基于省市面板數(shù)據(jù)的我國(guó)居民消費(fèi)制約因素分析

摘 要：文章運(yùn)用1997—2010年中國(guó)30個(gè)?。ǔ鞑兀?、自治區(qū)、直轄市城鄉(xiāng)面板數(shù)據(jù)，分別對(duì)我國(guó)城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民消費(fèi)影響因素建立隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行比較分析，得出收入是當(dāng)期消費(fèi)的決定性因素，但對(duì)城鎮(zhèn)居民影響更大；物價(jià)指數(shù)（CPI）也是影響居民消費(fèi)的原因，但對(duì)城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民作用的方式不一樣，無(wú)論城鎮(zhèn)還是農(nóng)村居民都能容忍較高的通脹水平（5%）；高房?jī)r(jià)抑制了城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)，醫(yī)療保健支出制約我國(guó)特別是農(nóng)村地區(qū)居民的消費(fèi)。通過(guò)消費(fèi)、收入、GDP、財(cái)政收入增速的對(duì)比分析，進(jìn)一步得出政府收入與居民收入的失衡是我國(guó)居民消費(fèi)不足的原因之一。在所得基本結(jié)論的基礎(chǔ)上，提出了擴(kuò)大居民消費(fèi)的相應(yīng)政策建議。

關(guān)鍵詞：城鎮(zhèn)居民 農(nóng)村居民 消費(fèi) 面板數(shù)據(jù)

中圖分類(lèi)號(hào)：F124.7 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1004-4914（2013）04-014-04

消費(fèi)是生產(chǎn)的目的，對(duì)社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展起著重要的作用。目前，我國(guó)成為世界主要國(guó)家中消費(fèi)率最低的國(guó)家之一，消費(fèi)需求與經(jīng)濟(jì)發(fā)展不匹配，嚴(yán)重影響了我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的持續(xù)性與穩(wěn)定性。與發(fā)達(dá)國(guó)家總需求不足主要是投資需求不足相比，我國(guó)總需求不足主要是消費(fèi)需求的不足，表現(xiàn)為我國(guó)最終消費(fèi)率（最終消費(fèi)支出占支出法GDP比重）偏低，從1990年的62.5%逐漸降至2010年的47.4%（2011中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒），而發(fā)達(dá)國(guó)家最終消費(fèi)率都在80%左右。我國(guó)總需求不足，特別是居民消費(fèi)需求不足始于1997—1998年，此后一直存在，成為制約我國(guó)經(jīng)濟(jì)健康發(fā)展的重要因素。從有關(guān)數(shù)據(jù)（均采用名義數(shù)據(jù)）來(lái)看，自1997年以來(lái)，無(wú)論是城鎮(zhèn)居民還是農(nóng)村居民，消費(fèi)的增速低于收入的增速，而收入的增速又低于GDP的增速。有關(guān)數(shù)據(jù)顯示，我國(guó)最終消費(fèi)率結(jié)構(gòu)變化中，政府消費(fèi)比重不斷增加，表明我國(guó)居民消費(fèi)需求的不足主要是消費(fèi)傾向的下降，并且居民收入在國(guó)民收入分配中比重下降。針對(duì)有效需求不足的問(wèn)題中央采取了許多措施提升居民的消費(fèi)需求，但收效甚微。因此，研究我國(guó)居民消費(fèi)的影響因素，分析我國(guó)居民消費(fèi)不足的原因，具有重要意義。

近幾年來(lái)，針對(duì)我國(guó)居民消費(fèi)需求不足，國(guó)內(nèi)外學(xué)者進(jìn)行了大量的研究，得出了很多不同結(jié)論。主要有以下幾個(gè)方面：（1）中國(guó)社會(huì)保障制度的原因。我國(guó)不斷深化經(jīng)濟(jì)體制改革，而社會(huì)保障制度建設(shè)的落后增加了居民收入和支出的不確定性，導(dǎo)致居民預(yù)防性?xún)?chǔ)蓄動(dòng)機(jī)加強(qiáng)，消費(fèi)減少。韓冰、臧旭恒（2006）運(yùn)用消費(fèi)計(jì)量模型得出城鎮(zhèn)居民消費(fèi)與社會(huì)保障支出呈正相關(guān)，二者的相關(guān)系數(shù)為0.171125。張繼海（2006）研究得出，隨著城鎮(zhèn)社會(huì)保障水平的增加，城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)支出也隨之增加，即居民人均消費(fèi)增加與養(yǎng)老金財(cái)富增加相對(duì)應(yīng)。王智慧（2002）也認(rèn)為我國(guó)就業(yè)、退休、醫(yī)療、住房、教育等制度的變遷，增加了居民生活中的不確定性，而我國(guó)社會(huì)保障制度的不健全造成消費(fèi)預(yù)期支出上升，使居民不敢即期消費(fèi)。袁志剛、宋錚（1999）認(rèn)為在計(jì)劃經(jīng)濟(jì)體制向市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制轉(zhuǎn)軌中，城鎮(zhèn)居民的平均消費(fèi)傾向出現(xiàn)較大幅度的下降。1997年比1987年下降7個(gè)百分點(diǎn)，為0.807。（2）居民收入差距擴(kuò)大的原因。收入差距的擴(kuò)大，限制了廣大低收入者的消費(fèi)需求。李軍（2003）認(rèn)為改革開(kāi)放后收入分配差距不斷擴(kuò)大，使得中低收入者的支付能力受到限制，他們的消費(fèi)需求增長(zhǎng)緩慢，從而造成中國(guó)居民的消費(fèi)需求不足。陳斌開(kāi)（2012）認(rèn)為收入差距越大，居民消費(fèi)需求越低，城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大導(dǎo)致居民消費(fèi)率在2000—2008年間下降了3.42%，可以解釋這一期間30.8%的居民消費(fèi)率下降。（3）中國(guó)傳統(tǒng)思想的原因。中國(guó)的傳統(tǒng)文化與西方不同，導(dǎo)致了我國(guó)居民節(jié)儉并喜歡儲(chǔ)蓄，消費(fèi)傾向較低。Wei和Zhang（2009）從人口統(tǒng)計(jì)學(xué)方面對(duì)中國(guó)居民消費(fèi)率下降提出了一種新穎的理論。他們認(rèn)為，因?yàn)橹袊?guó)的傳統(tǒng)思想與計(jì)劃生育，導(dǎo)致新生兒中男孩比重越來(lái)越高，使得家庭為提高男孩在將來(lái)婚姻市場(chǎng)上的競(jìng)爭(zhēng)力而進(jìn)行更多儲(chǔ)蓄，更少消費(fèi)。但是，這種機(jī)制可能更適用于農(nóng)村地區(qū)，對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的影響有限。（4）其他方面的原因。方福前（2009）運(yùn)用面板數(shù)據(jù)對(duì)我國(guó)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)需求進(jìn)行計(jì)量分析，得出1995—2005年以來(lái)我國(guó)居民消費(fèi)函數(shù)比較穩(wěn)定；醫(yī)療、教育和住房體制改革對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)的影響不同；并運(yùn)用資金流量表（實(shí)物交易）進(jìn)一步得出在國(guó)民收入分配中，政府所占份額越來(lái)越大，而居民所占份額越來(lái)越小是我國(guó)居民消費(fèi)需求持續(xù)低迷的原因之一。李文溥、龔敏（2011）認(rèn)為CPI的上漲對(duì)城鄉(xiāng)及不同收入群體的沖擊不同，對(duì)農(nóng)村居民與低收入群體影響更大。通脹差異會(huì)擴(kuò)大城鄉(xiāng)及不同收入群體的實(shí)際收入，并抑制居民的消費(fèi)需求，使最終消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率持續(xù)下滑。路易斯（Louis Kuijis）運(yùn)用世界銀行數(shù)據(jù)庫(kù)對(duì)中國(guó)的私人儲(chǔ)蓄進(jìn)行了經(jīng)驗(yàn)研究，得出中國(guó)的高儲(chǔ)蓄主要是企業(yè)的高儲(chǔ)蓄，再次是政府的高儲(chǔ)蓄，中國(guó)居民的儲(chǔ)蓄水平雖然高于大多數(shù)西方國(guó)家，但低于像印度等國(guó)家。因此，他認(rèn)為企業(yè)儲(chǔ)蓄過(guò)多是中國(guó)的消費(fèi)需求不足主要原因。路易斯進(jìn)一步指出，中國(guó)居民高儲(chǔ)蓄水平的原因部分是要支付譬如醫(yī)療和教育支出，而這些在國(guó)外多數(shù)是由政府或者保險(xiǎn)公司支付的。此外，中國(guó)居民還要在住房投資上花費(fèi)將近一半的儲(chǔ)蓄。

上述觀點(diǎn)各從一個(gè)方面反映了居民消費(fèi)不足的問(wèn)題，在前人研究基礎(chǔ)上，本文綜合影響城鄉(xiāng)居民消費(fèi)的因素，運(yùn)用面板數(shù)據(jù)來(lái)比較分析它們對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)的不同影響，以及各自的影響方向與強(qiáng)度，探明抑制我國(guó)居民消費(fèi)的真實(shí)原因，進(jìn)一步提出擴(kuò)大內(nèi)需的政策建議。

一、數(shù)據(jù)的選擇與處理

本文選取1997年至2010年的30個(gè)省分城鄉(xiāng)年度面板數(shù)據(jù)（panel data），由于西藏?cái)?shù)據(jù)不全所以不予包括。出現(xiàn)在本文中的變量有：人均消費(fèi)支出（城鎮(zhèn)與農(nóng)村）、人均可支配（純）收入（城鎮(zhèn)與農(nóng)村）、人均財(cái)富水平（城鎮(zhèn)與農(nóng)村）、物價(jià)指數(shù)（城鎮(zhèn)與農(nóng)村）、人均財(cái)政性教育經(jīng)費(fèi)、老年人撫養(yǎng)比、少兒撫養(yǎng)比、醫(yī)療狀況、一年期平均存款利率、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）、財(cái)政收入等。

其中物價(jià)指數(shù)以1997年為基期，為100%，并以此對(duì)以后年份進(jìn)行調(diào)整。一年期平均存款利率為央行公布的一年期銀行存款基準(zhǔn)利率的加權(quán)平均值，由于醫(yī)療支出數(shù)據(jù)難以取得且準(zhǔn)確率不高，而醫(yī)療機(jī)構(gòu)床位數(shù)統(tǒng)計(jì)已有多年，所以本文采用醫(yī)療機(jī)構(gòu)床位數(shù)千人每張作為醫(yī)療狀況的代替變量。人均財(cái)富水平為城鄉(xiāng)人均儲(chǔ)蓄存款余額。為便于分析及減小變量異方差，本文對(duì)于人均消費(fèi)支出、人均可支配收入、人均財(cái)富水平、人均財(cái)政性教育經(jīng)費(fèi)均取對(duì)數(shù)。

本文的數(shù)據(jù)來(lái)源是中國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局編寫(xiě)的相關(guān)年份的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和各省的統(tǒng)計(jì)年鑒、中華人民共和國(guó)教育部編寫(xiě)的相關(guān)年份的《中國(guó)教育統(tǒng)計(jì)年鑒》和各省教育統(tǒng)計(jì)年鑒、中華人民共和國(guó)衛(wèi)生部編寫(xiě)的相關(guān)年份的《中國(guó)衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)年鑒》和各省衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)年鑒、中國(guó)人民銀行公布的相關(guān)年份的金融機(jī)構(gòu)一年期人民幣存款基準(zhǔn)利率。

二、面板數(shù)據(jù)模型

由于本文采用1997—2010年的30個(gè)省、自治區(qū)和直轄市的面板數(shù)據(jù)，所以采用面板數(shù)據(jù)模型分析。研究居民消費(fèi)需求，既要考慮短期因素，如可支配收入（農(nóng)民純收入）、財(cái)富水平、醫(yī)療狀況、通貨膨脹、利率；也需要考慮長(zhǎng)期因素，如未成年人口撫養(yǎng)比和老年人口撫養(yǎng)比。本文構(gòu)建的模型包含8個(gè)解釋變量，將影響我國(guó)居民消費(fèi)需求的主要因素盡可能地納入模型。

面板數(shù)據(jù)基本模型為：

yi，t=C+αi+γt+x'i，tβ+μi，t i=1，2……N，t=1，2……T

其中，y表示被解釋變量，C表截距項(xiàng)，x'為k維解釋變量向量，i表示橫截面數(shù)據(jù)，t表示時(shí)間序列數(shù)，β為回歸系數(shù)向量；其中，αi度量個(gè)體間的差異，γt度量時(shí)間上的差異；μi，t表示隨機(jī)誤差項(xiàng)。

面板數(shù)據(jù)模型主要有三種形式：

1.普通混合回歸模型。此類(lèi)模型假設(shè)αi和γt不隨個(gè)體i和時(shí)間t變化。即α1=α2=α3=……=αn，γ1=γ2=γ3=……=γt。此時(shí)模型可以寫(xiě)為yi，t=α+x'i，tβ+μi，t

2.固定影響模型。此類(lèi)模型假設(shè)αi和γt隨個(gè)體i和時(shí)間t變化，并認(rèn)為αi和γt與解釋變量相關(guān)，具體可分為如下三種情況。（1）個(gè)體固定影響模型。即αi在個(gè)體i上變化，而γt在時(shí)間上無(wú)變化。（2）時(shí)期固定影響模型。即αi在個(gè)體i上無(wú)變化，而γt在時(shí)間上變化。（3）個(gè)體和時(shí)期固定影響模型。即截距項(xiàng)αi在個(gè)體i上變化，且γt在時(shí)間t上變化。

3.隨機(jī)影響模型。此類(lèi)模型假設(shè)αi，γt，μi，t均服從于正態(tài)分布，且相互獨(dú)立，即各自不存在截面自相關(guān)、時(shí)間自相關(guān)、混合自相關(guān)。

三、面板數(shù)據(jù)模型設(shè)定分析

對(duì)于以上三種模型的選擇，可以采用以下方法判斷：

1.固定影響模型檢驗(yàn)。由于固定影響模型分三種情況，所以檢驗(yàn)也相應(yīng)可分為以下三種情況。

（1）個(gè)體固定影響檢驗(yàn)。原假設(shè)為αi不隨個(gè)體i變化，即α1=α2=α3=……=αn=0。若原假設(shè)成立，則服從F分布：

F=（SSEr-SSEu）（N-1）SSEu（NT-N-k）～F（N-1，NT-k）

其中SSEr為普通混合模型的殘差平方和，SSEu為個(gè)體固定影響模型的殘差平方和。若F大于臨界值，則拒絕不存在個(gè)體固定影響的原假設(shè)。本文中，城鎮(zhèn)居民回歸方程F統(tǒng)計(jì)量為24.5521，大于1%的臨界值，即認(rèn)為可以建立個(gè)體固定影響模型；農(nóng)村居民回歸方程中，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量為39.85917，大于1%的臨界值，同樣可以建立固定影響模型。

（2）時(shí)期固定影響模型檢驗(yàn)。原假設(shè)為γt不隨時(shí)間t變化，即γ1=γ2=γ3=……=γt=0。依然構(gòu)造F統(tǒng)計(jì)量，但其中的SSEu改為時(shí)期固定影響模型的殘差平方和。若F大于臨界值，則拒絕無(wú)時(shí)期固定影響的原假設(shè)。在本文城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民的回歸模型中，由于存在奇異矩陣，所以無(wú)法建立時(shí)期固定影響模型，也無(wú)法檢驗(yàn)。

（3）個(gè)體和時(shí)期固定影響檢驗(yàn)。原假設(shè)為αi和γt不隨個(gè)體i和時(shí)間t變化，即α1=α2=α3=……=αn=0，γ1=γ2=γ3=……=γt=0。構(gòu)造F統(tǒng)計(jì)量，此時(shí)的SSEu為基本模型的殘差平方和。如果F大于臨界值時(shí)，則拒絕不存在個(gè)體和時(shí)期固定影響的原假設(shè)。同樣由于存在奇異矩陣，因此無(wú)法檢驗(yàn)。

2.H檢驗(yàn)。在利用面板數(shù)據(jù)建模時(shí)，可用Hausman來(lái)確定選用固定影響模型或是隨機(jī)影響模型，并且隨機(jī)影響模型優(yōu)先考慮。Hausman檢驗(yàn)的原假設(shè)為：隨機(jī)影響模型中個(gè)體影響與解釋變量不相關(guān)。構(gòu)造統(tǒng)計(jì)量：

W=[b-β]'VARb-β[b-β]

其中b為固定影響模型中回歸系數(shù)的估計(jì)，β為隨機(jī)影響模型中回歸系數(shù)的估計(jì)。在原假設(shè)下，統(tǒng)計(jì)量W服從χ2（k），k為模型中解釋變量的個(gè)數(shù)。無(wú)論在城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民的模型中，Hausman檢驗(yàn)結(jié)果P值均大于10%，不能拒絕原假設(shè)，所以都可以選用隨機(jī)影響模型。本文決定采用隨機(jī)影響模型估計(jì)。

四、實(shí)證分析

基于以上檢驗(yàn)分析，運(yùn)用面板數(shù)據(jù)的隨機(jī)影響模型，分別建立城鎮(zhèn)居民與農(nóng)村居民的消費(fèi)方程，計(jì)量結(jié)果如表1和表2所示。城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出為被解釋變量，人均可支配收入、老年人口撫養(yǎng)比、未成年人口撫養(yǎng)比、通貨膨脹率、人均財(cái)富水平、人均財(cái)政性教育經(jīng)費(fèi)、醫(yī)療水平、利息率為解釋變量?；貧w方程的F統(tǒng)計(jì)量的P值均接近于0，R2均大于0.9，說(shuō)明方程整體上顯著。

由以上計(jì)量結(jié)果可知：

1.居民人均可支配（純）收入對(duì)居民消費(fèi)有著決定性作用，其中對(duì)城鎮(zhèn)居民的影響程度大于農(nóng)村居民，0.918844對(duì)0.785993。這種影響程度的不同可能是城鎮(zhèn)居民消費(fèi)更無(wú)后顧之憂(yōu)，收入穩(wěn)定性高，且福利等社會(huì)保障因素好于農(nóng)村，還有一部分原因可能是農(nóng)村居民的消費(fèi)有一部分是自給自足的緣故，數(shù)據(jù)上顯示不出來(lái)。

2.老年人撫養(yǎng)比、少兒撫養(yǎng)比對(duì)城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民影響不同。對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)無(wú)顯著影響（10%顯著性水平上不顯著），原因可能是城鎮(zhèn)居民大部分均有退休金，而少兒支出占比較?。坏夏耆藫狃B(yǎng)比對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)影響顯著，有著促進(jìn)作用，而這也符合我們的預(yù)期，農(nóng)村老年人大都是活到老忙到老，對(duì)于家庭的負(fù)擔(dān)很小，而少兒撫養(yǎng)比對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)影響不顯著，表明社會(huì)福利如養(yǎng)老保險(xiǎn)等對(duì)我國(guó)現(xiàn)期居民消費(fèi)影響不大。

3.物價(jià)指數(shù)（CPI）對(duì)城鎮(zhèn)居民、農(nóng)村居民消費(fèi)均有明顯影響，但作用的方式卻不一樣。對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)抑制，系數(shù)為-0.2363，表明城鎮(zhèn)居民對(duì)物價(jià)水平的高度敏感的，主要原因是城鎮(zhèn)居民大都靠貨幣計(jì)量的工資；而對(duì)農(nóng)村居民卻有著明顯促進(jìn)作用，系數(shù)為0.3882，可能由于知識(shí)水平的不同，農(nóng)村居民整體有著習(xí)慣性預(yù)期，在價(jià)格未升時(shí)加快消費(fèi)。

4.財(cái)富水平對(duì)城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民也有著不同影響。對(duì)城鎮(zhèn)居民在10%水平下顯著，但卻是抑制作用，一個(gè)重要原因是我國(guó)城市房?jī)r(jià)的高漲，居民存錢(qián)買(mǎi)房，抑制了城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)；對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)影響不顯著，原因之一是農(nóng)村居民財(cái)富水平普遍較低，且農(nóng)村預(yù)防性?xún)?chǔ)蓄動(dòng)機(jī)很強(qiáng)。這與路易斯的結(jié)論相吻合，居民將大量?jī)?chǔ)蓄用在住房投資而不是消費(fèi)上。

5.財(cái)政性教育經(jīng)費(fèi)與醫(yī)療狀況對(duì)城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民消費(fèi)影響情況不同。對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的影響不確定，對(duì)農(nóng)村居民有顯著影響，但影響程度不大，原因可能是現(xiàn)階段我國(guó)教育與醫(yī)療支出水平都還很低，對(duì)于農(nóng)村居民的低收入而言比較重要，但對(duì)城鎮(zhèn)居民卻無(wú)明顯影響；也可能是因?yàn)閿?shù)據(jù)的粗糙性，財(cái)政性教育經(jīng)費(fèi)只占居民教育支出的一部分，且醫(yī)療情況這里是用床位數(shù)代替的。

6.一年期平均存款利率對(duì)城鎮(zhèn)居民影響不確定，對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)有促進(jìn)作用，但作用都不明顯，系數(shù)分別為0.002769和0.009904。整體上看，利率對(duì)居民消費(fèi)有著輕微促進(jìn)作用，表明利率對(duì)農(nóng)村居民的收入效應(yīng)大于替代效應(yīng)。

為進(jìn)一步探明醫(yī)療支出對(duì)我國(guó)居民消費(fèi)的影響，特別是近幾年來(lái)我國(guó)推行的新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響，我們通過(guò)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)來(lái)分析。

由表3可知，無(wú)論城鎮(zhèn)居民還是農(nóng)村居民在醫(yī)療方面的支出都呈顯著增長(zhǎng)趨勢(shì)，而且增長(zhǎng)率很多都超過(guò)了收入的增長(zhǎng)，表明我國(guó)居民在醫(yī)療保健方面需求的強(qiáng)烈。而農(nóng)村居民醫(yī)療保健支出的增長(zhǎng)更快，表明醫(yī)療保健是影響我國(guó)特別是農(nóng)村居民消費(fèi)的重要因素。

五、CPI程度對(duì)消費(fèi)的影響

通貨膨脹一直是我國(guó)比較關(guān)注的問(wèn)題，通貨膨脹對(duì)我國(guó)居民消費(fèi)的影響到底如何也值得我們關(guān)注。通過(guò)以上的分析我們得出通脹對(duì)我國(guó)城鎮(zhèn)居民農(nóng)村居民消費(fèi)都有顯著的影響，但以上分析并沒(méi)有考慮通脹程度。政府從2005年開(kāi)始確定通貨膨脹目標(biāo)，為4%，以后每年都有變動(dòng)；2006也為3%，以點(diǎn)目標(biāo)的形式發(fā)布；2007年設(shè)置了3%的通貨膨脹上限；2008年確定通脹水平為4.8%附近（周好文，2010）。因此本文在這里將CPI增長(zhǎng)率按5%分為兩個(gè)部分：超過(guò)5%和低于5%，并運(yùn)用鄒至莊檢驗(yàn)來(lái)比較兩者對(duì)消費(fèi)的影響是否顯著不同。此處選擇數(shù)據(jù)對(duì)象為全國(guó)范圍。

鄒至莊（Chow test）檢驗(yàn)：

若回歸方程不存在結(jié)構(gòu)變動(dòng)，則分解后的兩個(gè)回歸方程其RSS之和RSSUR與總體回歸方程RSSR在統(tǒng)計(jì)上不應(yīng)該不同。因此可以構(gòu)造如下統(tǒng)計(jì)量：

F=（RSSR-RSSUR）/kRSSUR/（n1+n2-2k）～F[k，（n1+n2-2k）]

其中，n1、n2分別表示子回歸方程的觀測(cè)次數(shù)，k表示所估參數(shù)個(gè)數(shù)。

通過(guò)鄒至莊檢驗(yàn)得：城鎮(zhèn)居民F=2.235，農(nóng)村居民F=1.230，而F[4，16]在5%顯著性水平臨界值為3.26，不拒絕無(wú)影響的原假設(shè)。所以無(wú)論城鎮(zhèn)還是農(nóng)村居民消費(fèi)水平對(duì)5%通脹標(biāo)準(zhǔn)均不敏感，CPI程度對(duì)居民消費(fèi)影響不顯著。

六、收入分配的分析

消費(fèi)有政府消費(fèi)和居民消費(fèi)，在一國(guó)經(jīng)濟(jì)水平的情況下，政府消費(fèi)的過(guò)高必然抑制居民消費(fèi)。在收入分配中，政府財(cái)政收入高，居民消費(fèi)就必然會(huì)低。通過(guò)本文分析，收入是對(duì)居民消費(fèi)有著決定性影響，而我國(guó)需求不足始于1997到1998年。

從有關(guān)數(shù)據(jù)可知，從1997年開(kāi)始，我國(guó)財(cái)政收入增長(zhǎng)率開(kāi)始大于居民可支配收入增長(zhǎng)率，并一直持續(xù)到現(xiàn)在，而從本文前面分析知：居民消費(fèi)與可支配收入均也是從1997年起低于GDP增速。這與我國(guó)需求不足始于1997年正好吻合。在經(jīng)濟(jì)總量一定情況下，居民消費(fèi)與政府消費(fèi)之間存在此消彼長(zhǎng)的關(guān)系，政府收入太多，但教育、醫(yī)療、養(yǎng)老等福利制度的建設(shè)卻滯后，嚴(yán)重打壓了居民的消費(fèi)熱情。因此，擴(kuò)大內(nèi)需必須改變收入分配格局，藏富于民是提高居民消費(fèi)的重要手段，無(wú)論是對(duì)城鎮(zhèn)還是農(nóng)村居民。

七、結(jié)論與政策建議

我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)于依賴(lài)投資與出口，消費(fèi)不足，所以，研究我國(guó)居民消費(fèi)的制約因素非常重要。通過(guò)以上分析，本文得出收入是當(dāng)期消費(fèi)的決定性因素，而城鎮(zhèn)居民消費(fèi)對(duì)收入更加敏感；政府收入與支出過(guò)高擠出了部分居民消費(fèi)，降低了居民消費(fèi)率。CPI也是影響我國(guó)居民消費(fèi)的原因，但對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)的影響不同，對(duì)我國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)有明顯的抑制作用（-0.2363），對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)有促進(jìn)作用（0.3882），并且無(wú)論城鎮(zhèn)居民還是農(nóng)村居民能容忍較高的通脹水平（5%）。所以，CPI對(duì)全國(guó)范圍內(nèi)居民消費(fèi)而言，不是一個(gè)重要指標(biāo)。社會(huì)保障如醫(yī)療、教育制度建設(shè)的滯后制約了我國(guó)特別是農(nóng)村居民的消費(fèi)；此外城市的高房?jī)r(jià)抑制了城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)，以至于城鎮(zhèn)居民存錢(qián)買(mǎi)房，放棄當(dāng)期消費(fèi)。老年人的增加與少兒的減少對(duì)我國(guó)內(nèi)需的影響不確定；利率整體上對(duì)內(nèi)需有著正的影響，高利率政策有助于提高居民的消費(fèi)水平，但作用不大。

因此，提高居民消費(fèi)率必須要將增加人民可支配收入放在首要位置，我國(guó)近幾年居民消費(fèi)需求不足，居民在國(guó)家收入分配中所占比例越來(lái)越低可能是一個(gè)重要原因，從長(zhǎng)遠(yuǎn)考慮，為促進(jìn)居民消費(fèi)，我們需要提高居民收入在整個(gè)國(guó)民財(cái)富分配中的比重，積極減稅，藏富于民；為使居民消費(fèi)無(wú)后顧之憂(yōu)，必須健全完善城鄉(xiāng)一體的福利制度，完善城鎮(zhèn)醫(yī)療保健制度，加快推進(jìn)新型農(nóng)村醫(yī)療合作制度建設(shè)等，農(nóng)村居民消費(fèi)市場(chǎng)巨大，必須將農(nóng)村地區(qū)公共投入放在重要位置；此外，要有效釋放居民消費(fèi)需求，需要將房?jī)r(jià)控制在適度的范圍。

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（作者簡(jiǎn)介：李寶仁，北京工商大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院教授，碩士生導(dǎo)師，研究方向：計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)分析；平成雄，北京工商大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院碩士研究生，研究方向：計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)分析 北京 100048）

（責(zé)編：若佳）