中国城乡居民消费偏离调整力度分析----基于收入分层的视角

隋艳颖,夏晓平

(中国农业大学经济管理学院,北京 100083)

在金融危机的影响下,中国经济增长的外需动力受到了严重冲击,而内需不足又是长期以来制约我国经济均衡增长的最重要因素之一。面对“内忧外患”,为了确保中国经济的持续稳定增长,政府实施了诸如家电、汽车下乡补贴,家电以旧换新,减征小排量车辆购置税,个人住房转让营业税暂免等一系列扩大国内消费的政策,其目的就是要以刺激内需为起点,特别是通过挖掘农村的消费潜能来带动整个消费,从而拉动经济增长。

相关研究业已表明,随着城乡差距的缩小以及城乡联动的扩大,城乡之间的消费具有内在的收敛性。具体表现在收入和消费环境的优越性使城市居民的生活消费较之农村居民来说具有一定的前瞻性,且随着城乡之间交流的日益密切,对农村消费产生较强的“示范效应”。这种效应突出地表现出两种截然不同的作用力:一是攀附效应的牵引力。在现阶段,城市相对于农村的种种“优越性”使农村居民对城市的生活及消费方式心存向往,城镇居民的消费方式不可避免地对农村居民产生影响,因而产生攀附效应来刺激其超前消费。二是预防性储蓄动机效应的抑制力。由于住房、教育、医疗等制度改革在城镇居民中所产生的“预防性储蓄动机”对于未来收入和支出不确定的农村居民而言更会产生较大的“警示”性作用而制约其消费。因此,现阶段研究我国城乡居民的消费变动趋势,特别是不同收入层之间的对比,能够在一定程度上把握我国消费总的发展趋势。本文将研究对象确定为城乡居民,通过对消费和收入发生波动时城乡不同收入层居民的反应调整差异进行测度,分析城乡居民消费偏离调整的特点,以期能为扩大内需政策建立更加明确的目标瞄准机制,从而增强政策的针对性和有效性。

一、 文献综述

我国对消费和收入变动关系的研究文献较为丰富,经过梳理后可以划分为三种不同的研究视角:第一种是以城镇居民消费与收入变动关系为研究点,对我国城镇居民消费支出与可支配收入之间结构关系、城镇居民消费的过度敏感程度、城镇居民消费之间的示范效应、“收入层次差异”对城镇居民消费结构的影响等方面进行了研究[1-4]。研究表明我国城镇居民消费在经济转型期表现出过度敏感性特征,消费结构存在显著的差异,具有时变性的特点,不同收入层居民的消费行为存在着显著差异,收入层次差异是影响我国城镇居民消费结构的重要因素。第二种是以农村居民消费与收入变动关系为研究点,对影响农村消费的因素、农村居民消费与收入关系变迁、农村地区间消费结构差异、农村居民的不同收入对消费的影响、农村居民消费的过度敏感性等方面进行了研究[5-9]。研究表明农村居民消费表现出过度敏感性特征,东、中、西部之间农村居民消费呈现出较大的差异,消费支出主要取决于持久性收入水平,但暂时性收入对消费支出也有一定程度的影响,要解决农村居民消费不足的问题,不仅须要制定短期政策,更须要建立长效机制。第三种是以城乡居民消费与收入变动对比为研究点,对城乡消费联动机制、城乡居民收入消费关系和差异、城乡居民消费过度敏感性等方面进行了研究[10-12]。研究表明城镇居民的消费过度敏感性高于农村居民,城镇对农村消费行为有显著的“示范性”影响作用,农村居民消费需求与收入之间的相关性更为显著,无论是长期还是短期的收入增长,对刺激农村居民的消费需求都较为明显,而在城镇长期的收入增长政策则更为有效。

上述研究涉及到了我国城乡居民消费的方方面面,取得了较为丰硕的研究成果,这也为本研究的进一步开展提供了经验和方法上的借鉴,但已有研究显著不足之处在于,过多地将城镇居民和农村居民作为孤立的对象研究,忽略了二者之间的联动关系,特别是城镇居民消费对农村居民消费的示范效应,少数将城镇居民与农村居民结合的研究,也主要是将城镇居民和农村居民的整体进行比较,忽略了不同收入层之间的消费差异性。这很难准确、深入地描述我国城乡居民的消费行为。在开放环境下,农村居民的消费不仅取决于其自身的特征变量,而且还可能会显著地受到城镇的影响,特别是通过亿万农民工城乡之间的反复流动,更是加大了城镇居民消费对农村消费的“示范性”影响。因此,建立一个城镇消费对农村消费的“良性示范”模式,对于改善农民生活、实现城乡一体化和协调发展具有重要的理论意义和现实意义。鉴于此,本文在结合已有研究的基础上,通过建立误差修正模型,首先对城镇居民和农村居民整体的消费偏离调整力度作对比分析,然后对不同收入层城镇居民的消费调整力度进行计算,依据城镇居民对农村居民消费的示范性,描述城乡不同收入层居民的消费调整特点,以期从城乡消费联动的视角为进一步深入推进城乡一体化建设、破除城乡二元体制提供理论支持和政策依据。

二、 实证模型及数据来源

1. 误差修正模型

误差修正这个术语最早是由Sargen(1964)提出的,但是误差修正模型基本形式是在1978年由Davidson、Hendry、Srba和Yeo设定的,因此又称为DHSY模型。传统的经济模型通常表述的是变量之间的一种“长期均衡”的关系,而实际经济数据却是由“非均衡过程”生成的。因此,建模时须要用数据的动态非均衡过程来逼近经济理论的长期均衡过程。也就是说,受各种随机因素的影响,消费与收入的关系经常会偏离长期均衡比例,消费者必须根据对长期均衡比例的偏离程度及方向不断调整消费,以便使消费与收入的关系逐步复位到均衡点。其中,最一般的模型是自回归分布滞后模型,考虑只有两个变量的一阶自回归分布滞后模型ADL(1,1):

yt=β0+β1yt-1+β2xt+β3xt-1+μt

(1)

其中:β0为常数项,β1为前一期消费对当期消费的影响系数,β2为当期收入对当期消费的影响系数,β3为前一期收入对当期消费的影响系数;μt为残差序列且服从标准正态分布。

记y*=E(yt),x*=E(xt),由于E(μt)=0,在方程(1)两边取期望值进而有:

(2)

其中:k1度量了yt与xt的长期均衡关系,也是yt关于xt的长期乘数。

令α=β1-1,ecmt-1=yt-1-k0-k1xt-1,则方程(3)改写成:

Δyt=β2Δxt+αecmt-1+μt

(4)

如果扩展到有两个变量的二阶回归分布滞后模型ADL(2,1),依据上述推导公式,误差修正模型为:

Δ2yt=β2Δ2xt+α1ecmt-1+α2ecmt-2+vt

(5)

其中方程(4)和(5)被称为误差修正模型(error correction model,简称ECM),它反映了yt关于xt在第t时点的短期偏离。在误差修正模型中,不再单纯地使用变量的水平值或变量的差分建模,而是把两者有机地结合在一起,充分利用这两者所提供的信息。从短期看,被解释变量的变动是由较稳定的长期趋势和短期波动所决定的,短期内系统对于均衡状态的偏离程度的大小直接导致波动振幅的大小。其中α称为调整系数,若其在统计上是显著的,它将告诉我们yt在一个时期里的失衡将会在多大程度上在下一期得到调整[13-15]。

2. 数据来源

本文所研究的城乡居民消费仅指城乡居民的生活消费,并未考虑城乡居民的生产消费,城镇居民收入指城镇居民人均可支配收入,农村居民收入指农村居民人均纯收入。数据来源于1986—2009年《中国统计年鉴》。为了消除通货膨胀对消费与收入的影响,本文将城乡居民消费和收入数据转换为可比较的实际消费和实际收入,具体数据见图1、图2。

图1反映了城镇居民消费和收入的变动趋势,可以看出,1985—2008年期间,城镇居民的消费及收入都呈上升趋势,而且消费与收入保持同步关系。图2反映了农村居民消费和收入的变动趋势,可以看出,1985—1991年,农民收入增长缓慢甚至出现徘徊停滞。这一时期农业,尤其是粮食生产不景气,农业年均增长率下跌到4.1%,但是农民收入并没有大幅下跌是由于这一时期农村非农产业迅速发展,在很大程度上抵消了农业生产不景气的影响。1992—2000年进入了恢复增长的阶段,这一时期既是自1949年新中国成立以来我国农产品供应最充裕的时期,同时也是改革开放以来农民收入增长形势最为严峻的时期。2001—2005年,农民收入增幅很大,主要源自于中央采取了一系列政策措施,大幅度减轻农民负担,不断扩大农民增收来源。2006—2008年农民收入波动很大,主要是受农产品价格开始走低,农业生产资料价格大幅上升影响。从城乡对比来看,城镇居民的消费及收入的变动明显较农村居民平稳。

图1 城镇居民消费与收入的变动情况注:qg—城镇居民收入;qgx—城镇居民消费。

图2 农村居民消费与收入的变动情况注:nc—农村居民收入;ncx—农村居民消费。

为了进一步分析我国城乡居民在收入和消费变动时的调整差异,本文将通过协整分析和误差修正模型来测算我国城乡居民的消费偏离调整力度。

三、 实证分析

1. 消费偏离调整力度测算

(1) 单位根检验

如果一个时间序列的均值或自协方差不随着时间而改变,那么这个时间序列就是平稳的,反之则是非平稳的。对于非平稳的时间序列仍采用普通最小二乘法进行估计,则会导致虚假回归的现象。所以在回归前对各时间序列的稳定性应进行检验,现在比较常用的方法是ADF检验方法。通过对我国城乡居民1985—2008年的消费性支出与可支配收入时间序列进行单位根检验,均为非平稳序列,对其取对数差分后得到如下结果,见表1。

表1 各时间序列取对数后的单位根检验结果

注: Δ表示对应时间序列的差分;检测类型中c表示常数项,t表示趋势,n表示滞后项,0表示没有相应项;*表示在5%的显

著水平下的检测结果,**表示在10%的显著水平下的检测结果。

① AIC准则:用来确定一个滞后分布的长度,AIC值越小越好。

(2) 协整关系检验

协整检验主要是检验协整回归方程的残差项是否存在单位根,如果这两个序列不是协整的,残差中一定存在单位根,这就是非协整性零假设;如果这两个序列是协整的,残差将是平稳的。依次对城镇居民和农村居民的消费性支出与可支配收入建立回归方程:

以上方程的估计结果见表2。

表2 回归方程的估计结果

方程(6)中的系数β1表示城镇居民收入弹性,城镇居民收入每增加1%会使消费增加0.896%;方程(7)中的系数χ1表示农村居民收入弹性,农村居民收入每增加1%会使消费增加0.675%;从收入弹性中可以看出,城镇居民的收入弹性高于农村居民,城镇居民的消费对收入的波动反应比较灵敏,而经济基础薄弱的农村居民,消费对收入的波动反应相对比较迟钝。在同比例收入增加或减少时,城镇居民随着收入波动调整消费的力度要强于农村居民。

其残差检验结果见表3。

表3 残差检验结果

(3) 误差修正

基于上面的协整检验,可以进一步通过建立误差修正模型来分析城乡居民对消费偏离长期均衡的调整力度。依据回归分布滞后特点,建立误差修正模型(ECM):

Δ2ln(qgx)=λ1+λ2Δ2ln(qg)+α1ecmt-1+

α2ecmt-2+εt

(10)

Δln(ncx)=η1+η2Δln(nc)+π1ecmt-1+φt

(11)

由方程(10)和(11)得到如下估计结果,见表4。

表4 误差修正系数估计结果

从上述结果可以看出:当消费与收入偏离长期均衡时,城镇居民将会在滞后一期时以0.76的速度延续这种偏离,直到滞后二期才会以-0.77的速度将这种偏差调整回长期均衡的状态。对于农村居民,将会在滞后一期时以-0.14的调整力度将非均衡状态拉回到均衡状态,从而可以看出城镇居民对于消费与收入的波动作出反应的速度要慢于农村居民,但是其调整能力要明显强于农村居民。

2. 不同收入层消费偏离调整力度分析

本文首先对城镇居民不同收入层消费偏离调整力度进行分析,为了方便叙述,使用sri(i=1,…,5)代表城镇不同收入层人均可支配收入,zci(i=1,…,5)代表城镇不同收入层消费,其中1为最低收入户、2为低收入户、3为中等收入户、4为高收入户、5为最高收入户[注]本文将《中国统计年鉴》中的城镇居民中等偏下收入层、中等收入层、中等偏上收入层取平均值,在文中以中等收入层反映。。通过对我国城镇居民不同收入层1985—2008年的消费与收入时间序列进行单位根检验,均为非平稳序列,取对数差分后,收入时间序列中除sr2为二阶差分平稳数列,其余均为一阶差分平稳数列,消费时间序列中zc1、zc2、zc3为二阶差分平稳数列,其余为一阶差分平稳数列。

对城镇居民不同收入层消费与收入建立回归方程:

其中:κ1i为常数项,κ2i为城镇居民不同收入层的收入弹性,vi为残差序列且服从标准正态分布。

从估计结果[注]受篇幅限制,此处并没有列出全部估计结果。中可以看出,模型的估计参数都通过了显著性水平检验,因此模型能够很好地解释不同收入层城镇居民消费和收入的变动关系。估计后得到城镇居民不同收入层的收入弹性分别为κ21(0.955)、κ22(0.928)、κ23(0.903)、κ24(0.894)、κ25(0.886)。从城镇居民不同收入层的收入弹性中可以看出,五个收入层的收入弹性是逐渐降低的,说明在城镇居民中经济基础薄弱的收入层,消费较容易受到收入波动的影响。

由于城镇居民不同收入层消费和收入之间虽然存在协整关系,但是其协整阶数不同,所以对于1、2、3收入层建立二阶回归分布滞后模型,4、5收入层建立一阶自回归分布滞后模型:

进行估计后,上述方程的R2值和D.W.值都比较满意,得到误差修正系数φ11(0.46)、φ12(-1.02)、φ21(0.52)、φ22(-1.10)、φ31(0.71)、φ32(-1.53)、φ41(-0.94)、φ51(-0.73),且其t值均通过检验。

从上述结果可以看出:对于各收入层而言,当发生偏差时,最低收入层、低收入层及中等收入层到滞后二期时才能对这种偏差进行调整,而高收入层及最高收入层在滞后一期时就会及时调整这种偏差,而且调整的速度也非常快,说明在收入发生波动时,高收入层和最高收入层能够及时对消费及收入的均衡关系进行调整,收入波动对这两个阶层影响不大,其原因可能是这两个收入层的经济基础要明显好于前三个收入层,收入的波动并不会显著地影响到消费,即使产生影响,这两个收入层群体也可以动用储蓄来稳定这种波动。对于最低收入层、低收入层及中等收入层而言,其中中等收入层在滞后一期时,延续这种偏离的速度最快,而在滞后二期时,其调整这种偏差的速度也是最快的,这充分说明,在收入发生波动时,中等收入层很难及时对这种偏差进行调整,其偏离惯性很大,其原因可能是,中等收入层其消费性支出比较固定,当收入发生波动时,无法及时对这种固定消费进行调整。但是一旦其进行调整,也是调整速度最快的一个群体,这可能与中等收入群体的社会生存及适应能力要明显高于其他收入层有关,所以对这种经济波动的适应能力也会较强,调整速度也会很快。就最低收入层和低收入层的调整特点来看,其偏离惯性要小于中等收入层,调整速度也小于中等收入层,充分说明这两个收入层在整个经济形势波动过程中的承受能力和反应速度都要明显偏低,其原因可能是这两个收入层的经济基础要明显劣于其他收入层。由于最低收入层、低收入层及中等收入层在我国城镇居民中占有较大的比重,其中中产阶层的规模约为总人口的23%[16],这也解释了城镇居民直到滞后二期才会以-0.77的速度调整偏差的原因。

进一步将城乡居民不同收入层进行相应对比后发现[注]由于我国统计数据中自2002年才开始对农村居民的消费和收入进行分层统计,时间序列过短,因此无法使用误差修正模型进行消费偏离调整力度分析,因此采用了《中国统计年鉴》提供的2002-2008年农村居民收入与消费的数据与城镇居民不同收入层进行对比分析。,农村居民高收入层的收入介于城镇居民中等收入层和中等偏下收入层之间,其消费水平与城镇居民低收入层的消费水平接近;农村居民中等及中等以上收入层的收入与城镇居民最低收入层接近,但其消费水平却远低于城镇居民最低收入层的消费水平;农村居民中等偏下收入层及低收入层的收入和消费都远远低于城镇居民最低收入层的收入和消费。由于各收入层次的城镇居民消费相对于比其收入低一层次的农村居民而言,存在一定的前瞻性和示范效应[11],因此可以初步判断出农村居民高收入层的消费偏离调整力度与城镇居民中等收入层类似,农村居民中等收入层的消费偏离调整力度与城镇居民最低收入层类似。

四、 结论及政策建议

综上所述,本文可以得出以下结论:①当消费性支出与收入偏离长期均衡时,在调整反应时间上,城镇居民中最低收入层、低收入层和中等收入层调整的反应时间要滞后于高收入层和最高收入层。②在调整力度上,虽然城乡居民中的中等收入层调整时间均滞后于高收入层和最高收入层,但是城乡居民中的中等收入层却是调整能力最强的一个阶层。③从城乡对比来看,由于城镇居民消费的前瞻性和示范效应,农村高收入层的调整力度接近于城镇中等收入层,农村中等收入层的调整力度接近于城镇最低收入层。

基于以上结论,笔者认为,在当前亟须扩大内需的背景下,政府宏观政策调控的取向应重点围绕“壮大中产阶层、缩小社会中下阶层、整合阶层利益关系,引导城镇消费对农村的正向示范效应”展开,促使我国的社会阶层结构向“橄榄形”结构变动[16]。不论是城镇还是农村,中产阶级的壮大将有利于调整收入分配结构,稳定经济发展,促进社会和谐。所以,政府应从提高中低阶层的收入水平、完善社会保障体系和调整国民收入的分配结构等方面着手,增强城乡居民的消费能力,从而促进整个社会消费结构升级。

另外,在制定刺激城镇居民消费政策时,由于城镇各收入层居民消费偏离的调整力度存在时滞性和差异性,消费政策因此要有一定的前瞻性和延续性,以适应最低收入层、低收入层及中等收入层的调节时间,并使其形成良好的心理预期。在确定刺激消费目标时,应将城镇居民中的中等收入层作为目标主体,同时为了稳定社会发展,也要兼顾最低收入层和低收入层群体。在制定刺激农村居民消费政策时,由于农村居民中的中高收入层的调整特点接近于城镇居民中的中低收入层,因而刺激政策可以比照针对城镇居民中的中低收入层的政策,不过对于农村低收入层群体而言,由于收入水平低,政府的首要任务不是刺激消费,而是着重通过加快其收入增长的幅度来提高这一阶层的消费能力,只有在抑制居民消费能力的问题上实现突破,才能让百姓“有钱花、敢花钱”。

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