家庭收入結構對城鄉消費二元性的影響作用

周結剛

(中共安徽省望江縣委黨校，安徽 安慶 246200)

進入新時代，隨著社會主要矛盾的變化，消費在拉動經濟增長過程中的作用日益突出，處理好收入與消費的關系是經濟穩定增長的重要基礎，因此，研究收入結構與消費需求的關系具有重要現實意義。

在不同經濟發展環境與市場供給條件下，收入結構的變化對消費需求的影響具有時期與地域差異，導致相關研究對兩者關系的變化并沒有形成統一定論。如：侯石安、趙和楠認為，城鄉居民的收入來源存在著明顯差異，收入結構的差異又決定著城鄉居民的不同消費選擇。[1]胡日東認為，收入差距的擴大是導致居民消費差距形成的主要原因，改善農村居民的收入狀況對于縮小城鄉消費差距具有關鍵性作用。[2]李江一、李涵認為，城鄉收入結構的不同對居民的消費選擇具有重要影響，收入差距的擴大對農村人力資本的增長具有促進作用，但是會對基礎性消費造成抑制作用。[3]易行健等認為城鄉居民收入的增長對消費支出表現出差異性作用，城鎮收入與支出表現出同步增長，而農村消費則相對滯后，工資性收入與經營性收入對城鄉消費的影響作用相對較大。[4]江國才認為，居民收入水平的提升對消費支出具有決定性作用，但是其對不同類別的消費支出表現出差異性影響作用。[5]由此可見，收入結構的不同是居民消費習慣差異形成的主要原因。本文擬在面板數據模型基礎上實證考察不同收入結構對城鄉消費需求的影響差異，為城鄉收入與消費結構的調整提供參考。

一、理論模型與數據說明

面板數據模型綜合了時間序列與截面模型的優點，能同時對時序與個體效應進行控制，有效降低由于截面差異所導致的內生性問題。一般的設定形式為：

Yit=αXit+βMit+eit+μit

(1)

式(1)中，Y、X即分別代表居民的消費支出與家庭收入類型，M為擬引入的控制變量，e與μ為常數項與殘差，i與t為時間序列與個體效應項。在式(1)中引入反映截面差異的公式i，從而能夠在反映變量間時序變化的同時有效控制截面差異。根據本文的研究內容，擬對城鄉家庭收入結構與消費需求的關系進行分析，家庭收入通常可以分為財產性、工資性、經營性與轉移性收入四類，[6]因此可以將式(1)轉換為式(2)與式(3)：

(2)

(3)

式(2)、式(3)分別反映的是城市與農村居民收入類型對消費支出的影響，Xit,1-Xit,4分別為不同類型的家庭收入來源，city與rural分別反映城鎮與農村地區。長期以來，受到城鄉二元結構的影響，我國居民收入結構與消費水平一直存在較大的差異，為了便于反映家庭收入結構對城鄉消費的影響差異，本文對2005—2017年我國31省城鄉家庭收入結構與消費支出的關系進行面板回歸分析。鑒于我國城鄉居民收入水平的差異，分別采用城鎮與農村居民消費支出作為被解釋變量。此外，將產業水平、GDP總量與城鎮化作為控制變量，①另外，產業水平采用原序列，其他變量均作對數處理。表1和表2分別給出2005—2017年31省城鄉家庭收入與消費的均值統計結果。

表1 城鎮家庭收入與消費支出的描述統計均值

表2 農村家庭收入與消費支出的描述統計均值

由表1可知，2005—2017年我國城鎮居民家庭消費支出一直保持持續增長態勢，其中：工資性收入在各類收入中處于最高水平，在2013—2014年呈小幅下降，其增長過程中出現中

斷；經營性收入增長相對平穩；財產性收入在2013年以前保持微弱的增長狀態，2014年出現較大幅度的增長；轉移性收入的變化并不平穩，2013年前后出現了較大的波動變化，2014年后又呈現出緩慢增長的趨勢。

由表2可知，2005—2017年我國農村居民消費支出呈快速增長趨勢，其中：工資性、經營性與轉移性收入與消費支出的增長趨勢較為一致；財產性收入在2005—2013年總體上是緩慢增長，2013年以后緩慢下降，說明我國工資性、經營性與轉移性收入與農村居民消費支出的增長關系更為密切，而財產性收入與消費支出的關系相對微弱。

二、實證分析過程

(一)單位根檢驗

本文采用fisher-ADF法進行檢驗，這一方法對數據的要求更為嚴格，檢驗結果的有效性相對更高，具體的檢驗結果見表3。

表3 fisher-ADF單位根檢驗結果

由表3可知，在原序列單位根檢驗結果中，只有城鎮消費支出、城鎮工資性收入與GDP滿足了平穩性要求，其他變量并不平穩(5%水平)；一階差分后的所有變量均通過了平穩性檢驗，即各變量符合同階單整的要求。

(二)面板協整檢驗

從上述分析中已知各變量均符合平穩性要求，但對于不同變量組合的平穩性問題仍然有待進一步探索，協整分析是對變量關系平穩與否的重要檢驗，研究采用統計檢驗力較強的Kao檢驗方法進行協整分析，表4中，模型1與模型2分別為城鄉家庭收入結構、消費支出與控制變量的協整檢驗結果。

由表4可知，模型1與模型2的Kao檢驗的統計量均在1%水平上達到顯著性，即兩模型中選取的各變量均存在著長期協整性，可以做進一步面板回歸分析。

表4 面板數據協整檢驗估計結果

(三)面板數據回歸分析

根據式(2)與式(3)分別對我國城鄉居民收入結構與消費支出的關系進行面板回歸估計，為了更好的控制我國省域間的截面差異，采用固定效應模型進行分析，表5中，模型3與模型4分別為城鄉收入結構對消費支出影響的具體結果。

表5 城鄉居民收入結構對消費支出的影響

由表5可知，模型3與模型4的估計結果較為理想，兩模型的擬合度較優，說明模型中選取的變量較為合理，估計結果有效。首先來看城鎮居民收入類型對消費支出的影響作用，財產性與工資性對消費支出均在1%水平上存在顯著促進作用，經營新收入對消費支出的影響則在5%水平上表現出顯著抑制作用，轉移性收入的影響作用不顯著。再來看農村地區的情況，農村財產性收入對消費支出的影響并不顯著，工資性、經營性與轉移性收入對消費支出均表現出顯著促進作用，每提升1個百分點分別可以帶動消費增長0.188、0.139與0.148個百分點。

對比城鄉不同收入類型對消費支出的影響作用發現，財產性收入對城鄉消費支出的影響作用具有顯著差異，其原因在于，財產性收入所依賴的交易行為與場所主要發生在城市區域，并且已經成為很多城鎮居民的重要收入來源，但是，在農村地區財產性收入缺乏良好的經濟基礎，這也是農村財產性收入對消費支出影響作用微弱的重要原因。工資性收入對城鎮居民的消費支出影響更大，這是因為城鎮居民主要從事第二、三產業，通過交換勞動力獲得報酬，而自給自足的生產方式決定了農村居民工資性收入相對較低，這也就解釋了工資性收入對農村居民消費作用相對較小。[7]經營性收入對城鄉消費支出的影響作用差異明顯，原因在于城鎮是我國小商品服務行業的主要分布地區，從事商品銷售的人員與企業相對較多，這也決定了在城鎮地區從事商品經營活動面臨著更大的市場競爭，企業的破產、倒閉等現象業較為普遍，因此不同家庭的經營性收入并不是穩定增長，這也導致其對消費支出不存在促進作用，甚至在部分經濟環境較差的地區，用于生產經營的收益難以彌補成本支出。轉移性收入僅對農村居民的消費支出具有顯著促進作用，主要原因在于，我國農村地區的經濟發展水平相對較低，并且農村也是貧困問題發生的主要區域，地方政府用于社會救濟、扶貧等方面的資金撥付也以農村地區為主。

三、結論與建議

研究在構建面板數據模型的基礎上分析了我國家庭收入結構對城鄉消費二元性的影響作用，主要得出以下結論：不同類型的家庭收入對城鄉居民的消費支出存在著明顯差異，財產性、工資性收入對城鎮居民的消費支出具有更為顯著的促進作用，經營性收入城鄉居民消費的影響表現出相反作用，轉移性收入對農村居民消費支出的促進作用更加突出。

綜上分析提出以下建議：首先要打破城鄉二元體制的阻礙，充分挖掘農村剩余勞動力，鼓勵農村居民進城務工同時注重改善農村地區的投資環境，充分發揮鄉鎮企業的經濟帶動作用與就業效應，拓展農村居民的收入來源渠道。其次，要根據地區經濟發展實際，逐步提高個稅起征點，降低城鎮居民的稅務負擔，鼓勵企業落實好績效工資體系，為居民工資收入的穩步增長提供良好的政策環境。最后，要進一步加強對農村的政策扶持，建立健全扶貧專項資金的撥付機制，提高農村居民的轉移性收入水平，促進貧困戶的穩定脫貧與消費增長。

注釋：

①產業水平、GDP總量與城鎮化分別采用第三產業占GDP比重、各省GDP、城鎮人口占總人口比重衡量。