市場化進(jìn)程對城鎮(zhèn)居民消費的影響
——2008-2013年省級面板數(shù)據(jù)的證據(jù)

(北京工商大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院 北京 100048)

一、引言和文獻(xiàn)綜述

凱恩斯的絕對收入假說認(rèn)為，在短期中，收入與消費是相關(guān)的，即消費取決于收入，消費與收入之間的關(guān)系也就是消費傾向。在此基礎(chǔ)上，我們試圖引入市場化進(jìn)程的因素來分析城鎮(zhèn)居民人均消費支出和人均可支配收入的關(guān)系。

各地區(qū)市場化進(jìn)程不同步,會加大地區(qū)之間的收入分配差異。閻大穎(2007)[1]研究發(fā)現(xiàn)市場化對提高各地區(qū)城鄉(xiāng)居民的收入均有至關(guān)重要的促進(jìn)作用。Yang(1999)[2]、Yao和Zhang(2001)注意到隨著中國市場化深入,勞動力和要素的跨區(qū)域流動加大了地區(qū)之間收入的差異。倪青山(2005)以勞動力跨部門流動模型證明,在勞動力流動性不斷增強的市場化改革過程中,早期收入分配的不均等程度可能會上升,一定時期后收入差距會逐步縮小[3]。

影響城鎮(zhèn)居民消費支出的主要因素是城鎮(zhèn)居民的可支配收入。褚曉琳(2013)實證檢驗北京市城鎮(zhèn)居民消費與可支配收入的數(shù)量關(guān)系以及城鎮(zhèn)居民邊際消費傾向的動態(tài)變化[4]。李寶仁(2007)研究北京市居民消費行為發(fā)現(xiàn)，影響人們當(dāng)期消費最主要的因素是收入,但同時消費也受國家政策等因素的影響,收入水平和增長速度直接影響消費需求的增長,進(jìn)而也會影響整個經(jīng)濟(jì)增長的速度[5]。

本文采用Hansen提出的門檻面板模型(Panel Threshold Model)對數(shù)據(jù)進(jìn)行自動識別來確定門檻值，從而對不同市場化進(jìn)程下城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和城鎮(zhèn)居民人均消費的關(guān)系給出回答[6]。本文的結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分簡要說明本文采用的計量方法以及模型的構(gòu)建；第三部分為實證結(jié)果并進(jìn)一步分析；最后予以總結(jié)。

二、模型的設(shè)定以及估計方法

(一)樣本、變量和數(shù)據(jù)

本文利用我國2008到2014年的30個省級面板數(shù)據(jù)，去除了西藏，對市場化進(jìn)程、城鎮(zhèn)人均可支配收入以及城鎮(zhèn)人均消費支出三者之間的動態(tài)關(guān)系展開計量分析，以期發(fā)現(xiàn)有價值的結(jié)論。市場化進(jìn)程的數(shù)據(jù)通過樊綱等所著《中國分省份市場化指數(shù)報告(2016)》獲得，城鎮(zhèn)居民人均消費、城鎮(zhèn)人均可支配收入等通過查閱各年《國家統(tǒng)計年鑒》獲得。

下面是變量說明以及變量的描述統(tǒng)計

城鎮(zhèn)居民人均消費支出(uacit)。主要衡量城鎮(zhèn)居民用于日常生活的所有支出，本文以各地區(qū)城鎮(zhèn)居民平均每人全年的消費性支出作為被解釋變量進(jìn)行研究。

城鎮(zhèn)居民人均可支配收入(uaiit)。主要衡量城鎮(zhèn)居民的收入情況，本文以各地區(qū)城鎮(zhèn)居民平均每人全年的可支配收入作為解釋變量之一進(jìn)行研究。

市場化指數(shù)(marketit)。關(guān)于市場化程度，國內(nèi)學(xué)者從不同角度進(jìn)行了研究，本文主要以樊綱和王小魯?shù)?2016)《中國各省份市場化指數(shù)報告(2016)》中的市場化指數(shù)為依據(jù)，將其作為門限變量進(jìn)行研究。相關(guān)變量的描述統(tǒng)計見表1：

表1 變量的描述性統(tǒng)計

數(shù)據(jù)來源：2009-2015年《國家統(tǒng)計年鑒》以及樊綱等編制的《中國各省份市場化指數(shù)報告(2016)》

(二)計量模型的構(gòu)建及估計方法

根據(jù)傳統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)理論，影響消費支出的因素主要是收入，尤其是可支配收入。同時將市場化進(jìn)程作為門限變量研究對消費支出的影響，建立的計量模型如下：

uacit=μit+α1uaiitI(market≤γ)+α2uaiitI(market>γ)+εit

(1)

其中，i代表地區(qū)，t代表年份，α1，α2均為待估計參數(shù)。uacit表示城鎮(zhèn)居民人均消費支出，uaiit表示城鎮(zhèn)居民人均可支配收入，marketit表示相應(yīng)的市場化指數(shù)作為門限變量，γ為特定的門限值，I(?)為指標(biāo)函數(shù)，μit為個體效應(yīng)，是一些不可觀測的因素，εit～N(0,σ2)為隨機干擾項。

(2)

進(jìn)而我們可以將上式(2)表示成為矩陣形式：

uac*=X*(γ)α+ε*

(3)

對于給定的γ值，可以用OLS方法估計(3)式得到β的估計值：

α(γ)=(X*(γ)′X*(γ))-1X*(γ)′uac*

(4)

相應(yīng)的殘差平方和為：

(5)

(6)

得到參數(shù)估計值后，需要進(jìn)行兩個方面的檢驗：一個是門檻效果是否顯著，二是門檻的估計值是否等于其真實值。第一個檢驗的原假設(shè)H0:α1=α2，檢驗統(tǒng)計量為：

(7)

(8)

以上是只存在一個門檻的情況，從計量經(jīng)濟(jì)學(xué)的角度看，可能存在多個門檻，這里簡要說明雙重門檻，其基本模型為：

uacit=μit+α1uaiitI(market≤γ1)+α2uaiitI(γ1

+α3uaiitI(market>γ2)+εit

(9)

三、實證結(jié)果和分析

利用Stata14.0對模型進(jìn)行估計。首先，確定門檻個數(shù)，以便確定模型的基本形式：依次在無門檻、單一門檻和雙門檻的設(shè)定下進(jìn)行估計，得到的F統(tǒng)計量和Bootstrap重復(fù)抽樣得到的P值和臨界值見表2：

表2 門檻效果檢驗

注：(1)P值和臨界值均為Bootstrap反復(fù)抽樣300次得到的結(jié)果。

(2)***、**、*分別代表在1%、5%、10%的水平下顯著。

單一門限的P值為0.027，雙重門限下的P值為0.017，均在5%的顯著水平上成立。因而模型存在雙重門限。門檻的估計值和95%的置信區(qū)間列于表3。

表3 門檻值的估計結(jié)果

并且借助圖1和圖2似然比圖可以更直觀的了解門檻回歸的結(jié)果。

圖1 第一個門限的似然比圖 圖2 第二個門限的似然比圖

門檻參數(shù)的估計值是似然比估計LR為零時γ的取值，在這個雙重門檻模型中為6.090和3.430。以第一個門檻估計值為例，其95%置信區(qū)間是所有 LR值小于 5%顯著水平下的臨界值(對應(yīng)圖中虛線)的γ構(gòu)成的區(qū)間。可以根據(jù)這個臨界值將回歸模型分成三段，其一是市場化指數(shù)大于6.090；其二是市場化指數(shù)在[3.430,6.090]；其三是市場化指數(shù)小于3.430。門限回歸得到相應(yīng)的模型估計結(jié)果如下表4：

表4 門限回歸得到的估計參數(shù)結(jié)果

因而可以通過這兩個門檻值將市場化程度分為三類，第一類是高市場化程度(marke t ≥6.090)，第二類是中等市場化程度(3.430 < market ≤6.090),第三類是低市場化程度(3.430 ≤market)。各年份不同市場化程度區(qū)間的地區(qū)數(shù)量分布如表5：

表5 不同年份各區(qū)間內(nèi)地區(qū)個數(shù)

通過對表5的分析可以發(fā)現(xiàn)，低市場化的地區(qū)較少，處于高市場化水平的省份逐年增加，中度市場化水平的地區(qū)逐步轉(zhuǎn)化為高市場化的地區(qū)，可以說我國市場化改革不斷取得進(jìn)步。

不同市場化程度下城鎮(zhèn)居民消費支出和城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的均值比較，見表6：

表6 不同市場化程度支出和可支配收入的均值比較

通過分析可以發(fā)現(xiàn)，高市場化程度的城鎮(zhèn)居民人均消費支出和人均可支配收入顯著高于中低市場化程度的地區(qū)，同時中低市場化程度地區(qū)的城鎮(zhèn)軍民人均消費支出和人均可支配收入相差不大。

按三個不同市場化程度，分段進(jìn)行了三次面板數(shù)據(jù)的穩(wěn)健性回歸，得到的估計結(jié)果如下表7：

表7 回歸結(jié)果

注：(1)t statistics in parentheses

(2)* p < 0.05,** p < 0.01,*** p < 0.001

以上回歸結(jié)果不同于門限回歸中直接得到的結(jié)果有所不同，但也能夠說明一些問題。首先，高市場化程度地區(qū)隨著城鎮(zhèn)居民人均可支配收入增加1元，城鎮(zhèn)居民人均消費支出增加0.582元，也即城鎮(zhèn)居民人均消費率，高市場化程度地區(qū)主要分布在東部沿海以及四個直轄市。同時一個比較鮮明的對比是，低市場化程度地區(qū)的城鎮(zhèn)居民人均消費率為0.789，顯著高于高市場化程度的城鎮(zhèn)居民人均消費率。當(dāng)其與中市場化程度地區(qū)的城鎮(zhèn)居民消費率0.491相比時，中低市場化程度地區(qū)的人均消費支出和人均可支配收入相差不是很明顯，但是城鎮(zhèn)居民消費率卻出現(xiàn)顯著的不同。低市場化程度的觀測樣本分別是2008-2013年的青海和2010-2013年的新疆共10個，樣本容量小估計的結(jié)果可能有所偏差。

四、結(jié)論及政策建議

市場化改革對于我國居民消費有著重要的影響。文章以2008-2013年各省市自治區(qū)的30個樣本實證研究，得到如下的結(jié)論：結(jié)合對高市場化程度地區(qū)的樣本和低市場化程度地區(qū)的樣本比較，發(fā)現(xiàn)各地區(qū)我國市場化程度呈現(xiàn)由東部向中西部逐漸降低的趨勢，一方面是由于各地區(qū)地理位置的因素，另一方面也是由于我國市場化改革進(jìn)程和政策的原因。同時高市場化程度地區(qū)的城鎮(zhèn)居民人均消費支出和人均可支配收入都是遠(yuǎn)高于中市場化程度地區(qū)和低市場化程度地區(qū)，可以發(fā)現(xiàn)市場化程度對我國城鎮(zhèn)居民人均消費和人均可支配收入的地區(qū)間差異有一定的影響。加快推進(jìn)地區(qū)市場化進(jìn)程，尤其是西部地區(qū)市場化進(jìn)程的建設(shè)，是必要的，這對于提高西部地區(qū)城鎮(zhèn)居民生活水平有著重要的作用。