關關系,即我國城鄉居民收入差距擴大會抑制消費經濟增長。橫向比較東、中、西部地區的回歸系數可知東部地區的回歸系數絕對值最大,說明城鄉居民收入差距對東部地區消費經濟增長的影響最大,主要原因在于我國東部地區經濟發展水平較高,城鄉居民收入差距相對較大,對消費經濟增長的抑制作用也相對較強。
結論與建議
本文基于上述實證分析得出以下結論:我國城鄉居民收入存在較大差距,而且東中西部地區之間的城鄉居民收入差距也呈現較大差距;全國的inc的回歸系數為-0.147且在5%的水平上顯著,東中西部地區的回歸系數分別為-0.172、-0.155、-0.133且均在1%的水平上顯著,說明城鄉居民收入差距與消費經濟增長之間為顯著的負相關關系,即我國城鄉居民收入差距擴大會抑制消費經濟增長。橫向比較東中西部地區的回歸系數可知東部地區的回歸系數絕對值最大,說明城鄉居民收入差距對東部地區消費經濟增長的影響最大;控制變量中,經濟發展水平、商貿流通產業發展水平、城鎮化水平對全國和東中西部地區消費經濟增長具有顯著的促進作用,而市場化水平對東部地區消費經濟增長具有顯著的促進作用。
由此提出以下幾點政策建議:第一,調整再分配政策,縮小居民收入差距。本文實證分析表明城鄉居民收入差距擴大對消費經濟增長具有顯著的抑制作用,因此政府應當致力于縮小城鄉居民收入差距,從而促進消費經濟增長。政府應當通過再分配政策調整居民收入差距,縮小居民收入差距,同時加強對貧困居民的收入補貼,提升其收入水平。第二,扶持農村經濟發展,提升農民收入水平。本文分析表明我國城鎮居民收入與農村居民收入存在較大差異,此差異擴大會抑制我國消費經濟增長。為此,我國政府應該逐步提升農村居民收入,重視農村地區經濟發展,完善農村基礎設施,帶動農村就業水平上升,逐步提升農村居民收入。第三,實行差異性政策,提升中西部市場化水平。本文實證分析表明市場化水平對東部地區消費經濟增長具有顯著的促進作用,由于全國整體和中西部地區市場化水平相對較低,對其消費經濟增長并沒有形成顯著作用,為此我國政府應該實行差異化政策,提升中西部地區市場化水平。
參考文獻:
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