中國(guó)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)偏離調(diào)整力度分析
----基于收入分層的視角

隋艷穎,夏曉平

(中國(guó)農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院,北京 100083)

在金融危機(jī)的影響下,中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的外需動(dòng)力受到了嚴(yán)重沖擊,而內(nèi)需不足又是長(zhǎng)期以來(lái)制約我國(guó)經(jīng)濟(jì)均衡增長(zhǎng)的最重要因素之一。面對(duì)“內(nèi)憂外患”,為了確保中國(guó)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)穩(wěn)定增長(zhǎng),政府實(shí)施了諸如家電、汽車下鄉(xiāng)補(bǔ)貼,家電以舊換新,減征小排量車輛購(gòu)置稅,個(gè)人住房轉(zhuǎn)讓營(yíng)業(yè)稅暫免等一系列擴(kuò)大國(guó)內(nèi)消費(fèi)的政策,其目的就是要以刺激內(nèi)需為起點(diǎn),特別是通過(guò)挖掘農(nóng)村的消費(fèi)潛能來(lái)帶動(dòng)整個(gè)消費(fèi),從而拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

相關(guān)研究業(yè)已表明,隨著城鄉(xiāng)差距的縮小以及城鄉(xiāng)聯(lián)動(dòng)的擴(kuò)大,城鄉(xiāng)之間的消費(fèi)具有內(nèi)在的收斂性。具體表現(xiàn)在收入和消費(fèi)環(huán)境的優(yōu)越性使城市居民的生活消費(fèi)較之農(nóng)村居民來(lái)說(shuō)具有一定的前瞻性,且隨著城鄉(xiāng)之間交流的日益密切,對(duì)農(nóng)村消費(fèi)產(chǎn)生較強(qiáng)的“示范效應(yīng)”。這種效應(yīng)突出地表現(xiàn)出兩種截然不同的作用力:一是攀附效應(yīng)的牽引力。在現(xiàn)階段,城市相對(duì)于農(nóng)村的種種“優(yōu)越性”使農(nóng)村居民對(duì)城市的生活及消費(fèi)方式心存向往,城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)方式不可避免地對(duì)農(nóng)村居民產(chǎn)生影響,因而產(chǎn)生攀附效應(yīng)來(lái)刺激其超前消費(fèi)。二是預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)效應(yīng)的抑制力。由于住房、教育、醫(yī)療等制度改革在城鎮(zhèn)居民中所產(chǎn)生的“預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)”對(duì)于未來(lái)收入和支出不確定的農(nóng)村居民而言更會(huì)產(chǎn)生較大的“警示”性作用而制約其消費(fèi)。因此,現(xiàn)階段研究我國(guó)城鄉(xiāng)居民的消費(fèi)變動(dòng)趨勢(shì),特別是不同收入層之間的對(duì)比,能夠在一定程度上把握我國(guó)消費(fèi)總的發(fā)展趨勢(shì)。本文將研究對(duì)象確定為城鄉(xiāng)居民,通過(guò)對(duì)消費(fèi)和收入發(fā)生波動(dòng)時(shí)城鄉(xiāng)不同收入層居民的反應(yīng)調(diào)整差異進(jìn)行測(cè)度,分析城鄉(xiāng)居民消費(fèi)偏離調(diào)整的特點(diǎn),以期能為擴(kuò)大內(nèi)需政策建立更加明確的目標(biāo)瞄準(zhǔn)機(jī)制,從而增強(qiáng)政策的針對(duì)性和有效性。

一、 文獻(xiàn)綜述

我國(guó)對(duì)消費(fèi)和收入變動(dòng)關(guān)系的研究文獻(xiàn)較為豐富,經(jīng)過(guò)梳理后可以劃分為三種不同的研究視角:第一種是以城鎮(zhèn)居民消費(fèi)與收入變動(dòng)關(guān)系為研究點(diǎn),對(duì)我國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出與可支配收入之間結(jié)構(gòu)關(guān)系、城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的過(guò)度敏感程度、城鎮(zhèn)居民消費(fèi)之間的示范效應(yīng)、“收入層次差異”對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響等方面進(jìn)行了研究[1-4]。研究表明我國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)在經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型期表現(xiàn)出過(guò)度敏感性特征,消費(fèi)結(jié)構(gòu)存在顯著的差異,具有時(shí)變性的特點(diǎn),不同收入層居民的消費(fèi)行為存在著顯著差異,收入層次差異是影響我國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的重要因素。第二種是以農(nóng)村居民消費(fèi)與收入變動(dòng)關(guān)系為研究點(diǎn),對(duì)影響農(nóng)村消費(fèi)的因素、農(nóng)村居民消費(fèi)與收入關(guān)系變遷、農(nóng)村地區(qū)間消費(fèi)結(jié)構(gòu)差異、農(nóng)村居民的不同收入對(duì)消費(fèi)的影響、農(nóng)村居民消費(fèi)的過(guò)度敏感性等方面進(jìn)行了研究[5-9]。研究表明農(nóng)村居民消費(fèi)表現(xiàn)出過(guò)度敏感性特征,東、中、西部之間農(nóng)村居民消費(fèi)呈現(xiàn)出較大的差異,消費(fèi)支出主要取決于持久性收入水平,但暫時(shí)性收入對(duì)消費(fèi)支出也有一定程度的影響,要解決農(nóng)村居民消費(fèi)不足的問(wèn)題,不僅須要制定短期政策,更須要建立長(zhǎng)效機(jī)制。第三種是以城鄉(xiāng)居民消費(fèi)與收入變動(dòng)對(duì)比為研究點(diǎn),對(duì)城鄉(xiāng)消費(fèi)聯(lián)動(dòng)機(jī)制、城鄉(xiāng)居民收入消費(fèi)關(guān)系和差異、城鄉(xiāng)居民消費(fèi)過(guò)度敏感性等方面進(jìn)行了研究[10-12]。研究表明城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)過(guò)度敏感性高于農(nóng)村居民,城鎮(zhèn)對(duì)農(nóng)村消費(fèi)行為有顯著的“示范性”影響作用,農(nóng)村居民消費(fèi)需求與收入之間的相關(guān)性更為顯著,無(wú)論是長(zhǎng)期還是短期的收入增長(zhǎng),對(duì)刺激農(nóng)村居民的消費(fèi)需求都較為明顯,而在城鎮(zhèn)長(zhǎng)期的收入增長(zhǎng)政策則更為有效。

上述研究涉及到了我國(guó)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)的方方面面,取得了較為豐碩的研究成果,這也為本研究的進(jìn)一步開(kāi)展提供了經(jīng)驗(yàn)和方法上的借鑒,但已有研究顯著不足之處在于,過(guò)多地將城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民作為孤立的對(duì)象研究,忽略了二者之間的聯(lián)動(dòng)關(guān)系,特別是城鎮(zhèn)居民消費(fèi)對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的示范效應(yīng),少數(shù)將城鎮(zhèn)居民與農(nóng)村居民結(jié)合的研究,也主要是將城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民的整體進(jìn)行比較,忽略了不同收入層之間的消費(fèi)差異性。這很難準(zhǔn)確、深入地描述我國(guó)城鄉(xiāng)居民的消費(fèi)行為。在開(kāi)放環(huán)境下,農(nóng)村居民的消費(fèi)不僅取決于其自身的特征變量,而且還可能會(huì)顯著地受到城鎮(zhèn)的影響,特別是通過(guò)億萬(wàn)農(nóng)民工城鄉(xiāng)之間的反復(fù)流動(dòng),更是加大了城鎮(zhèn)居民消費(fèi)對(duì)農(nóng)村消費(fèi)的“示范性”影響。因此,建立一個(gè)城鎮(zhèn)消費(fèi)對(duì)農(nóng)村消費(fèi)的“良性示范”模式,對(duì)于改善農(nóng)民生活、實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)一體化和協(xié)調(diào)發(fā)展具有重要的理論意義和現(xiàn)實(shí)意義。鑒于此,本文在結(jié)合已有研究的基礎(chǔ)上,通過(guò)建立誤差修正模型,首先對(duì)城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民整體的消費(fèi)偏離調(diào)整力度作對(duì)比分析,然后對(duì)不同收入層城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)調(diào)整力度進(jìn)行計(jì)算,依據(jù)城鎮(zhèn)居民對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的示范性,描述城鄉(xiāng)不同收入層居民的消費(fèi)調(diào)整特點(diǎn),以期從城鄉(xiāng)消費(fèi)聯(lián)動(dòng)的視角為進(jìn)一步深入推進(jìn)城鄉(xiāng)一體化建設(shè)、破除城鄉(xiāng)二元體制提供理論支持和政策依據(jù)。

二、 實(shí)證模型及數(shù)據(jù)來(lái)源

1. 誤差修正模型

誤差修正這個(gè)術(shù)語(yǔ)最早是由Sargen(1964)提出的,但是誤差修正模型基本形式是在1978年由Davidson、Hendry、Srba和Yeo設(shè)定的,因此又稱為DHSY模型。傳統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)模型通常表述的是變量之間的一種“長(zhǎng)期均衡”的關(guān)系,而實(shí)際經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)卻是由“非均衡過(guò)程”生成的。因此,建模時(shí)須要用數(shù)據(jù)的動(dòng)態(tài)非均衡過(guò)程來(lái)逼近經(jīng)濟(jì)理論的長(zhǎng)期均衡過(guò)程。也就是說(shuō),受各種隨機(jī)因素的影響,消費(fèi)與收入的關(guān)系經(jīng)常會(huì)偏離長(zhǎng)期均衡比例,消費(fèi)者必須根據(jù)對(duì)長(zhǎng)期均衡比例的偏離程度及方向不斷調(diào)整消費(fèi),以便使消費(fèi)與收入的關(guān)系逐步復(fù)位到均衡點(diǎn)。其中,最一般的模型是自回歸分布滯后模型,考慮只有兩個(gè)變量的一階自回歸分布滯后模型ADL(1,1):

yt=β0+β1yt-1+β2xt+β3xt-1+μt

(1)

其中:β0為常數(shù)項(xiàng),β1為前一期消費(fèi)對(duì)當(dāng)期消費(fèi)的影響系數(shù),β2為當(dāng)期收入對(duì)當(dāng)期消費(fèi)的影響系數(shù),β3為前一期收入對(duì)當(dāng)期消費(fèi)的影響系數(shù);μt為殘差序列且服從標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布。

記y*=E(yt),x*=E(xt),由于E(μt)=0,在方程(1)兩邊取期望值進(jìn)而有:

(2)

其中:k1度量了yt與xt的長(zhǎng)期均衡關(guān)系,也是yt關(guān)于xt的長(zhǎng)期乘數(shù)。

令α=β1-1,ecmt-1=yt-1-k0-k1xt-1,則方程(3)改寫(xiě)成:

Δyt=β2Δxt+αecmt-1+μt

(4)

如果擴(kuò)展到有兩個(gè)變量的二階回歸分布滯后模型ADL(2,1),依據(jù)上述推導(dǎo)公式,誤差修正模型為:

Δ2yt=β2Δ2xt+α1ecmt-1+α2ecmt-2+vt

(5)

其中方程(4)和(5)被稱為誤差修正模型(error correction model,簡(jiǎn)稱ECM),它反映了yt關(guān)于xt在第t時(shí)點(diǎn)的短期偏離。在誤差修正模型中,不再單純地使用變量的水平值或變量的差分建模,而是把兩者有機(jī)地結(jié)合在一起,充分利用這兩者所提供的信息。從短期看,被解釋變量的變動(dòng)是由較穩(wěn)定的長(zhǎng)期趨勢(shì)和短期波動(dòng)所決定的,短期內(nèi)系統(tǒng)對(duì)于均衡狀態(tài)的偏離程度的大小直接導(dǎo)致波動(dòng)振幅的大小。其中α稱為調(diào)整系數(shù),若其在統(tǒng)計(jì)上是顯著的,它將告訴我們yt在一個(gè)時(shí)期里的失衡將會(huì)在多大程度上在下一期得到調(diào)整[13-15]。

2. 數(shù)據(jù)來(lái)源

本文所研究的城鄉(xiāng)居民消費(fèi)僅指城鄉(xiāng)居民的生活消費(fèi),并未考慮城鄉(xiāng)居民的生產(chǎn)消費(fèi),城鎮(zhèn)居民收入指城鎮(zhèn)居民人均可支配收入,農(nóng)村居民收入指農(nóng)村居民人均純收入。數(shù)據(jù)來(lái)源于1986—2009年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。為了消除通貨膨脹對(duì)消費(fèi)與收入的影響,本文將城鄉(xiāng)居民消費(fèi)和收入數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)換為可比較的實(shí)際消費(fèi)和實(shí)際收入,具體數(shù)據(jù)見(jiàn)圖1、圖2。

圖1反映了城鎮(zhèn)居民消費(fèi)和收入的變動(dòng)趨勢(shì),可以看出,1985—2008年期間,城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)及收入都呈上升趨勢(shì),而且消費(fèi)與收入保持同步關(guān)系。圖2反映了農(nóng)村居民消費(fèi)和收入的變動(dòng)趨勢(shì),可以看出,1985—1991年,農(nóng)民收入增長(zhǎng)緩慢甚至出現(xiàn)徘徊停滯。這一時(shí)期農(nóng)業(yè),尤其是糧食生產(chǎn)不景氣,農(nóng)業(yè)年均增長(zhǎng)率下跌到4.1%,但是農(nóng)民收入并沒(méi)有大幅下跌是由于這一時(shí)期農(nóng)村非農(nóng)產(chǎn)業(yè)迅速發(fā)展,在很大程度上抵消了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)不景氣的影響。1992—2000年進(jìn)入了恢復(fù)增長(zhǎng)的階段,這一時(shí)期既是自1949年新中國(guó)成立以來(lái)我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)最充裕的時(shí)期,同時(shí)也是改革開(kāi)放以來(lái)農(nóng)民收入增長(zhǎng)形勢(shì)最為嚴(yán)峻的時(shí)期。2001—2005年,農(nóng)民收入增幅很大,主要源自于中央采取了一系列政策措施,大幅度減輕農(nóng)民負(fù)擔(dān),不斷擴(kuò)大農(nóng)民增收來(lái)源。2006—2008年農(nóng)民收入波動(dòng)很大,主要是受農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格開(kāi)始走低,農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價(jià)格大幅上升影響。從城鄉(xiāng)對(duì)比來(lái)看,城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)及收入的變動(dòng)明顯較農(nóng)村居民平穩(wěn)。

圖1 城鎮(zhèn)居民消費(fèi)與收入的變動(dòng)情況注:qg—城鎮(zhèn)居民收入;qgx—城鎮(zhèn)居民消費(fèi)。

圖2 農(nóng)村居民消費(fèi)與收入的變動(dòng)情況注:nc—農(nóng)村居民收入;ncx—農(nóng)村居民消費(fèi)。

為了進(jìn)一步分析我國(guó)城鄉(xiāng)居民在收入和消費(fèi)變動(dòng)時(shí)的調(diào)整差異,本文將通過(guò)協(xié)整分析和誤差修正模型來(lái)測(cè)算我國(guó)城鄉(xiāng)居民的消費(fèi)偏離調(diào)整力度。

三、 實(shí)證分析

1. 消費(fèi)偏離調(diào)整力度測(cè)算

(1) 單位根檢驗(yàn)

如果一個(gè)時(shí)間序列的均值或自協(xié)方差不隨著時(shí)間而改變,那么這個(gè)時(shí)間序列就是平穩(wěn)的,反之則是非平穩(wěn)的。對(duì)于非平穩(wěn)的時(shí)間序列仍采用普通最小二乘法進(jìn)行估計(jì),則會(huì)導(dǎo)致虛假回歸的現(xiàn)象。所以在回歸前對(duì)各時(shí)間序列的穩(wěn)定性應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn),現(xiàn)在比較常用的方法是ADF檢驗(yàn)方法。通過(guò)對(duì)我國(guó)城鄉(xiāng)居民1985—2008年的消費(fèi)性支出與可支配收入時(shí)間序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn),均為非平穩(wěn)序列,對(duì)其取對(duì)數(shù)差分后得到如下結(jié)果,見(jiàn)表1。

表1 各時(shí)間序列取對(duì)數(shù)后的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

注: Δ表示對(duì)應(yīng)時(shí)間序列的差分;檢測(cè)類型中c表示常數(shù)項(xiàng),t表示趨勢(shì),n表示滯后項(xiàng),0表示沒(méi)有相應(yīng)項(xiàng);*表示在5%的顯

著水平下的檢測(cè)結(jié)果,**表示在10%的顯著水平下的檢測(cè)結(jié)果。

① AIC準(zhǔn)則:用來(lái)確定一個(gè)滯后分布的長(zhǎng)度,AIC值越小越好。

(2) 協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)主要是檢驗(yàn)協(xié)整回歸方程的殘差項(xiàng)是否存在單位根,如果這兩個(gè)序列不是協(xié)整的,殘差中一定存在單位根,這就是非協(xié)整性零假設(shè);如果這兩個(gè)序列是協(xié)整的,殘差將是平穩(wěn)的。依次對(duì)城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民的消費(fèi)性支出與可支配收入建立回歸方程:

以上方程的估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表2。

表2 回歸方程的估計(jì)結(jié)果

方程(6)中的系數(shù)β1表示城鎮(zhèn)居民收入彈性,城鎮(zhèn)居民收入每增加1%會(huì)使消費(fèi)增加0.896%;方程(7)中的系數(shù)χ1表示農(nóng)村居民收入彈性,農(nóng)村居民收入每增加1%會(huì)使消費(fèi)增加0.675%;從收入彈性中可以看出,城鎮(zhèn)居民的收入彈性高于農(nóng)村居民,城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)對(duì)收入的波動(dòng)反應(yīng)比較靈敏,而經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)薄弱的農(nóng)村居民,消費(fèi)對(duì)收入的波動(dòng)反應(yīng)相對(duì)比較遲鈍。在同比例收入增加或減少時(shí),城鎮(zhèn)居民隨著收入波動(dòng)調(diào)整消費(fèi)的力度要強(qiáng)于農(nóng)村居民。

其殘差檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表3。

表3 殘差檢驗(yàn)結(jié)果

(3) 誤差修正

基于上面的協(xié)整檢驗(yàn),可以進(jìn)一步通過(guò)建立誤差修正模型來(lái)分析城鄉(xiāng)居民對(duì)消費(fèi)偏離長(zhǎng)期均衡的調(diào)整力度。依據(jù)回歸分布滯后特點(diǎn),建立誤差修正模型(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)得到如下估計(jì)結(jié)果,見(jiàn)表4。

表4 誤差修正系數(shù)估計(jì)結(jié)果

從上述結(jié)果可以看出:當(dāng)消費(fèi)與收入偏離長(zhǎng)期均衡時(shí),城鎮(zhèn)居民將會(huì)在滯后一期時(shí)以0.76的速度延續(xù)這種偏離,直到滯后二期才會(huì)以-0.77的速度將這種偏差調(diào)整回長(zhǎng)期均衡的狀態(tài)。對(duì)于農(nóng)村居民,將會(huì)在滯后一期時(shí)以-0.14的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài),從而可以看出城鎮(zhèn)居民對(duì)于消費(fèi)與收入的波動(dòng)作出反應(yīng)的速度要慢于農(nóng)村居民,但是其調(diào)整能力要明顯強(qiáng)于農(nóng)村居民。

2. 不同收入層消費(fèi)偏離調(diào)整力度分析

本文首先對(duì)城鎮(zhèn)居民不同收入層消費(fèi)偏離調(diào)整力度進(jìn)行分析,為了方便敘述,使用sri(i=1,…,5)代表城鎮(zhèn)不同收入層人均可支配收入,zci(i=1,…,5)代表城鎮(zhèn)不同收入層消費(fèi),其中1為最低收入戶、2為低收入戶、3為中等收入戶、4為高收入戶、5為最高收入戶[注]本文將《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》中的城鎮(zhèn)居民中等偏下收入層、中等收入層、中等偏上收入層取平均值,在文中以中等收入層反映。。通過(guò)對(duì)我國(guó)城鎮(zhèn)居民不同收入層1985—2008年的消費(fèi)與收入時(shí)間序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn),均為非平穩(wěn)序列,取對(duì)數(shù)差分后,收入時(shí)間序列中除sr2為二階差分平穩(wěn)數(shù)列,其余均為一階差分平穩(wěn)數(shù)列,消費(fèi)時(shí)間序列中zc1、zc2、zc3為二階差分平穩(wěn)數(shù)列,其余為一階差分平穩(wěn)數(shù)列。

對(duì)城鎮(zhèn)居民不同收入層消費(fèi)與收入建立回歸方程:

其中:κ1i為常數(shù)項(xiàng),κ2i為城鎮(zhèn)居民不同收入層的收入彈性,vi為殘差序列且服從標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布。

從估計(jì)結(jié)果[注]受篇幅限制,此處并沒(méi)有列出全部估計(jì)結(jié)果。中可以看出,模型的估計(jì)參數(shù)都通過(guò)了顯著性水平檢驗(yàn),因此模型能夠很好地解釋不同收入層城鎮(zhèn)居民消費(fèi)和收入的變動(dòng)關(guān)系。估計(jì)后得到城鎮(zhèn)居民不同收入層的收入彈性分別為κ21(0.955)、κ22(0.928)、κ23(0.903)、κ24(0.894)、κ25(0.886)。從城鎮(zhèn)居民不同收入層的收入彈性中可以看出,五個(gè)收入層的收入彈性是逐漸降低的,說(shuō)明在城鎮(zhèn)居民中經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)薄弱的收入層,消費(fèi)較容易受到收入波動(dòng)的影響。

由于城鎮(zhèn)居民不同收入層消費(fèi)和收入之間雖然存在協(xié)整關(guān)系,但是其協(xié)整階數(shù)不同,所以對(duì)于1、2、3收入層建立二階回歸分布滯后模型,4、5收入層建立一階自回歸分布滯后模型:

進(jìn)行估計(jì)后,上述方程的R2值和D.W.值都比較滿意,得到誤差修正系數(shù)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值均通過(guò)檢驗(yàn)。

從上述結(jié)果可以看出:對(duì)于各收入層而言,當(dāng)發(fā)生偏差時(shí),最低收入層、低收入層及中等收入層到滯后二期時(shí)才能對(duì)這種偏差進(jìn)行調(diào)整,而高收入層及最高收入層在滯后一期時(shí)就會(huì)及時(shí)調(diào)整這種偏差,而且調(diào)整的速度也非常快,說(shuō)明在收入發(fā)生波動(dòng)時(shí),高收入層和最高收入層能夠及時(shí)對(duì)消費(fèi)及收入的均衡關(guān)系進(jìn)行調(diào)整,收入波動(dòng)對(duì)這兩個(gè)階層影響不大,其原因可能是這兩個(gè)收入層的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)要明顯好于前三個(gè)收入層,收入的波動(dòng)并不會(huì)顯著地影響到消費(fèi),即使產(chǎn)生影響,這兩個(gè)收入層群體也可以動(dòng)用儲(chǔ)蓄來(lái)穩(wěn)定這種波動(dòng)。對(duì)于最低收入層、低收入層及中等收入層而言,其中中等收入層在滯后一期時(shí),延續(xù)這種偏離的速度最快,而在滯后二期時(shí),其調(diào)整這種偏差的速度也是最快的,這充分說(shuō)明,在收入發(fā)生波動(dòng)時(shí),中等收入層很難及時(shí)對(duì)這種偏差進(jìn)行調(diào)整,其偏離慣性很大,其原因可能是,中等收入層其消費(fèi)性支出比較固定,當(dāng)收入發(fā)生波動(dòng)時(shí),無(wú)法及時(shí)對(duì)這種固定消費(fèi)進(jìn)行調(diào)整。但是一旦其進(jìn)行調(diào)整,也是調(diào)整速度最快的一個(gè)群體,這可能與中等收入群體的社會(huì)生存及適應(yīng)能力要明顯高于其他收入層有關(guān),所以對(duì)這種經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的適應(yīng)能力也會(huì)較強(qiáng),調(diào)整速度也會(huì)很快。就最低收入層和低收入層的調(diào)整特點(diǎn)來(lái)看,其偏離慣性要小于中等收入層,調(diào)整速度也小于中等收入層,充分說(shuō)明這兩個(gè)收入層在整個(gè)經(jīng)濟(jì)形勢(shì)波動(dòng)過(guò)程中的承受能力和反應(yīng)速度都要明顯偏低,其原因可能是這兩個(gè)收入層的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)要明顯劣于其他收入層。由于最低收入層、低收入層及中等收入層在我國(guó)城鎮(zhèn)居民中占有較大的比重,其中中產(chǎn)階層的規(guī)模約為總?cè)丝诘?3%[16],這也解釋了城鎮(zhèn)居民直到滯后二期才會(huì)以-0.77的速度調(diào)整偏差的原因。

進(jìn)一步將城鄉(xiāng)居民不同收入層進(jìn)行相應(yīng)對(duì)比后發(fā)現(xiàn)[注]由于我國(guó)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)中自2002年才開(kāi)始對(duì)農(nóng)村居民的消費(fèi)和收入進(jìn)行分層統(tǒng)計(jì),時(shí)間序列過(guò)短,因此無(wú)法使用誤差修正模型進(jìn)行消費(fèi)偏離調(diào)整力度分析,因此采用了《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》提供的2002-2008年農(nóng)村居民收入與消費(fèi)的數(shù)據(jù)與城鎮(zhèn)居民不同收入層進(jìn)行對(duì)比分析。,農(nóng)村居民高收入層的收入介于城鎮(zhèn)居民中等收入層和中等偏下收入層之間,其消費(fèi)水平與城鎮(zhèn)居民低收入層的消費(fèi)水平接近;農(nóng)村居民中等及中等以上收入層的收入與城鎮(zhèn)居民最低收入層接近,但其消費(fèi)水平卻遠(yuǎn)低于城鎮(zhèn)居民最低收入層的消費(fèi)水平;農(nóng)村居民中等偏下收入層及低收入層的收入和消費(fèi)都遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于城鎮(zhèn)居民最低收入層的收入和消費(fèi)。由于各收入層次的城鎮(zhèn)居民消費(fèi)相對(duì)于比其收入低一層次的農(nóng)村居民而言,存在一定的前瞻性和示范效應(yīng)[11],因此可以初步判斷出農(nóng)村居民高收入層的消費(fèi)偏離調(diào)整力度與城鎮(zhèn)居民中等收入層類似,農(nóng)村居民中等收入層的消費(fèi)偏離調(diào)整力度與城鎮(zhèn)居民最低收入層類似。

四、 結(jié)論及政策建議

綜上所述,本文可以得出以下結(jié)論:①當(dāng)消費(fèi)性支出與收入偏離長(zhǎng)期均衡時(shí),在調(diào)整反應(yīng)時(shí)間上,城鎮(zhèn)居民中最低收入層、低收入層和中等收入層調(diào)整的反應(yīng)時(shí)間要滯后于高收入層和最高收入層。②在調(diào)整力度上,雖然城鄉(xiāng)居民中的中等收入層調(diào)整時(shí)間均滯后于高收入層和最高收入層,但是城鄉(xiāng)居民中的中等收入層卻是調(diào)整能力最強(qiáng)的一個(gè)階層。③從城鄉(xiāng)對(duì)比來(lái)看,由于城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的前瞻性和示范效應(yīng),農(nóng)村高收入層的調(diào)整力度接近于城鎮(zhèn)中等收入層,農(nóng)村中等收入層的調(diào)整力度接近于城鎮(zhèn)最低收入層。

基于以上結(jié)論,筆者認(rèn)為,在當(dāng)前亟須擴(kuò)大內(nèi)需的背景下,政府宏觀政策調(diào)控的取向應(yīng)重點(diǎn)圍繞“壯大中產(chǎn)階層、縮小社會(huì)中下階層、整合階層利益關(guān)系,引導(dǎo)城鎮(zhèn)消費(fèi)對(duì)農(nóng)村的正向示范效應(yīng)”展開(kāi),促使我國(guó)的社會(huì)階層結(jié)構(gòu)向“橄欖形”結(jié)構(gòu)變動(dòng)[16]。不論是城鎮(zhèn)還是農(nóng)村,中產(chǎn)階級(jí)的壯大將有利于調(diào)整收入分配結(jié)構(gòu),穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)發(fā)展,促進(jìn)社會(huì)和諧。所以,政府應(yīng)從提高中低階層的收入水平、完善社會(huì)保障體系和調(diào)整國(guó)民收入的分配結(jié)構(gòu)等方面著手,增強(qiáng)城鄉(xiāng)居民的消費(fèi)能力,從而促進(jìn)整個(gè)社會(huì)消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)。

另外,在制定刺激城鎮(zhèn)居民消費(fèi)政策時(shí),由于城鎮(zhèn)各收入層居民消費(fèi)偏離的調(diào)整力度存在時(shí)滯性和差異性,消費(fèi)政策因此要有一定的前瞻性和延續(xù)性,以適應(yīng)最低收入層、低收入層及中等收入層的調(diào)節(jié)時(shí)間,并使其形成良好的心理預(yù)期。在確定刺激消費(fèi)目標(biāo)時(shí),應(yīng)將城鎮(zhèn)居民中的中等收入層作為目標(biāo)主體,同時(shí)為了穩(wěn)定社會(huì)發(fā)展,也要兼顧最低收入層和低收入層群體。在制定刺激農(nóng)村居民消費(fèi)政策時(shí),由于農(nóng)村居民中的中高收入層的調(diào)整特點(diǎn)接近于城鎮(zhèn)居民中的中低收入層,因而刺激政策可以比照針對(duì)城鎮(zhèn)居民中的中低收入層的政策,不過(guò)對(duì)于農(nóng)村低收入層群體而言,由于收入水平低,政府的首要任務(wù)不是刺激消費(fèi),而是著重通過(guò)加快其收入增長(zhǎng)的幅度來(lái)提高這一階層的消費(fèi)能力,只有在抑制居民消費(fèi)能力的問(wèn)題上實(shí)現(xiàn)突破,才能讓百姓“有錢(qián)花、敢花錢(qián)”。

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