城鄉(xiāng)居民不同來(lái)源收入對(duì)其消費(fèi)行為的影響
——基于2002-2013年省級(jí)面板數(shù)據(jù)的實(shí)證檢驗(yàn)

易行健，朱力維，楊碧云

一、引言

近20年來(lái)，消費(fèi)不足成為我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)表現(xiàn)中的突出特征之一，在整體國(guó)民經(jīng)濟(jì)中的占比呈現(xiàn)下降趨勢(shì)。1995-2015年，中國(guó)GDP平均增長(zhǎng)速度達(dá)9.4%，最終消費(fèi)率卻從1995年的59.1%下降至2015年的51.82%，其中居民消費(fèi)率更是從46.7%下降到38.05%，遠(yuǎn)低于世界平均水平①Jonathan Garner（2005）認(rèn)為世界各國(guó)居民消費(fèi)率的平均水平為60%。。同時(shí)，我國(guó)城鎮(zhèn)居民平均消費(fèi)傾向也由1995年的0.82下降到2015年的0.62，同期農(nóng)村居民平均消費(fèi)傾向由0.83下降到0.70②2013年城鄉(xiāng)居民收入，消費(fèi)數(shù)據(jù)口徑發(fā)生了改變，從2013年起，國(guó)家統(tǒng)計(jì)局開(kāi)展了城鄉(xiāng)一體化住戶收支與生活狀況調(diào)查。。因此，如何釋放城鄉(xiāng)居民消費(fèi)潛力，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式從投資拉動(dòng)向消費(fèi)拉動(dòng)轉(zhuǎn)型，成為當(dāng)前我國(guó)宏觀調(diào)控的重要任務(wù)。在此期間，我國(guó)城鄉(xiāng)居民不同來(lái)源收入占總收入比重發(fā)生了較大變化，2002-2013年，城鎮(zhèn)居民工資性收入、轉(zhuǎn)移性收入占比分別下降了6.12和0.77個(gè)百分點(diǎn)，而財(cái)產(chǎn)性收入、經(jīng)營(yíng)性收入占比分別上升1.49和5.41個(gè)百分點(diǎn)；農(nóng)村居民除了經(jīng)營(yíng)性收入占比下降以外，工資性、轉(zhuǎn)移性以及財(cái)產(chǎn)性收入占比分別上升11.31、4.85和1.25個(gè)百分點(diǎn)①數(shù)據(jù)來(lái)源：國(guó)家統(tǒng)計(jì)局。。

消費(fèi)者在做出消費(fèi)決策時(shí)會(huì)內(nèi)在地將不同來(lái)源收入加以區(qū)分,從而使得不同的收入有不同的消費(fèi)傾向（Thaler,1999）。因此，不同來(lái)源收入性質(zhì)的差異和它們?cè)谑杖虢Y(jié)構(gòu)中地位的變化也可能使得不同來(lái)源收入對(duì)消費(fèi)產(chǎn)生的影響不同，雖然已有文獻(xiàn)（張秋惠和劉金星，2010；李春琦和張杰平，2011；雷理湘和胡浩，2015）探討了不同來(lái)源收入，同時(shí)考慮工資性收入、經(jīng)營(yíng)性收入、轉(zhuǎn)移性收入與財(cái)產(chǎn)性收入對(duì)居民消費(fèi)的影響，但是通過(guò)文獻(xiàn)梳理，發(fā)現(xiàn)學(xué)界就不同來(lái)源收入對(duì)消費(fèi)的影響并沒(méi)有達(dá)成統(tǒng)一的結(jié)論（李春琦和張杰平，2011）。因此，在我國(guó)不同來(lái)源收入占總收入比重不斷變化，而居民平均消費(fèi)傾向也呈現(xiàn)下降趨勢(shì)的現(xiàn)實(shí)背景下，本文嘗試?yán)?002-2013年中國(guó)省級(jí)面板數(shù)據(jù)，實(shí)證研究不同來(lái)源收入對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)行為的影響以及影響是否存在差異，并結(jié)合中國(guó)的實(shí)際情況提出相應(yīng)的政策建議。

二、文獻(xiàn)綜述

（一）國(guó)外文獻(xiàn)回顧

20世紀(jì)30年代以來(lái)，消費(fèi)儲(chǔ)蓄理論產(chǎn)生了一系列研究，最早是凱恩斯的絕對(duì)收入假說(shuō)與杜森貝里的相對(duì)收入假說(shuō)，他們認(rèn)為收入是消費(fèi)的重要決定因素。Thaler（1990）認(rèn)為生命周期假說(shuō)中基于不同來(lái)源財(cái)富產(chǎn)生的收入帶來(lái)的邊際消費(fèi)傾向都是相等的說(shuō)法是有缺陷的，他探討了不同類型財(cái)富的改變對(duì)邊際消費(fèi)傾向的影響，發(fā)現(xiàn)獲得一筆“意外之財(cái)”的邊際消費(fèi)傾向取決于這筆收入的大小，獲得的收入較少將會(huì)被劃入當(dāng)期收入被消費(fèi)，反之會(huì)進(jìn)入財(cái)產(chǎn)賬戶儲(chǔ)蓄。Carriker等（1993）基于Thaler（1990）認(rèn)為收入是可替代的假說(shuō)，利用美國(guó)堪薩斯州農(nóng)場(chǎng)管理協(xié)會(huì)1976-1990年165個(gè)農(nóng)場(chǎng)的面板數(shù)據(jù)和加權(quán)最小二乘法實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)：每個(gè)家庭成員的政府支付與非農(nóng)場(chǎng)收入的短期和長(zhǎng)期邊際消費(fèi)傾向分別是0.05和0.21，而農(nóng)場(chǎng)收入只有0.02與0.12，遠(yuǎn)低于政府支付與非農(nóng)場(chǎng)收入，這一結(jié)論支持了不穩(wěn)定收入的邊際消費(fèi)傾向低于穩(wěn)定收入的邊際消費(fèi)傾向的論點(diǎn)。Sand（2002）發(fā)現(xiàn)20世紀(jì)70年代挪威農(nóng)戶的收入體系發(fā)生了某種程度改變，非農(nóng)業(yè)收入、政府轉(zhuǎn)移性收入在可支配收入中的比重上升，而農(nóng)業(yè)收入（生產(chǎn)性收入）由于其不穩(wěn)定性等特征，已經(jīng)不再是農(nóng)業(yè)收入體系中重要的組成部分。他參照Carriker等（1993）的理論模型——該理論模型考慮到了消費(fèi)者的消費(fèi)習(xí)慣以及收入的可替代性等因素——利用1976-1997年挪威258名農(nóng)戶的面板數(shù)據(jù)和系統(tǒng)GMM的估計(jì)方法，實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)258名農(nóng)戶農(nóng)場(chǎng)收入的邊際消費(fèi)傾向約為0.14，非農(nóng)場(chǎng)收入的邊際消費(fèi)傾向約為0.24，政府轉(zhuǎn)移性收入的邊際消費(fèi)傾向約為0.20。國(guó)外文獻(xiàn)認(rèn)為農(nóng)場(chǎng)收入低于非農(nóng)場(chǎng)收入與政府轉(zhuǎn)移性收入的邊際消費(fèi)傾向主要是因?yàn)檗r(nóng)場(chǎng)收入是風(fēng)險(xiǎn)性較大的收入，而非農(nóng)場(chǎng)收入與轉(zhuǎn)移性收入都是較穩(wěn)定的收入，會(huì)拉動(dòng)消費(fèi)。國(guó)外的理論或者實(shí)證文獻(xiàn)基于不同收入結(jié)構(gòu)的視角探討居民消費(fèi)問(wèn)題，雖然對(duì)不同來(lái)源收入的劃分與國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的劃分不一致，也沒(méi)有涉及到財(cái)產(chǎn)性收入等變量，但是國(guó)外文獻(xiàn)的實(shí)證結(jié)果均表明，農(nóng)場(chǎng)收入等非穩(wěn)定性收入的邊際消費(fèi)傾向低于非農(nóng)場(chǎng)收入等穩(wěn)定性收入的邊際消費(fèi)傾向，原因是有穩(wěn)定收入的居民無(wú)需太多儲(chǔ)蓄來(lái)應(yīng)對(duì)收入變動(dòng)給自身帶來(lái)的影響。

（二）國(guó)內(nèi)文獻(xiàn)回顧

中國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局基于不同來(lái)源將總收入劃分為工資性收入、經(jīng)營(yíng)性收入、財(cái)產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入，部分學(xué)者探討了農(nóng)村不同來(lái)源收入對(duì)居民消費(fèi)的影響，但沒(méi)有達(dá)成統(tǒng)一的結(jié)論。張秋惠和張金星（2010）利用1997-2007年省級(jí)面板數(shù)據(jù)，使用固定效應(yīng)模型，發(fā)現(xiàn)農(nóng)村居民四項(xiàng)收入對(duì)消費(fèi)的影響均顯著為正，不同來(lái)源收入邊際消費(fèi)傾向的大小排序?yàn)椋恨D(zhuǎn)移性收入＞財(cái)產(chǎn)性收入＞經(jīng)營(yíng)性收入＞工資性收入。該文獻(xiàn)對(duì)此的解釋是：作為家庭基本收入的工資性收入與經(jīng)營(yíng)性收入具有持久性收入的特點(diǎn)，是農(nóng)村經(jīng)營(yíng)性支出和預(yù)防性儲(chǔ)蓄的主要來(lái)源，而轉(zhuǎn)移性收入、財(cái)產(chǎn)性收入被認(rèn)為是“意外之財(cái)”，一般在支出的時(shí)候較隨意，對(duì)消費(fèi)的拉動(dòng)效應(yīng)較為明顯。方福前和張艷麗（2011）借鑒Carriker等（1993）的模型，考慮了消費(fèi)者的消費(fèi)慣性和收入間的不完全替代關(guān)系，利用我國(guó)30個(gè)省份2001-2008年的省級(jí)動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)和系統(tǒng)GMM的方法實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)：農(nóng)村居民工資性收入與經(jīng)營(yíng)性收入的邊際消費(fèi)傾向要低于轉(zhuǎn)移性收入和財(cái)產(chǎn)性收入，四項(xiàng)收入的邊際消費(fèi)傾向大小分別為：0.196、0.276、0.304、0.301，這與張秋惠和張金星（2010）的結(jié)論相似，但是該文獻(xiàn)給出的解釋是：農(nóng)村居民工資性收入和經(jīng)營(yíng)性收入的不確定性較大，比較容易受到自然氣候、市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)等因素的影響，因此這種不確定性需要用儲(chǔ)蓄來(lái)彌補(bǔ)，從而拉低了居民消費(fèi)。不同于方福前和張艷麗（2011）、張秋惠和張金星（2010），雷理湘和胡浩（2015）在凱恩斯消費(fèi)函數(shù)的基礎(chǔ)上，利用我國(guó)31個(gè)省市自治區(qū)1997-2013年的省級(jí)面板數(shù)據(jù)和固定效應(yīng)模型實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)：農(nóng)村居民四項(xiàng)不同來(lái)源收入對(duì)消費(fèi)的影響均顯著為正，其邊際消費(fèi)傾向大小排序?yàn)椋汗べY性收入＞經(jīng)營(yíng)性收入＞轉(zhuǎn)移性收入＞財(cái)產(chǎn)性收入。該文獻(xiàn)給出的解釋是：2010年前，工資性收入、經(jīng)營(yíng)性收入波動(dòng)性較大；2010年后，工資性收入、家庭經(jīng)營(yíng)性收入波動(dòng)性明顯降低，居民會(huì)將這兩類收入增加的大部分用于消費(fèi)。部分學(xué)者探討城鎮(zhèn)不同來(lái)源收入對(duì)居民消費(fèi)的影響，方福前和張艷麗（2011）利用我國(guó)30個(gè)省市自治區(qū)2002-2008年的省級(jí)動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)和系統(tǒng)GMM的方法實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)：城鎮(zhèn)居民工資性收入和經(jīng)營(yíng)性收入的邊際消費(fèi)傾向分別為0.75、0.79，財(cái)產(chǎn)性收入和經(jīng)營(yíng)性收入的邊際消費(fèi)傾向分別為0.65、0.43，前兩項(xiàng)收入的邊際消費(fèi)傾向明顯大于后兩項(xiàng)收入的邊際消費(fèi)傾向，主要是因?yàn)閷?duì)于城鎮(zhèn)居民來(lái)說(shuō)，工資性收入和經(jīng)營(yíng)性收入是穩(wěn)定并且可以預(yù)見(jiàn)的，因此人們對(duì)這兩項(xiàng)收入不會(huì)儲(chǔ)蓄反而會(huì)消費(fèi)，而財(cái)產(chǎn)性收入與轉(zhuǎn)移性收入的不確定性較大，人們需要增加儲(chǔ)蓄的份額來(lái)彌補(bǔ)這種收入的波動(dòng)。

綜上所述，目前已經(jīng)有文獻(xiàn)探討了不同來(lái)源收入對(duì)居民消費(fèi)的影響，但是文獻(xiàn)得出的結(jié)論不盡一致，我們認(rèn)為主要有以下兩點(diǎn)原因：第一，樣本區(qū)間設(shè)定的不一致導(dǎo)致了結(jié)果的差別①?gòu)埱锘酆蛷埥鹦牵?010）的研究采用了1997-2007年的數(shù)據(jù)和固定效應(yīng)模型，而雷理湘和胡浩（2015）的研究同樣采用了固定效應(yīng)模型，但是使用了1997-2013年的數(shù)據(jù)，得出了不一致的結(jié)論。；第二，可能存在遺漏變量偏差的問(wèn)題①方福前和張艷麗（2011）的研究利用我國(guó)30個(gè)省份2002-2008年的數(shù)據(jù)，但是未加入任何控制變量，侯石安、趙和楠（2012）同樣利用2002-2008年城鎮(zhèn)居民的省級(jí)面板數(shù)據(jù)研究居民收入來(lái)源對(duì)消費(fèi)的影響，將通貨膨脹預(yù)期作為控制變量引入，得出了不一致的結(jié)論。。本文嘗試從以下兩方面展開(kāi)進(jìn)一步的研究：（1）以往文獻(xiàn)對(duì)居民不同來(lái)源收入與消費(fèi)的研究未考慮居民消費(fèi)水平的影響因素，本文嘗試在數(shù)據(jù)可得性的基礎(chǔ)上，將影響居民消費(fèi)水平的眾多因素納入模型，以系統(tǒng)考察決定城鄉(xiāng)居民消費(fèi)的共性特征；（2）本文嘗試將工資性收入、財(cái)產(chǎn)性收入、轉(zhuǎn)移性收入、經(jīng)營(yíng)性收入引入基準(zhǔn)方程，在控制影響居民消費(fèi)水平不同因素的基礎(chǔ)上，考察不同來(lái)源收入對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)的影響效應(yīng)。

三、實(shí)證檢驗(yàn)

（一）計(jì)量模型設(shè)定

本文參照Carriker等（1993）的方法，將居民人均消費(fèi)水平作為因變量，自變量的選擇按照理論的關(guān)聯(lián)性和數(shù)據(jù)可得性原則進(jìn)行，考慮到居民消費(fèi)的習(xí)慣以及收入的不完全替代性等因素，建立了如下的動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型：

其中下標(biāo)i與t分別表示地區(qū)與時(shí)期，C表示人均居民消費(fèi)水平，代表了居民i在時(shí)期t從第s種收入來(lái)源中所獲得的收入，本文主要關(guān)注四種不同來(lái)源的收入，即工資性收入、財(cái)產(chǎn)性收入、轉(zhuǎn)移性收入與經(jīng)營(yíng)性收入。則是這四種不同來(lái)源收入的短期邊際消費(fèi)傾向，X代表一系列影響居民消費(fèi)水平的因素，ν是殘差項(xiàng)?？紤]到我國(guó)居民消費(fèi)可能受習(xí)慣的影響，當(dāng)前消費(fèi)水平與過(guò)去消費(fèi)水平密切相關(guān)，我們建立了動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，在模型中引入了消費(fèi)的滯后項(xiàng)作為解釋變量。由于滯后項(xiàng)與殘差項(xiàng)ν相關(guān)，使用固定效應(yīng)或者隨機(jī)效應(yīng)模型將會(huì)導(dǎo)致參數(shù)的有偏與非一致性。針對(duì)這種內(nèi)生性問(wèn)題，我們參照Blundell和Bond（1998），采用系統(tǒng)GMM方法對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)。

（二）數(shù)據(jù)來(lái)源、變量選擇與描述性統(tǒng)計(jì)

本文使用的數(shù)據(jù)是2002-2013年省級(jí)面板數(shù)據(jù)，選擇這一區(qū)間的主要原因是：2013年以前城鄉(xiāng)收入、消費(fèi)等數(shù)據(jù)的調(diào)查口徑來(lái)源于城鎮(zhèn)、農(nóng)村住戶抽樣調(diào)查，2013年以后的數(shù)據(jù)來(lái)源于城鄉(xiāng)一體化住戶調(diào)查，為避免調(diào)查口徑不一致引起的測(cè)量偏差，本文選擇了2013年以前的數(shù)據(jù)作為樣本。其中城鎮(zhèn)的計(jì)量分析數(shù)據(jù)使用的是2002-2013年中國(guó)31個(gè)省區(qū)市的省級(jí)面板數(shù)據(jù)，樣本數(shù)量為372；農(nóng)村的計(jì)量分析數(shù)據(jù)使用的是2002-2013年中國(guó)26個(gè)省區(qū)市②北京、天津、上海、重慶四個(gè)直轄市的數(shù)據(jù)予以剔除，主要基于以下兩個(gè)原因：第一，根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)，2002-2013年，北京、天津、上海、重慶城鎮(zhèn)人口平均占比分別為82.70%、70.10%、61.47%、49.21%，重慶近年來(lái)城鎮(zhèn)人口比重迅速上升（職建仁、王紫燕，2016），農(nóng)村人口比重相對(duì)較?。坏诙?，北京、天津、上海、重慶缺乏農(nóng)村消費(fèi)價(jià)格指數(shù)。西藏由于統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)不全也不納入研究范圍。的省級(jí)面板數(shù)據(jù)，樣本數(shù)量是312。本文所采用的省級(jí)面板數(shù)據(jù)均來(lái)源于中國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)與《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒 2014》。

由于本文對(duì)城鎮(zhèn)與農(nóng)村分別進(jìn)行計(jì)量回歸，因此將統(tǒng)計(jì)性描述表分為城鎮(zhèn)與農(nóng)村兩部分，定義與統(tǒng)計(jì)性描述如表1、表2所示。

表1 城鎮(zhèn)樣本變量定義與描述性統(tǒng)計(jì)

表2 農(nóng)村樣本變量定義與描述性統(tǒng)計(jì)

（續(xù)表）

（三）實(shí)證檢驗(yàn)

1．基準(zhǔn)回歸

本部分為基準(zhǔn)回歸。為提高實(shí)證回歸的準(zhǔn)確性，我們?cè)趯?shí)證回歸中對(duì)與收入、消費(fèi)相關(guān)的變量進(jìn)行對(duì)數(shù)處理，一方面能夠使得數(shù)據(jù)更加平穩(wěn)，另一方面也削弱了模型的共線性、異方差性。采用系統(tǒng)GMM方法對(duì)居民消費(fèi)水平的影響因素進(jìn)行動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型估計(jì)，為了進(jìn)行對(duì)比，也采用OLS與固定效應(yīng)方法將靜態(tài)與動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的結(jié)果列出來(lái)。表3、表4中的回歸方程（1）、（2）是采用OLS方法進(jìn)行混合回歸的結(jié)果，方程（2）控制了年份虛擬變量，方程（3）是采用固定效應(yīng)方法對(duì)靜態(tài)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行估計(jì)的結(jié)果，方程（4）、（5）、（6）分別是采用OLS、固定效應(yīng)方法和系統(tǒng)GMM方法估計(jì)動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的結(jié)果。

表3為城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平影響因素的計(jì)量檢驗(yàn)結(jié)果。從表3方程（6）系統(tǒng)GMM的估計(jì)結(jié)果來(lái)看，城鎮(zhèn)居民可支配收入對(duì)居民消費(fèi)有顯著的正向影響，城鎮(zhèn)居民可支配收入每提高1%，人均消費(fèi)增長(zhǎng)0.366%。城鎮(zhèn)居民消費(fèi)存在較強(qiáng)的慣性，慣性系數(shù)為0.508。我們發(fā)現(xiàn)少兒撫養(yǎng)比對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的影響在1%的水平上顯著為負(fù)，這可能是因?yàn)榧彝ズ⒆訑?shù)量減少后，父母對(duì)孩子的人力資本投資會(huì)增加，如果這種撫養(yǎng)費(fèi)用的增加超過(guò)了因孩子減少而增加的儲(chǔ)蓄，則消費(fèi)率會(huì)不降反升（李文星等，2008）；而老年撫養(yǎng)比對(duì)居民消費(fèi)影響的彈性系數(shù)顯著為正，符合生命周期理論假說(shuō)。通貨膨脹率對(duì)居民消費(fèi)水平影響系數(shù)的符號(hào)符合預(yù)期，即通貨膨脹率的上升將降低人均居民消費(fèi)。

表4為農(nóng)村居民消費(fèi)水平影響因素的計(jì)量檢驗(yàn)結(jié)果。農(nóng)村居民人均純收入對(duì)居民消費(fèi)的影響顯著為正，農(nóng)村人均純收入每提高1%，人均消費(fèi)上升0.297%。農(nóng)村居民消費(fèi)也存在較強(qiáng)的慣性，慣性系數(shù)為0.730。與城鎮(zhèn)居民相比，農(nóng)村居民當(dāng)期消費(fèi)更大程度上受制于上期消費(fèi)，這可能是因?yàn)檗r(nóng)村居民收入水平較低，面臨的消費(fèi)選擇與消費(fèi)方式較少，因此很難改變之前的消費(fèi)行為（方福前和張艷麗，2011）。城鄉(xiāng)收入系數(shù)顯著為正，說(shuō)明城鎮(zhèn)居民收入相對(duì)農(nóng)村居民收入的上升會(huì)提高農(nóng)村消費(fèi)的水平。農(nóng)村家庭人均純收入增長(zhǎng)率對(duì)居民消費(fèi)的影響顯著為正。但是我們沒(méi)有發(fā)現(xiàn)少兒撫養(yǎng)比、老年撫養(yǎng)比以及通貨膨脹率能顯著影響農(nóng)村居民消費(fèi)水平的證據(jù)。

表3 城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平影響因素的計(jì)量檢驗(yàn)結(jié)果

表4 農(nóng)村居民消費(fèi)水平影響因素的計(jì)量檢驗(yàn)結(jié)果

（續(xù)表）

2．城鄉(xiāng)居民不同來(lái)源收入是否顯著影響居民消費(fèi)水平

本部分我們考慮城鄉(xiāng)居民不同來(lái)源收入是否顯著影響居民消費(fèi)水平，通過(guò)對(duì)與收入、消費(fèi)相關(guān)的變量進(jìn)行對(duì)數(shù)處理后，使用系統(tǒng)GMM的估計(jì)方法對(duì)動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)。表5是城鎮(zhèn)居民不同來(lái)源收入變量對(duì)消費(fèi)影響的檢驗(yàn)結(jié)果。首先，在基準(zhǔn)回歸的基礎(chǔ)上加入居民人均轉(zhuǎn)移性收入變量，在此基礎(chǔ)上陸續(xù)引入工資性收入、經(jīng)營(yíng)性收入和財(cái)產(chǎn)性收入三個(gè)變量，可以發(fā)現(xiàn)：城鎮(zhèn)工資性收入、財(cái)產(chǎn)性收入對(duì)居民消費(fèi)的影響顯著為正，在控制其他變量的情況下，工資性收入每提高1%，城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)增長(zhǎng)0.201%；財(cái)產(chǎn)性收入每提高1%，城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)增長(zhǎng)0.051%。我們發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)工資性收入對(duì)居民消費(fèi)的拉動(dòng)作用要明顯大于財(cái)產(chǎn)性收入，這可能是因?yàn)閷?duì)城鎮(zhèn)居民來(lái)說(shuō)工資性收入作為穩(wěn)定性收入是可預(yù)見(jiàn)的，有穩(wěn)定性收入的居民，相對(duì)收入變動(dòng)的不確定性程度也會(huì)較低，從而無(wú)需準(zhǔn)備過(guò)多儲(chǔ)蓄來(lái)應(yīng)對(duì)未來(lái)的消費(fèi)支出；而財(cái)產(chǎn)性收入由于其不穩(wěn)定性的特征，居民會(huì)將這部分收入作為儲(chǔ)蓄，以應(yīng)對(duì)未來(lái)的消費(fèi)支出。轉(zhuǎn)移性收入對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的影響并不顯著，可能的原因在于離退休金是城鎮(zhèn)居民轉(zhuǎn)移性收入的主要組成部分，而退休金主要針對(duì)的人群是老年人，老年人的消費(fèi)能力相對(duì)弱（鞏師恩和范從來(lái)，2012）。另外，我們沒(méi)有找到經(jīng)營(yíng)性收入顯著影響居民消費(fèi)的證據(jù)。

表6是農(nóng)村居民不同來(lái)源收入變量對(duì)消費(fèi)影響的檢驗(yàn)結(jié)果。對(duì)農(nóng)村居民而言，不同來(lái)源的收入對(duì)居民消費(fèi)的影響均顯著為正，工資性收入、經(jīng)營(yíng)性收入、轉(zhuǎn)移性收入和財(cái)產(chǎn)性收入對(duì)居民消費(fèi)影響的彈性系數(shù)分別為：0.166、0.272、0.086和0.02。我們發(fā)現(xiàn)農(nóng)村居民經(jīng)營(yíng)性收入、工資性收入對(duì)居民消費(fèi)的影響要大于轉(zhuǎn)移性收入、財(cái)產(chǎn)性收入，這與侯石安和趙和楠（2012）的結(jié)論是一致的，但是侯石安和趙和楠（2012）沒(méi)有對(duì)實(shí)證結(jié)果做出解釋。從收入不確定角度來(lái)看，農(nóng)村經(jīng)營(yíng)性收入、工資性收入具有持久性收入的特征，更為穩(wěn)定且波動(dòng)性小，而轉(zhuǎn)移性收入和財(cái)產(chǎn)性收入是農(nóng)村居民的“意外之財(cái)”（張秋慧和劉金星，2010）。擁有不穩(wěn)定收入的居民相比穩(wěn)定收入的居民來(lái)說(shuō)邊際消費(fèi)傾向低，主要是因?yàn)橛蟹€(wěn)定收入的居民無(wú)需去儲(chǔ)蓄來(lái)應(yīng)對(duì)收入的變動(dòng)給自身帶來(lái)的影響（Friedman，1957）。

另外，城鄉(xiāng)居民收入對(duì)消費(fèi)影響的差異較為明顯，主要表現(xiàn)在：第一，城鎮(zhèn)人均可支配收入對(duì)居民消費(fèi)的影響大于農(nóng)村人均純收入。第二，城鎮(zhèn)不同來(lái)源的收入對(duì)居民消費(fèi)的影響大于農(nóng)村。以工資性收入為例，城鎮(zhèn)工資性收入每提高1%，人均居民消費(fèi)提高0.201%；農(nóng)村居民工資性收入每提高1%，人均居民消費(fèi)提高0.166%?？傮w看來(lái)，我國(guó)城鎮(zhèn)居民對(duì)不同來(lái)源的收入有更強(qiáng)的消費(fèi)意愿，消費(fèi)市場(chǎng)的主力在城鎮(zhèn)。

表5 城鎮(zhèn)居民不同來(lái)源收入對(duì)消費(fèi)的影響分析

表6 農(nóng)村居民不同來(lái)源收入對(duì)消費(fèi)的影響分析

（續(xù)表）

四、結(jié)論、政策建議與進(jìn)一步研究方向

本文采用系統(tǒng)GMM，對(duì)中國(guó)城鄉(xiāng)居民樣本進(jìn)行了一系列實(shí)證研究，主要結(jié)論如下：

首先，利用2002-2013年的省級(jí)面板數(shù)據(jù)，考察了城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平的影響因素，發(fā)現(xiàn)：城鄉(xiāng)居民收入對(duì)居民消費(fèi)水平的影響顯著為正，彈性系數(shù)分別為0.366和0.297；城鎮(zhèn)、農(nóng)村消費(fèi)都存在較強(qiáng)的慣性，慣性系數(shù)分別為0.50和0.730；城鎮(zhèn)居民通貨膨脹對(duì)居民消費(fèi)水平影響系數(shù)的符號(hào)符合預(yù)期，即通貨膨脹率的上升會(huì)降低城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平。

其次，對(duì)城鎮(zhèn)居民而言，工資性收入和財(cái)產(chǎn)性收入對(duì)居民消費(fèi)的影響顯著為正，這兩項(xiàng)收入對(duì)消費(fèi)影響的彈性系數(shù)分別為0.201、0.051，工資性收入對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的拉動(dòng)作用大于財(cái)產(chǎn)性收入；對(duì)農(nóng)村居民而言，四種不同來(lái)源的收入對(duì)居民消費(fèi)的影響均顯著為正，工資性收入、經(jīng)營(yíng)性收入、轉(zhuǎn)移性收入與財(cái)產(chǎn)性收入對(duì)消費(fèi)影響的彈性系數(shù)分別為：0.166、0.272、0.086和0.020，經(jīng)營(yíng)性收入、工資性收入對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的拉動(dòng)作用大于轉(zhuǎn)移性收入與財(cái)產(chǎn)性收入。

根據(jù)以上結(jié)論，我們提出如下政策建議：

第一，針對(duì)城鎮(zhèn)居民，政府短期內(nèi)應(yīng)提高工資性收入和財(cái)產(chǎn)性收入，有助于拉動(dòng)城鎮(zhèn)的消費(fèi)市場(chǎng)。一是建立并完善最低工資制度和職工工資增長(zhǎng)機(jī)制；二是大力完善資本市場(chǎng)，促進(jìn)股票、債券、基金市場(chǎng)的發(fā)展，拓寬城鎮(zhèn)居民投資資本市場(chǎng)的途徑。

第二，針對(duì)農(nóng)村居民，一方面大力發(fā)展縣域經(jīng)濟(jì)，在此基礎(chǔ)上提高農(nóng)村居民工資性收入與經(jīng)營(yíng)性收入；另一方面，完善社會(huì)保障制度，加大對(duì)農(nóng)村居民的轉(zhuǎn)移支付、提高農(nóng)村居民的財(cái)產(chǎn)性收入。

本文利用省級(jí)動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)實(shí)證分析了不同來(lái)源收入對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)的影響，但是目前考慮不同來(lái)源收入對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)影響的微觀實(shí)證文獻(xiàn)相對(duì)較少，下一步可從微觀視角出發(fā)，詳細(xì)分析家庭內(nèi)部工資性收入、財(cái)產(chǎn)性收入、轉(zhuǎn)移性收入以及經(jīng)營(yíng)性收入對(duì)居民總體消費(fèi)與各分項(xiàng)消費(fèi)支出的影響。