我國居民收入水平對(duì)社會(huì)消費(fèi)品零售量的影響分析

丁伊麗

(西南大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，重慶 400715)

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我國居民收入水平對(duì)社會(huì)消費(fèi)品零售量的影響分析

丁伊麗

(西南大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，重慶 400715)

摘要：基于我國居民家庭人均可支配收入與人均社會(huì)商品零售總額間經(jīng)濟(jì)關(guān)系的理論，通過對(duì)1978—2013年的相關(guān)數(shù)據(jù)實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入增加會(huì)使人均社會(huì)商品零售總額減少；農(nóng)村情況則剛好相反。造成這個(gè)區(qū)別的因素主要是：我國的城鄉(xiāng)居民的消費(fèi)觀念存在較大的差異。通過模型分析也發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)、農(nóng)村居民家庭人均收入就短期而言都存在宏觀經(jīng)濟(jì)傳導(dǎo)滯后關(guān)系。最后提出了促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)健康持續(xù)發(fā)展的具體建議。

關(guān)鍵詞：人均可支配收入；社會(huì)商品零售總額；關(guān)系研究

隨著我國經(jīng)濟(jì)社會(huì)的發(fā)展與經(jīng)濟(jì)實(shí)力的增強(qiáng)，居民收入穩(wěn)步上升，隨著消費(fèi)環(huán)境的逐步改善，居民的消費(fèi)能力不斷增強(qiáng)，理論認(rèn)為居民消費(fèi)能力的增強(qiáng)直接帶動(dòng)了社會(huì)消費(fèi)品總額的發(fā)展[1]，所以實(shí)證分析研究社會(huì)消費(fèi)品零售總額受居民消費(fèi)水平的影響方式以及程度，對(duì)我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有重要意義。

本文通過建立居民家庭收入與社會(huì)消費(fèi)品零售總額的模型，分析居民消費(fèi)水平對(duì)社會(huì)消費(fèi)品零售量的影響幅度和作用，從而為政府應(yīng)用提高居民收入水平、刺激消費(fèi)從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的經(jīng)濟(jì)手段，提供一定的政策依據(jù)。

一、城鄉(xiāng)居民家庭人均可支配收入分析

(一)數(shù)據(jù)來源

通過中國國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站收集了我國1980—2013年城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入(元)、城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入指數(shù)(1978年為100)、農(nóng)村居民家庭人均純收入(元)、農(nóng)村居民家庭人均純收入指數(shù)(1978年為100)、社會(huì)消費(fèi)品零售總額(億元) 、商品零售價(jià)格指數(shù)(上年=100) 和總?cè)丝跀?shù)六個(gè)指標(biāo)的數(shù)據(jù)[2]。

(二)數(shù)據(jù)處理

為了計(jì)算城市居民家庭人均可支配收入、農(nóng)村居民家庭人均收入和社會(huì)消費(fèi)品零售總額的實(shí)際水平，需要消除貨幣的通貨膨脹因素，處理方法如下：

第t年實(shí)際城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入=第t年城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入(元)/城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入指數(shù)(1978年為100)

第t年實(shí)際的農(nóng)村居民家庭人均純收入=第t年農(nóng)村居民家庭人均純收入(元)/農(nóng)村居民家庭人均純收入指數(shù)(1978年為100)

第t年實(shí)際的社會(huì)消費(fèi)品零售總額=第t年社會(huì)消費(fèi)品零售總額/商品零售價(jià)格指數(shù)(基期為1978年的100)

第t年實(shí)際的人均社會(huì)消費(fèi)品零售總額=第t年實(shí)際的社會(huì)消費(fèi)品零售總額/第t年人口數(shù)

[注：第t年的商品零售價(jià)格指數(shù)(基期為1978年)=從1979年至第t年的價(jià)格指數(shù)(上年=100)的累積乘積][3]

(三)建立模型

1.實(shí)際城鄉(xiāng)居民家庭人均可支配收入和人均社會(huì)消費(fèi)品零售總額分析

對(duì)實(shí)際城市居民家庭人均可支配收入、實(shí)際農(nóng)村居民家庭人均收入和實(shí)際人均社會(huì)消費(fèi)品零售總額的各指標(biāo)的統(tǒng)計(jì)特征進(jìn)行了分析，結(jié)果見表1。

表1　各指標(biāo)的統(tǒng)計(jì)特征

2.各指標(biāo)的單位根檢驗(yàn)

由于實(shí)際城市居民家庭人均可支配收入、實(shí)際農(nóng)村居民家庭人均收入和實(shí)際人均社會(huì)消費(fèi)品零售總額為時(shí)間序列數(shù)據(jù)，建立回歸模型先要進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，見表2。

表2　各變量的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

注:s1為實(shí)際人均社會(huì)消費(fèi)品零售總額; c1為實(shí)際城市居民家庭人均可支配收入; n1為實(shí)際人均社會(huì)消費(fèi)品零售總額(元)。

檢驗(yàn)類型(c,t,n)中c為帶截距，t為帶趨勢(shì)項(xiàng)，n為差分階數(shù)，滯后階數(shù)由AIC、SIC準(zhǔn)則決定。

根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果可知：s1為二階單整I(2)，c1為一階單整II(1)，n1為二階單整I(2)

3.協(xié)整檢驗(yàn)[5]

用s1對(duì)c1、n1進(jìn)行回歸，回歸方程為：

s1t=β0+β1c1t+β2n1t+β3t+μt

(1)

注：t取值為1978—2013

回歸結(jié)果：

s1t=-388.23-5.64c1t+17.84n1t+102.37t+et

(2)

t值 (-3.42) (-8.94) (8.294) (4.936)

n=36R2=0.93DW=0.315F=143

對(duì)et進(jìn)行Engel-Granger檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果：檢驗(yàn)類型(c,t,0),ADF值為-3.81，顯著水平0.05的關(guān)鍵值為-4.071，可知et為非平穩(wěn)序列，3個(gè)變量之間不存在協(xié)整關(guān)系。

4.調(diào)整變量和單位根檢驗(yàn)

表3　各變量對(duì)數(shù)的單位根檢驗(yàn)結(jié)果[4]

分別對(duì)實(shí)際人均社會(huì)消費(fèi)品零售總額(s1)、實(shí)際城市居民家庭人均可支配收入(c1)、實(shí)際農(nóng)村居民家庭人均收入(n1)取對(duì)數(shù)，減少變量的變異，結(jié)果見表3。

令lgs1=log(s1),根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果lgs1為一階單整I(1)。

令lgc1=log(c1),根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果lgc1為一階單整I(2)。

令lgn1=log(n1),根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果lgn1為一階單整I(1)。

5.再次協(xié)整檢驗(yàn)[5]

用s1對(duì)c1、n1進(jìn)行回歸，回歸方程為：

lgs1t=β0+β1lgc1t+β2lgn1t+β3lgs1t-1+β4t+μt

(3)

回歸結(jié)果：

lgs1t=3.275-0.563lgc1t+0.4987lgn1t+0.553lgs1t-1+0.046t+et

(4)

t值(2.836)(-3.19) (3.325) (3.945) (2.864)

n=35R2=0.9975DW=1.483

F=3095LM2=1.437

LM1=2.847ARCH=0.108

式(4)經(jīng)檢驗(yàn)各參數(shù)估計(jì)在顯著水平0.05統(tǒng)計(jì)上顯著，且不存在自相關(guān)和異方差。

對(duì)et進(jìn)行Engel-Granger檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果：檢驗(yàn)類型(0,0,0)， ADF值為-4.459，顯著水平0.05帶截距、趨勢(shì)和2個(gè)變量的Engel-Granger檢驗(yàn)關(guān)鍵值為-4.071，可知et平穩(wěn)序列，3個(gè)變量之間存在協(xié)整關(guān)系。

6.建立誤差校正模型

根據(jù)模型參數(shù)估計(jì)的顯著性,建議以下模型:

Δlgs1t=α0+α1Δlgc1t-1+α2Δlgn1t-1+α3et-2+μt

(5)

et-1為(4)式中的估計(jì)殘差，t為1979—2013

模型估計(jì)結(jié)果：

Δlgs1t=0.105+0.903Δlgc1t-1+0.752Δlgn1t-1

(6)

t值 (8.78) (-3.27) (2.67) (-3.13)

n=33R2=0.34DW=1.95s.e.=0.048F=5.014LM2=0.225

LM1=0.006ARCH=0.0012

(6)式結(jié)果顯示，在0.05的顯著水平的估計(jì)參數(shù)的檢驗(yàn)顯示均統(tǒng)計(jì)上顯著，且不存在自相關(guān)和異方差。

二、結(jié)論及建議

(一) 結(jié)論

1.實(shí)際城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民人均收入與實(shí)際人均社會(huì)商品零售總額的長期均衡關(guān)系

lgs1t=3.275-0.563lgc1t+0.49871lgn1t+0.553lgs1t-1+0.046t

從估計(jì)模型看，增加城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入會(huì)減少人均社會(huì)商品零售總額，看似與經(jīng)濟(jì)理論相違背，但這與我國城鎮(zhèn)居民重儲(chǔ)蓄有關(guān)。我國社會(huì)福利和保障水平不高，教育、醫(yī)療、住房和養(yǎng)老等讓城鎮(zhèn)居民家庭擔(dān)心未來將要有較大的支出，因此，城鎮(zhèn)居民家庭在必需的日常開銷之后的收入，也主要用于儲(chǔ)蓄，而不是消費(fèi)。甚至可能在收入增加后，使得原來無法支付的大額消費(fèi)有了支付的可能，比如孩子出國留學(xué)、買更大更多的房子、出國旅游等等，于是削減現(xiàn)時(shí)支出或國內(nèi)支出，以致出現(xiàn)城鎮(zhèn)人均收入增加1%而人均社會(huì)商品零售總額減少0.563%的狀況。

增加農(nóng)村居民家庭人均收入可以增加人均社會(huì)商品零售總額。由于我國長期存在的“城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)”導(dǎo)致城鄉(xiāng)居民的消費(fèi)觀念存在較大的差別。首先，農(nóng)村居民在教育方面的投入遠(yuǎn)低于城鎮(zhèn)居民，一是條件限制，二是觀念不同；其次，農(nóng)村居民房子是在集體所有的在基地上建造，其擁有成本遠(yuǎn)低于城市居民；再者，農(nóng)村居民養(yǎng)老主要靠代際養(yǎng)老的方式。因此，農(nóng)村居民對(duì)未來資金需求的壓力要略小于城市居民。更主要的原因在于絕大部分的農(nóng)村居民收入較低，當(dāng)收入增加時(shí)，其主要用于滿足生活需要的支出。增加農(nóng)村居民家庭人均收入1%可以增加人均社會(huì)商品零售總額0.4987%。

除了收入原因，人均社會(huì)商品零售總額的變化還受到其上一年變化的影響，上一期增長1%則當(dāng)年人均社會(huì)商品零售總額增長0.553%。

2.實(shí)際城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民人均收入與實(shí)際人均社會(huì)商品零售總額誤差修正模型

從模型看，城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入、農(nóng)村居民家庭人均收入就短期而言都存在滯后關(guān)系。即人均收入的變化不影響同期的人均社會(huì)商品零售總額的變化，當(dāng)年的收入變化會(huì)影響下一年的人均社會(huì)商品零售總額。

誤差修正項(xiàng)的參數(shù)估計(jì)為負(fù)，說明長期均衡對(duì)于短期的偏離具有自動(dòng)校正功能，但也存在滯后一年的現(xiàn)象，即不會(huì)馬上校正下一年的偏離，而是校正第三年的偏離，這與宏觀經(jīng)濟(jì)傳導(dǎo)的滯后有關(guān)。

(二)建議

要使我國經(jīng)濟(jì)健康持續(xù)發(fā)展，必須調(diào)整經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，改變過度依賴于投資增長的經(jīng)濟(jì)增長模式，不斷增加消費(fèi)在國民經(jīng)濟(jì)中的比重，擴(kuò)大內(nèi)需增長點(diǎn)，建議從以下幾方面著手。

1.不斷提高居民的社會(huì)福利水平

不斷提高居民的醫(yī)療、住房、養(yǎng)老保障水平，使得絕大部分居民病有所醫(yī)、居有所住、老有所養(yǎng)，消除居民的后顧之憂，減少儲(chǔ)蓄比重，變未來支出為現(xiàn)時(shí)支出，增長現(xiàn)時(shí)消費(fèi)，增加內(nèi)需，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

2.不斷提升國內(nèi)的商品和服務(wù)質(zhì)量

通過制定和實(shí)施更加完善的商品和服務(wù)標(biāo)準(zhǔn)和規(guī)范，提升國內(nèi)商品和服務(wù)的質(zhì)量，使得國內(nèi)居民愿意在國內(nèi)購買商品和服務(wù)，將現(xiàn)階段在國外旅游、購物和教育的支出轉(zhuǎn)移到國內(nèi)。

3.逐步增加農(nóng)村居民家庭人均收入

逐步增加農(nóng)村居民家庭人均收入，不僅有利于增加人均社會(huì)商品銷售總額，增加內(nèi)需，而且有助于改變我國長期存在的“二元結(jié)構(gòu)”，有助于逐步解決社會(huì)公平問題，從而促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)的良性發(fā)展。

4.注重經(jīng)濟(jì)傳導(dǎo)和作用的滯后問題

在采取經(jīng)濟(jì)手段如增加農(nóng)村居民收入促進(jìn)消費(fèi)或等待消費(fèi)的自動(dòng)校正時(shí)，要注重經(jīng)濟(jì)傳導(dǎo)和作用時(shí)的滯后問題，避免刺激過度或采取反向的經(jīng)濟(jì)手段，造成政策的副或負(fù)作用，從而導(dǎo)致不必要的人為的經(jīng)濟(jì)波動(dòng)。

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The Impact Analysis of Residents′ Income Level on

Total Volume of Retail Sales

DING Yili

(College of Economics and Management,Southwest University,Chongqing 400715,China)

Abstract：Based on the theory of economic relationship between urban resident per capita disposable income and total retail sales per capita, the empirical data analysis for 1978—2013 showed that the increase of per capita disposable income of urban households will reduce the per capita total retail sales of social commodities. However the rural situation is just the opposite. This difference is mainly caused by the factors: The two variety of residents′ consumption concept have significant differences. Module analysis also found that urban and rural residents per capita income of short term both have macroeconomic conduction lag. Finally detailed proposals for the sustainable and healthy development of our country′s economy are put forward.

Keywords：per capita disposable income;total volume of retail sales;relationship research

DOI:10.3969/j.issn.1004-390X(s).2015.02.011

作者簡介：劉娟(1981—)，女，云南紅河人，講師，主要從事漢語國際教育研究。

基金項(xiàng)目：云南省教育廳科學(xué)研究基金項(xiàng)目(2013Y452)。

收稿日期：2014-09-03修回日期:2014-10-20網(wǎng)絡(luò)出版時(shí)間：2015-04-0210:41

中圖分類號(hào)：F 71

文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A

文章編號(hào)：1004-390X(2015)02-0048-04