我國城鄉(xiāng)居民收入結構變動對消費支出影響的實證分析——基于城鄉(xiāng)比較分析

馬敬桂，黃 普 (長江大學經(jīng)濟學院，湖北 荊州 434025)

我國城鄉(xiāng)居民收入結構變動對消費支出影響的實證分析——基于城鄉(xiāng)比較分析

馬敬桂，黃 普 (長江大學經(jīng)濟學院，湖北 荊州 434025)

對我國城市和農(nóng)村的發(fā)展現(xiàn)狀，結合我國城鄉(xiāng)收入結構不均衡和消費不均衡的實際情況，選取1995～2009年我國城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民的收入結構和消費結構相關數(shù)據(jù)，運用典型相關分析分別對城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民的收入結構與消費結構的內(nèi)在相關性進行分析，結果表明，城市和農(nóng)村的收入結構不同，在一定程度上導致各大類的消費水平變動上存在顯著性差異；當前我國城鄉(xiāng)都應提高醫(yī)療保健和教育文化娛樂服務水平，但采取措施選擇上應有所差別，否則達不到實際效果。

收入結構；消費支出； 典型變量； 典型性相關分析

改革開放以來，我國經(jīng)濟一直保持高速增長，國民的總體人均收入水平得到了大幅度提高，人民生活質量由尚不能溫飽提高到小康水平。但是，自90年代中期以來，我國消費需求卻持續(xù)不振，收入和消費結構性矛盾日益突出，最終消費率顯著下降，由2000年的62.3%下降到2009年的48.6%[1]。過低的消費率使得國內(nèi)需求相對不足，而消費增長的關鍵在于居民收入持續(xù)穩(wěn)定地提高，尤其是居民收入結構的合理化。樊綱[2]認為，只有改變收入結構，才能解決消費不足?？紤]到我國城鄉(xiāng)居民消費結構的不同以及消費支出的比重不具有一致性,因此本研究從收入結構入手，嘗試從城鄉(xiāng)居民收入結構的差異性出發(fā)，考察近十幾年以來我國居民消費波動與收入結構的特征事實，實證分析他們之間的內(nèi)在相關性。 在分析中，將我國的收入結構分為工資收入、經(jīng)營收入、財產(chǎn)收入、轉移收入4大類，將支出結構分為食品衣著及居住、交通和通信、醫(yī)療保健、教育文化娛樂服務4大類。從城鄉(xiāng)居民收入結構和消費支出變動的趨勢入手，研究城鄉(xiāng)居民收入結構和消費支出結構內(nèi)在相關性、系統(tǒng)地分析城鄉(xiāng)居民不同類型收入對消費支出的影響，從而提出如何促進消費增長的路徑與政策建議。

1 城鄉(xiāng)居民收入結構與消費結構變動狀況

依據(jù)《中國統(tǒng)計年鑒》、國家統(tǒng)計局有關數(shù)據(jù)，獲取了1995～2009年我國城鄉(xiāng)居民收入的相關數(shù)據(jù)及消費支出的相關數(shù)據(jù)并進行整理，并計算出1995～2009年城鄉(xiāng)居民收入平均年增長率和消費支出平均年增長率及其相應的比重(表1、表2)。

首先，從城鄉(xiāng)收入結構變動比較來看，至1995年之后，城市工資收入增長幅度不斷增加，平均年增長率12.58%，工資收入是家庭收入的主體，工資收入占家庭總收入比重高達66.2%。因此，目前，城市居民家庭收入的主渠道仍是工資收入，即職工從單位得到的勞動報酬(工資、獎金、補貼等)。與此相比，農(nóng)村工資收入增長幅度也在不斷增加且增加的幅度比城市增加的幅度略大，平均年增長率增長13.70%，但不是家庭收入的主要來源。2009年人均工資收入占家庭總收入比重僅為38.94%；農(nóng)村居民人均經(jīng)營凈收入占居民家庭總收入的51.16%；財產(chǎn)性收入占農(nóng)村家庭總收入僅為3.11%；轉移性收入占農(nóng)村總收入的比重僅為6.79%。

其次，從城鄉(xiāng)消費結構變動比較來看，在消費支出占總支出的比重中，城市居民食品、衣著及居住所占比重最大，2009年占消費總支出的64.85%，其次是交通和通訊所占比重(13.99%)，再次為教育文化娛樂服務所占比重(13.40%)，最后為醫(yī)療保健所占比重(7.76%)。但1995～2009年平均年增長率則依次為交通和通訊(17.89%)、醫(yī)療保健(16.61%)、教育文化娛樂服務(12.19%，最后為食品、衣著及居住(7.85%)。而農(nóng)村則不盡相同，食品、衣著及居住所占比重最大(77.15%)，其次是醫(yī)療保健所占比重(8.34%)，再次為交通和通訊所占比重(7.28%)，最后為教育文化娛樂服務所占比重(7.23%)。

表1 城市和農(nóng)村居民人均收入結構統(tǒng)計表 %

表2 城市和農(nóng)村居民人均消費變動統(tǒng)計表 %

2 數(shù)據(jù)來源與實證分析

2.1 數(shù)據(jù)選取

根據(jù)《中國統(tǒng)計年鑒》、國家統(tǒng)計局數(shù)據(jù)獲取1995～2009 年的城鄉(xiāng)工資收入、經(jīng)營收入、財產(chǎn)性收入、轉移性收入作為一組變量，分別記為有y1、y2、y3、y4，并把這組變量設為因變量組。選取1995～2009年我國城鄉(xiāng)消費支出并分成4種形式，即食品、衣著及居住、交通和通信、醫(yī)療保健、教育文化娛樂服務，把這4種形式作為一組變量，分別記為x1、x2、x3、x4，并把這組變量設為自變量組，為更好分析消費結構對消費變動的影響，本研究分別對4個自變量和4個因變量分取對數(shù)進行增量分析。

2.2 模型建立

采取典型相關分析對所選數(shù)據(jù)進行處理，典型相關分析屬于多元分析，是研究量變量之間相關關系的一種主要統(tǒng)計分析方法。其數(shù)學模型如下：

并將這兩組變量各組成一個線性組合，即：

其中，Li(i=1,2,…,r)和Mj(j=1,2,…,s)是任意實數(shù)。矩陣形式表示為：

其中，LT=[L1，L2，…，Lr],MT=[M1,M2,…,Ms];X=[x1,x2,…,xr]r,Y=[y1,y2,…,ys]T,則稱U和V為典型變量，它們之間的相關系數(shù)為：

典型相關分析的主要內(nèi)容為：選取U和V的最優(yōu)線性組合，即在(1)和(2)式中選取使典型相關系數(shù)為最大的U和V。具體步驟：選取L(1)和M(1)使U1=L(1)TX和V1=M(1)TY之間的相關系數(shù)最大，然后選取L(2)和M(2)使得U2=L(2)TX和V2=M(2)TY的相關系數(shù)在與U1、V1不相關的U、V中最大，依次下去，直到所有分別與U1，U2，…，Uk-1和V1，V1，…，Vk-1都不相關的線性組合Uk和Vk為止。

2.3 實證結果與比較分析

通過SPSS 12.0統(tǒng)計軟件進行典型性相關分析，得出以下分析結果(表3、表4)。

表3 典型相關系數(shù)及相關系數(shù)檢驗表(城市)

表4 典型相關系數(shù)及相關系數(shù)檢驗表(農(nóng)村)

由表3和表4可以看出，城市和農(nóng)村的典型相關系數(shù)顯著性概率都低于0.05置信水平，說明其具有顯著性影響；前兩個典型相關系數(shù)較高，且通過了似然比檢驗。表明其對應的典型變量之間相關程度顯著，能夠用自變量組變量來解釋因變量組變量。而城市的第三組典型相關系數(shù)(0.256)和農(nóng)村的第二組典型相關系數(shù)(0.156)且都超出了0.05的置信水平，該典型相關系數(shù)不顯著，因此其對應的典型變量不具有很好的經(jīng)濟意義。

表5 冗余分析(城市)

表6 冗余分析(農(nóng)村)

冗余分析是對構建典型相關模型的解釋能力的判定。從表5、表6可以看出，自變量組被其自身及對立典型變量解釋能力的百分比都比較高。因變量組被其自身及對立典型變量解釋能力的百分比也比較高。反映了自變量組變量與因變量組變量有較高的相關性。

根據(jù)以上檢驗結果，建立典型相關分析模型，詳見表7。

表7 典型相關分析

從典型性相關模型可以看出城市的第一組典型變量(U1，V1)，典型相關系數(shù)最大(R1=0.999)，說明該組變量的解釋具有顯著性意義。它反映城市的消費變動的各種線性組合與收入結構的線性組合之間有很強大相關性。從第一組典型變量的表達式可以看出：在4類消費變動組合中，首先是交通和通信(x2)與教育文化娛樂服務(x4)的載荷值比較大，分別為0.4 和0.559，其次是醫(yī)療保健(x3)和食品、衣著及居住(x1)，分別為0.068 和-0.031；在收入結構來源組合中，首先是工薪收入(y1)與轉移性收入(y4)的載荷值比較大，分別為 0.474和0.694，其次是經(jīng)營收入(y2)和財產(chǎn)性收入(y3)，分別為-0.292和0.14。這說明V1主要受到工薪收入與轉移性收入的影響，U1主要受到食品、衣著及居住與教育文化娛樂服務消費數(shù)量的影響。這說明我國城市收入結構對消費變動影響過程中，收入結構對食品、衣著及居住，交通與通信，醫(yī)療保健，教育文化娛樂服務的消費變動具有不同的影響。城市的第二組典型變量(U2，V2)的典型相關系數(shù)也具有顯著性意義(R2=0.892)。從表5可以得出，第二組的變量的變異被自身和被它們相對的典型變量所解釋的比例都比較小(都沒有超過0.1)，變量的貢獻度比較小。因此綜合上述冗余度分析結果，我們只需要保留第一組典型變量即可。

通過農(nóng)村的典型性相關模型可以看出第一組典型變量(H1，K1)，典型相關系數(shù)最大(R1=0.985)，說明該組變量的解釋具有顯著性意義。它反映農(nóng)村的消費變動的各種線性組合與收入結構的線性組合之間有很強大相關性。在第一對典型變量的表達式中：在4類消費變動組合中，首先是醫(yī)療保健(x3)的載荷值比較大，它的值為1.791，教育文化娛樂服務(x4)的載荷量最小，它的值為-0.354；在收入結構來源組合中，轉移性收入(y4)的載荷值比較大，它的值為 1.002，經(jīng)營收入(y2)的載荷量最小，它的值為-0.674。這說明農(nóng)村轉移性收入和經(jīng)營性收入的增長會影響醫(yī)療保健和教育文化娛樂服務消費的數(shù)量。再者，從表6可以得出，第一組的變量的變異被自身和被它們相對的典型變量所解釋的比例都比較高，變量的貢獻度比較大。因此保留第一對典型變量組是可行的。

同時，綜合比較上述典型相關分析模型表達式，從城市方面可以看出：教育文化娛樂服務(x4)與轉移性收入(y4)的載荷值符號相一致，在兩對表達式中同為正負，它們之間存在正相關的關系，當轉移性收入提高時，它可以有效地促進教育文化娛樂服務消費的增加，當轉移性收入減少時，它也可以有效地促進教育文化娛樂服務消費的減少；交通和通信(x2)與工資收入(y1)的載荷值符號相一致，它們之間存在正相關的關系，當工薪收入提高時，它可以有效地促進交通和通信消費的增加，當工薪收入減少時，它也可以有效地促進交通和通信消費的減少；醫(yī)療保健(x3)與財產(chǎn)性收入(y3)的載荷值符號相一致，它們之間存在正相關的關系，當財產(chǎn)性收入提高時，它可以有效地促進醫(yī)療保健消費的增加，當財產(chǎn)性收入減少時，它也可以有效地促進醫(yī)療保健消費的減少；食品、衣著及居住(x1)與經(jīng)營收入(y2)的影響關系顯著，存在同增通減的關系，當經(jīng)營性收入提高時，可以有效地促進食品、衣著及居住消費的增加，當經(jīng)營性收入減少時，食品、衣著及居住的消費將減少。

同理，從農(nóng)村方面可以看出：醫(yī)療保健(x3)與轉移性收入(y4)的載荷值符號相一致，在2對表達式中同為正負，它們之間存在正相關的關系，當轉移性收入提高時，它可以有效地促進醫(yī)療保健消費的增加，當轉移性收入減少時，它也可以有效地促進醫(yī)療保健消費的減少；教育文化娛樂服務(x4)與經(jīng)營收入(y2)的載荷值符號相一致，它們之間存在正相關的關系，當經(jīng)營收入提高時，它可以有效地促進教育文化娛樂服務消費的增加，當經(jīng)營收入減少時，它也可以有效地促進教育文化娛樂服務消費的減少；而食品、衣著及居住(x1)和交通和通信(x2)與工資收入(y1)和財產(chǎn)性收入(y3)的影響關系不顯著，可能由于在農(nóng)村工資收入和財產(chǎn)性收入比較小，在食品、衣著及居住和交通方面存在自給自足的現(xiàn)象，收入方面因素不能有效的改善這方面消費的狀況。

3 主要結論及政策建議

根據(jù)以上分析，無論城市還是農(nóng)村，醫(yī)療保健支出和教育文化娛樂服務水平占總支出的比重及其增長率都比較低，因此，提高城市和農(nóng)村醫(yī)療保健支出及教育文化娛樂服務水平尤為重要，這是城鄉(xiāng)之間的相同之處。由相關性分析可知,對于城市，財產(chǎn)性收入和醫(yī)療保健支出正相關，轉移性收入和教育文化娛樂服務支出正相關，調(diào)節(jié)措施應是，如果提高醫(yī)療保健水平就應該提高城市財產(chǎn)性收入，提高教育文化娛樂服務水平就應該提高轉移性收入。而對于農(nóng)村，轉移性收入和醫(yī)療保健支出正相關，經(jīng)營收入和教育文化娛樂服務支出正相關。因此，調(diào)節(jié)措施應是：提高醫(yī)療保健水平就應該提高城市轉移性收入，提高教育文化娛樂服務水平則應該提高經(jīng)營收入。這就是城鄉(xiāng)之間在采取措施選擇上的差別。為此政府應針對城鄉(xiāng)之間的異同，有的放矢，采取相應的措施，才能達到促進消費的效果。

首先，提高城市居民的財產(chǎn)性收入。建立健全多層次金融市場體系，大力發(fā)展證券、債券、信息和技術等市場，讓更多人分享企業(yè)利潤，獲得財產(chǎn)性收入。

其次，提高農(nóng)村的經(jīng)營收入。進一步完善家庭承包經(jīng)營責任制，通過產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營、土地流轉、適度規(guī)模經(jīng)營等途徑，提高家庭生產(chǎn)經(jīng)營活動的效率。

最后，提高城鄉(xiāng)的轉移性支付力度。充分發(fā)揮我國轉移性支付的補助功能、再分配功能和調(diào)控功能。政府應出臺更多的惠農(nóng)政策，通過更多的直接補貼、公共投資以及養(yǎng)老保障、合理的醫(yī)療保險體制建立，讓農(nóng)村居民獲得更多的轉移性收入，激發(fā)農(nóng)民從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的積極性。

[1]胡少維. 我國消費率偏低的原因及對策建議 [J].開發(fā)研究,2010,(10):19-22.

[2]樊 綱. 擴大內(nèi)需關鍵在于解決收入結構失調(diào)[J].價格與市場,2009,(9)：7-8.

10.3969/j.issn.1673-1409(S).2012.02.010

F323

A

1673-1409(2012)02-S029-05

2012-01-20

馬敬桂(1956-)，男，湖北荊州人，教授，主要從事農(nóng)村經(jīng)濟、產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟研究。