城乡居民消费与经济增长波动相关性的差异分析

付景远，王金河

（聊城大学a管理学院；b商学院，山东 聊城 252059）

1 问题的提出

国家统计局表示，2009年上半年在GDP增长的三大需求中，最终消费对经济增长的贡献率为53.4%，投资对经济增长的贡献率为87.6%，出口对经济增长的贡献率为负41%。作为经济增长三架马车之一的消费，长期以来就是众多学者所关注的热点，无论是在经济高速发展期，还是在如金融危机的衰退期，刺激消费已经是最常用、最管用的方法之一。长期以来，学术界研究最多的是居民消费的功能性，即将消费水平作为自变量，将经济增长作为因变量，研究的结论大体上是一致的，有正向的促进效用。无论是从理论还是实证层面，关于消费研究的成果都已经相当充实。但是以往研究忽略了两个问题：一是促进增长的最终目的是为了提高人民生活水平，即使经济高度发达的社会，是否一定带来消费水平乃至人民生活具有幸福感。所以反向研究经济增长对居民消费贡献具有现实意义。二是以往研究居民消费与经济增长关系，都侧重于用传统的因果检验、协整检验方法，并在此基础上建立模型，反映两者之间关系。但本文认为，作为波动数据，建立模型的前提是具有同分布性和波动相关性，因此，本文采用EVIEWS5.0软件检验了N步列表中的联合概率和独立、相等与否以及交叉相关系数，以此反映两者之间的波动关系。

2 实证分析

2.1 研究对象与数据来源

本文采用1978～2007年的数据进行实证分析，数据来源于《中国统计年鉴》（限于篇幅，原始数据略）。

GDP是官方公布的国内生产总值；CS表示全体居民最终消费水平；CS-N为农村居民消费水平，CS-C为城镇居民消费水平，两者相加等于CS。考虑居民消费与经济增长波动相关性，本文摒弃了以往研究中的单整、协整以及脉冲分析方法，而采取N步列表中的联合概率和独立、相等检验法以及交叉相关系数等方法对两者之间的波动关系进行检验。

2.2 各变量的波动性描述

表1 GDP与CS的描述性统计 (单位：万元)

国内生产总值从1978年的3645.2万元增加到2007年的249529.9万元，增长了近70倍。偏度为1.168975，峰度为3.453251，表示从分布上看，是一个高窄峰，经济含义意味这在这一阶段的后期（特别是从90年代初期改革开放以后）经济增长速度比前期要快，这也是符合我国国情的；居民消费水平从1978年的184万元增加到2007年的7081万元，增长了近38倍。偏度为0.813474，峰度为2.537575，表示从分布上看，同样是一个高窄峰，经济含义意味这在这一阶段的后期居民消费水平得到了跨越式的提高；农村居民消费水平从1978年的138万元增加到2007年的3265万元，增长了近24倍。偏度为0.613587，峰度为2.168049，表示从分布上看，同样是一个较高窄峰，经济含义意味这在这一阶段的后期居民消费水平得到了跨越式的提高，但是偏度系数并不大，说明在农民消费水平在前后两个阶段内的增长速率差异并不大；城镇居民消费水平从1978年的405万元增加到2007年的11855万元，增长了近30倍。速度要高于农村。偏度为0.601164，峰度为2.088908，表示从分布上看，和农村一样是一个较高窄峰，但是偏度系数并不大，说明在城镇消费水平在前后两个阶段内的增长速率差异并不大（可见表1）。

通过对JP统计量观察，发现四个样本数据都来自于正态分布。从上述分析结果得：CS增长率仅仅为GDP的一半左右，农村消费水平增长则更低，这也从一个侧面反映了我国在拉动消费方面存在不足，长期以来，将经济增长归结于大规模的固定站产投资。另外由于百姓可支配收入较少，加上医疗社会保障体系的不健全，人民的消费观点并没有得到彻底改变，看病难、上学难、就业难是压在普通百姓身上的三座大山，正是由于这些潜在的流动性需求的存在，导致了国民普遍储蓄率过高，而边际消费系数较低的情况。

2.3 GDP与CS波动关系分析

（1）N步列表和联合概率的独立性检验

对于国内生产总值序列和消费水平序列，可以认为是一个组，然后将样本划分为若干个区域，（即每个区间观测值占总个数的比例）。这样就得到了联合分布的概率。

表2中CS分为4类，GDP分为5类，最后一列的每一个值是对应行的总和，是GDP的概率密度；最后一行是的每一个值是对应列的总和，是CS的概率密度；那么可以发现，联合概率密度的乘积不等于边际密度之和，所以不存在独立性。但是由于这是根据样本数字得出的，还必须通过假设检验来判断GDP和CS是否独立。通过EVIEWS3.1软件可得：pearson 值为 82.14，Likelihood Ratio 值为 62.82（P=0.0000）。表明两个序列之间不独立，波动具有相关性。

表2 独立性检验

（2）相等性检验

为了考察农村和城镇居民消费支出有无显著性差异，本文引入相当性检验：假设两个序列存在相同的均值和方差。考虑到城镇居民明显比农村居民消费水平高的实际情况，本文决定利用方差为考察对象，主要是为了反映城乡消费水平波动是否具有差异性。分析结果如表3。无论以哪种方法作为评价准则，都表示拒绝原假设，说明变量之间存在显著性差异，不存在相等性。

表3 相等性检验

（3）协方差与交叉相关系数

本文采取滞后系数（lag）为16，交叉相关系数显示组中两个序列的交叉相关，两侧的虚线对应正负2倍标准差，计算为±2/√30，根据图2计算的CS与GDP之间的交叉系数，两者之间的同期相关系数以及 CS（+1）和 CS（-1）相关系数都很高，所以两者之间存在波动一致关系，并且一直处于先行状态，因为可以看出在±10期之内，相关系数都很大，且为正。所以可以认定之间波动率是一致的。同理，可以得出CSC、CS-N与GDP-C之间的波动也存在一致性关系 （见图3、图 4）。

2.4 经济增长对居民消费水平贡献的城乡差异分析

采用简单线形回归方法分别建立GDP对CS、CSN、CSC的回归模型。首先得到GDP对居民消费水平的贡献方程：

方程统计量良好，R2=0.9842，表示GDP是决定消费水平的重要因素。自变量检验系数为0.029，表示GDP增长1个单位，会带来0.029个单位的居民消费的增加。假设在一个闭合的宏观经济系统内，只能说明GDP决定居民可支配收入，进尔决定消费水平，但是也反映了储蓄与消费之间的关系，即增加1单位GDP，带来的储蓄效应也远远大于消费效应。相比国外的高消费率相比，我国消费率是比较低的。特别是20世纪90年代后的改革打破了 “铁饭碗”，企业不再直接负担上述支出，但社保体系并未有效建立，居民预防性储蓄动机显著增强；同时，由于劳工工资成本的真实化进程是渐进的，企业未将成本扭曲形成的超高利润转移成工人养老、医疗和保险等支出，导致企业储蓄显著上升。这也是有人建议中国将上市公司部分国有股权划拨给社保基金的重要原因。

其次，分别得到GDP对农村居民消费系数CSN、城镇居民消费水平CSC的回归模型，这样做的目的是区分GDP在两者之间发挥作用的差异。

根据(2)和（3）式，我们对城镇和农村地区 1978～2007的情况进行对比分析。

第一，在城镇地区和农村地区，居民消费水平与经济增长均呈现正相关，且相关系数都比较明显。这表明，只有坚定不移的发展生产力，才是提高人民生活水平，实现安居乐业的必然之路。第二，从贡献系数来看，城镇居民消费水平的GDP作用小于农村，可以这样解释：由于城镇居民由于各种因为导致了本身的资本存量较大，或消费观念超前，居民消费变动受到GDP波动的影响较小。从常系数C也可以看出，城镇居民的自发性消费为811.76，远远高于农村。根据中国社科院发布的2008年社会蓝皮书，对过去我国居民生活、就业和社会保障等方面的问题进行梳理，并对今年的社会问题进行预测。蓝皮书的数据显示，去年，我国城镇居民收入增长超过GDP增长，但物价上涨、资产价格上涨和收入差距拉大，增加了低收入人群不公平感。

3 总结

从十一届三中全会以来，我国经济和居民消费水平都得到了很大的提升，按照此增长速度，完全可以实现2020年达到中等发达国家水平。并且通过偏度和峰度系数可以看出，在1992年改革开放以后的各项指标的发展都远远超过前段时间；N步量表的独立性分析表明GDP与CS两个序列之间不独立，波动具有相关性。相等性检验表明城镇居民消费水平与农村不具有相等性，从定量的角度证明了城乡居民消费水平差异；由于城镇和农村在社会氛围、消费习惯上的巨大差异，GDP对两者的消费水平的提高贡献率有较大差异，可以看出，自发性消费是消费的主体。

在金融危机的今天，刺激消费水平的提升首先是做好内功，大力发展生产力。另外由于城乡要刺激农村强大的消费市场，提高农村居民的自发性消费，这就必然要求农村养老、社会保障体系的建设更加完善，消除百姓的后顾之忧，才能从根本上达到刺激消费的目的。另外，如果解决城乡收入差距，降低基尼系数，维护社会和谐，也是实现经济和消费共赢的重要措施。从以往经验来看，国际上，在城乡结构转型期，城乡收入差距较小的是日本、韩国和中国台湾地区。在国内，城乡收入差距较小的是东南沿海地区，最小的是浙江。其农民增收致富的关键渠道来自于创业收入和财产性收入。因此，要控制并缩小城乡收入差距，必须对农民自主创业给予政策和资金上的支持，并且返地于农民，使其具有获得财产性收入的能力，即使这种能力大大低于城市房屋所有权，但是毕竟可以在一定程度上缓解压力。

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