城鎮(zhèn)居民收入水平分布變化對“消費升級”的影響
——基于異質(zhì)性效應分析視角

呂 文

（湖北商貿(mào)學院 武漢 430070）

問題的提出

隨著社會經(jīng)濟的不斷發(fā)展，我國居民收入結構優(yōu)化的過程不斷深入，以城鎮(zhèn)居民為代表的收入分布已經(jīng)發(fā)生了深刻變化，與此同時，我國消費市場上產(chǎn)生了顯著的“消費升級趨勢”，兩者內(nèi)在的經(jīng)濟聯(lián)系引起了大量學者的重視。馬斯洛層次需求理論認為，收入分配不均是社會發(fā)展中的重要問題，居民對收入的分配會導致消費市場發(fā)展遇到諸多問題，進而阻礙整體經(jīng)濟的發(fā)展。從邊際消費傾向角度來看，在生產(chǎn)力有限的國家，當大量收入傾斜到人數(shù)較少的群體中時，人數(shù)較多的群體對基本消費的需求會透支有限的生產(chǎn)力，進而引發(fā)生產(chǎn)結構的失衡，在此基礎上可以發(fā)現(xiàn)，收入分布的優(yōu)化能夠促進消費市場結構的優(yōu)化，兩者具備顯然的聯(lián)系?？v觀當前研究，魏勇（2017）在研究中提出我國消費升級現(xiàn)象的主要來源是收入結構與社會保障的完善，金丹（2018）認為居民消費升級實際上折射出我國居民收入的價值優(yōu)化，王青和張廣柱（2017）的研究則認為，我國消費升級的主要特征是居民的需求收入彈性的變動。上述研究從不同角度證實了收入結構對消費的重要影響，但尚未有研究從收入分布的空間異質(zhì)性角度出發(fā)，研究人口集聚下的收入分布優(yōu)化是否對“消費升級”產(chǎn)生了促進作用。鑒于此，本文將采用實證模型深入分析收入分布與消費升級之間的關聯(lián)特征。

我國城鎮(zhèn)居民消費升級的主要特征

居民消費升級的過程是一個消費項目及比例潛在變動的過程，在內(nèi)容上表現(xiàn)為單一商品從低層次向高層次的過度，細分商品的需求彈性不斷提升，同時具備高附加值屬性的商品消費比例大幅攀升。根據(jù)需求彈性理論可以認為，消費升級實質(zhì)上是需求大于供給情況下，居民收入的增長與需求層次相背離的結果。本文擬采用擴展線性支出模型（ELES）考察居民消費的絕對支出水平，從馬歇爾需求角度分析我國居民消費升級的過程，該模型認為居民的各項消費支出之間是相互聯(lián)系的，單一產(chǎn)品的消費上升實質(zhì)上代表了價格資料的集體上升，從而能夠從具體的截面數(shù)據(jù)估算出各類商品需求，進而從絕對額變動情況分析出我國居民消費升級的主要特征。

（一）ELES模型設定

擴展線性支出（ELES）模型假定某時期內(nèi)居民對各類商品和服務的需求由收入和價格兩個因素所決定，居民需求包含基本需求和超額需求，收入水平?jīng)Q定了居民的超額需求，但不決定居民的基本需求，邊際消費傾向關聯(lián)于收入和超額需求的分配，由此可以設定ELES模型的基本表達式為：

公式（1）中，pi代表第i類商品或服務對應的價格，qi代表第i類商品或服務對應的市場總需求量，ri代表第i類商品或服務對應的基本需求量，居民額總支出則可以由基本需求和超額需求的加總得到，βi為對應超額需求的邊際消費傾向。I代表居民的可支配收入，進一步對（1）式進行改寫：

公式（2）中，右側括號內(nèi)的式子可以令為αi，左側的piqi令為Ci，從而將ELES基本模型轉(zhuǎn)換為計量模型：

計量模型（3）中，αi和βi均為待估系數(shù)，μi為模型的隨機擾動項。由于本文的研究重點是收入水平的區(qū)域分布變動，因此需要對區(qū)域效應進行固定，但時間趨勢項的影響仍需重視，由此可以將上述計量模型擴展為：

在加入時間趨勢項后，需要保證隨機擾動項μi和εi之間線性無關，從而可以采用OLS（GLS）模型對βi進行估計，為了檢驗模型中可能出現(xiàn)的個體和固定效應，需要進一步采用F統(tǒng)計量對固定效應進行檢驗：

公式（5）中，S1和S2分別表示混合模型和固定效應模型的殘差平方和。N為截面?zhèn)€數(shù)，K為解釋變量的個數(shù)，T為對應時期的個數(shù)。假定F統(tǒng)計量遠大于臨界值，則應該采用固定效應模型，否則采用混合模型。進一步采用最小二乘估計或廣義二乘估計得到參數(shù)估計值，從而根據(jù)基本表達式（1），將原式進行求和可得：

從而得到居民對i類商品或服務的收入彈性：

（二）我國城鎮(zhèn)居民收入彈性與消費傾向的變動

采用Stata 12.0軟件環(huán)境，利用公式（3）計算得到我國城鎮(zhèn)居民八項主要消費項目的各個參數(shù)，并通過F統(tǒng)計量選擇相應的檢驗模型。相關數(shù)據(jù)來自2009-2018年《中國統(tǒng)計年鑒》，結果如表1所示。

由表1可見，上述各個類別商品回歸方程的T統(tǒng)計量均遠大于臨界值，說明居民消費升級現(xiàn)象與收入的變化之間具備顯著的線性關系。從邊際消費傾向βi來看，2009年至2018年間我國總體邊際消費傾向為0.67，這證明我國居民在觀測期內(nèi)收入每增加1元，就會有0.73元用于消費。在邊際消費傾向的基礎上利用公式（7）可以求得各個消費項目歷年的需求收入彈性，如表2所示。

表2的結果顯示，我國城鎮(zhèn)居民的8類主要商品的需求收入彈性均為正值，其中交通和通信具備最高的收入彈性（1.460），家庭設備用品及服務具備最低的收入彈性（0.556）。隨著市場經(jīng)濟的發(fā)展，我國消費市場在近年取得了同步的繁榮，城鎮(zhèn)居民對各類消費商品的需求彈性出現(xiàn)了顯著上升，個性化消費項目逐步攀升，主要消費項目高級化趨勢不斷顯現(xiàn)。

城鎮(zhèn)居民收入分布變化對消費升級影響的實證檢驗

（一）模型設定

我國城鎮(zhèn)居民收入分布變化不僅具備空間特征，還具備顯著的跨期特征（時間特征），這是由于居民收入分布變化并非短期發(fā)生的，而是長期調(diào)整和需求分配的結果，是由于經(jīng)濟發(fā)展的慣性帶動了居民消費和需求的互動化上升。鑒于變量的上述特征，本文引入動態(tài)面板模型，分析收入分布的漸進式變化對消費升級趨勢起到的影響，為了保證估計量的無偏性，本文采用廣義矩估計（GMM）設定動態(tài)面板模型：

對動態(tài)面板進行一階差分以消除個體效應ui，有：

公式（9）中，yit為被解釋變量，yit-1為對應的一階滯后量，xit為代表收入分布變化的解釋變量，zi代表模型中不隨時間變化的變量，εit代表隨機擾動項。

表1 2009-2018年我國城鎮(zhèn)居民消費升級的ELES檢驗

表2 2009-2018年我國城鎮(zhèn)居民各項消費需求的收入彈性

（二）變量設定

被解釋變量。上文中已經(jīng)就被解釋變量—“消費升級”的特征作出了合理的說明，由于官方統(tǒng)計口徑中八類生活消費項目支出均處于顯著的需求收入彈性增加過程中，以全部生活消費總支出表征的對數(shù)值可以代表居民總消費升級趨勢，設定為CALLit；以食品、衣著、居住和家庭設備用品服務的消費支出表征的對數(shù)值可以代表居民基本消費升級趨勢，設定為CBASICit；以交通和通訊、文化教育娛樂服務、醫(yī)療保健和其他商品服務的消費支出表征的對數(shù)值可以代表居民高檔消費升級趨勢，設定為CHIGHit。

解釋變量。城鎮(zhèn)居民收入分布并不同于收入結構變量，收入分布是由于各個區(qū)域間收入不平等所導致的，而全體居民的收入實質(zhì)上處于正態(tài)分布的紡錘結構上。鑒于此，本文引入胡志軍和陶紀坤（2018）文章中構造的收入分布極化指數(shù)—DER指數(shù)，該指數(shù)認為收入分布的極化水平來源于社會所有對抗的求和，且在公理性條件下，該指數(shù)具備如下唯一形式：

表3 城鎮(zhèn)居民收入分布對消費升級的動態(tài)面板回歸結果

由公式（10）可見，DER收入分布指數(shù)屬于簡約的二重積分形式，由收入認同性函數(shù)ι(α)=f(y)α和疏離性函數(shù)a(y)=∫f(y)|x-y|dydx所構成，認同性函數(shù)代表了收入分布上各個具體收入點的聚集人數(shù)，而疏離性函數(shù)實質(zhì)上就是基尼系數(shù)，從而可以定義兩者的標準化協(xié)方差：

進而可以得到基于居民收入分布函數(shù)（采用高斯核函數(shù)估計）的DER指數(shù)：

由此本文得到了所需的解釋變量，此外，本文引入個人社保費用（SW）、政府支出（GOV）和經(jīng)濟不確定指數(shù)（UNC）作為控制變量，這三類變量是消費市場的重要影響變量，也是居民除個人消費外的潛在消費變量，控制三類變量更能夠明晰研究的結論和方向。

研究觀察期為2009-2018年，采用我國31個省、自治區(qū)、直轄市的面板數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于2009-2018年的《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》、《中國勞動統(tǒng)計年鑒》、《中國家庭收入調(diào)查數(shù)據(jù)》（CHIPS）和《不確定性指數(shù)報告》（芝加哥大學2018年發(fā)布）。為了消除時間序列的異方差影響，對被解釋變量、解釋變量和控制變量均進行了對數(shù)化處理。

（三）實證分析結果

表3中給出了城鎮(zhèn)居民收入水平分布對消費升級趨勢的回歸分析估計結果。列（1）中給出了總消費升級趨勢的影響分析，列（2）給出了基本商品消費升級的影響分析，列（3）給出了高檔商品消費升級趨勢的影響分析。由于系統(tǒng)GMM回歸的擾動項自相關檢驗AR（2）大于0.05，模型的過度識別Sargan檢驗顯示p值大于0.05，說明應直接采用系統(tǒng)GMM回歸分析，而無需使用差分GMM回歸分析。

結論

本文根據(jù)擴展線性支出模型（ELES）分析了2009-2018年我國城鎮(zhèn)居民八類消費項目的邊際消費彈性和需求收入彈性，發(fā)現(xiàn)在觀測期內(nèi)我國城鎮(zhèn)居民出現(xiàn)了顯著的消費升級趨勢，在此基礎上采用動態(tài)面板模型分析了城鎮(zhèn)居民收入水平分布變化的影響。研究結果證明：

第一，我國城鎮(zhèn)居民收入分布水平的變化顯著促進了消費升級。具體而言，城鎮(zhèn)居民收入分布的極化指標DER指數(shù)每上升一個單位，我國總體消費規(guī)模將上升0.513個單位，居民收入結構的變化對基本消費和高檔消費同步產(chǎn)生了顯著的促進作用，但對高檔商品消費的促進作用強于基本消費，這說明目前的收入分布變動呈現(xiàn)出結構優(yōu)化的特征，使得城鎮(zhèn)居民在基本消費得到滿足和逐步提升的前提下，將更多收入分配到滿足精神需求的高檔消費中，從而完成了收入分布優(yōu)化到消費市場發(fā)展的經(jīng)濟性轉(zhuǎn)換過程。

第二，城鎮(zhèn)居民收入水平的分布變化具備顯著的時間延續(xù)性，對總體消費和高檔消費的促進作用在兩個滯后期內(nèi)顯著，對基本消費的促進作用在一個滯后期內(nèi)顯著。持續(xù)增長的收入也幫助城鎮(zhèn)居民進一步開展消費升級，不同于此前研究中的相關結論，證明居民在收入分配的過程中僅僅在當期產(chǎn)生了消費促進效果，而在滯后期并未發(fā)生。一方面，我國居民的預防性儲蓄動機隨著社會經(jīng)濟的發(fā)展逐步轉(zhuǎn)變，居民工資的快速積累促使收入分布向城鎮(zhèn)集聚，從而推高了城鎮(zhèn)居民的多期消費水平；另一方面，由于收入波動性的影響，城鎮(zhèn)居民在長期的消費-儲蓄分配過程中建立了高層次消費的心理賬戶，盡管沒有促成居民的遠期透支消費大規(guī)模增長，但也使得大量居民開始使用現(xiàn)金收入賬戶和儲蓄經(jīng)濟開展消費，從而助推了消費升級的趨勢。

第三，從控制變量來看，社會保障因素和經(jīng)濟波動產(chǎn)生的消費擠出效應逐步凸顯。社會保障變量對高檔消費升級趨勢產(chǎn)生了顯著的抑制作用；政府支出對總體消費和高檔消費產(chǎn)生了顯著的抑制作用；經(jīng)濟不確定性對三類消費均產(chǎn)生了顯著的抑制作用。這是由于城鎮(zhèn)居民參與的社保金繳納和政府進行的財政支出，本質(zhì)上是居民可支配收入的減少，因此對整體的消費升級而言，這一類因素的“擠出效應”并不突兀，但這類支出是構建我國基本養(yǎng)老、醫(yī)療和社會保障制度的資金來源，對于培育穩(wěn)定的經(jīng)濟市場有重要作用。同時我國居民的平均工資水平不高，使得社保金壓力增大，這一點可以通過后續(xù)居民收入的持續(xù)發(fā)展，逐步削減影響。此外，由經(jīng)濟不確定性帶來的消費升級抑制作用更值得深思，經(jīng)濟不確定性是指快速的通貨膨脹或物價的大幅度波動，該類情況會嚴重削弱消費者信心，降低消費者心理賬戶預設，進而縮減整體消費需求規(guī)模，由于居民對高檔消費強敏感性和產(chǎn)品需求的非剛性，當經(jīng)濟不確定性加大時，會嚴重影響消費升級趨勢的進一步深入，從而抑制居民消費和整體消費市場發(fā)展。由此可見，進一步增強我國居民收入水平，改善居民收入分布結構，并控制經(jīng)濟市場不確定性，是保證消費升級趨勢進一步深化的主要手段。