我國(guó)城鎮(zhèn)化背景下居民收入差距對(duì)消費(fèi)的影響研究——基于動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的估計(jì)

楊 勇

(1．天津大學(xué)管理與經(jīng)濟(jì)學(xué)部，天津300072;2．天津職業(yè)技術(shù)師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，天津300222)

當(dāng)前，我國(guó)正進(jìn)一步推進(jìn)城鎮(zhèn)化建設(shè)，基于目前國(guó)有企業(yè)進(jìn)一步發(fā)展促使部分企業(yè)進(jìn)行改革改制現(xiàn)狀所導(dǎo)致的社會(huì)的激烈競(jìng)爭(zhēng)，城鎮(zhèn)的就業(yè)形勢(shì)也愈發(fā)嚴(yán)峻，隨著農(nóng)民工的大規(guī)模涌入，城市失業(yè)人員的數(shù)量持續(xù)增長(zhǎng)，比例也越來越高。在這個(gè)過程中收入低和靠失業(yè)金生活的人群的數(shù)量就更多，逐漸地城市中出現(xiàn)了一個(gè)相對(duì)貧困的群體。這個(gè)群體使城鎮(zhèn)居民之間的收入差距越來越大，這個(gè)水平比城鄉(xiāng)之間居民的收入差距明顯更大［1］。同時(shí)，我國(guó)城鎮(zhèn)居民存在消費(fèi)需求不振的問題，而消費(fèi)不振與我國(guó)城鎮(zhèn)居民收入差距擴(kuò)大之間是否存在一定的聯(lián)系，正被越來越多的專家所關(guān)注與探討。

從經(jīng)濟(jì)學(xué)角度出發(fā)，城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)問題正成為國(guó)家與社會(huì)普遍關(guān)注的問題，根據(jù)相對(duì)收入假說消費(fèi)理論，消費(fèi)具有不可逆性，當(dāng)期的消費(fèi)除了受到當(dāng)期收入等因素的影響外，還被前一期消費(fèi)水平影響。相對(duì)收入假說認(rèn)為，收入水平是決定消費(fèi)支出的主要因素。相對(duì)收入包括兩層含義:一是強(qiáng)調(diào)較之前收入增長(zhǎng)的消費(fèi)者所組成的消費(fèi)群體和消費(fèi)集團(tuán)二者均對(duì)低收入個(gè)人和群體的消費(fèi)行為有示范性和攀比性;二是強(qiáng)調(diào)過去高峰收入時(shí)期對(duì)當(dāng)前收入所產(chǎn)生的消費(fèi)影響。該假設(shè)認(rèn)為，現(xiàn)期消費(fèi)支出很大程度上受過去的高峰收入的影響:消費(fèi)支出隨收入提高而提高，但只能隨收入減少而有限地減少，形成“自上不能下”的棘輪效應(yīng)［2］。當(dāng)前，研究城鎮(zhèn)居民收入對(duì)消費(fèi)影響的主要方法是因子分析法和協(xié)整分析法，但這兩種方法存在一定的不足。動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的使用，實(shí)現(xiàn)了在某種程度上彌補(bǔ)以上兩種方法的局限性，即可以在不同的時(shí)間點(diǎn)上選擇不同的居民收入數(shù)據(jù)作為樣本來進(jìn)行觀測(cè)。這一方法的使用，既實(shí)現(xiàn)了對(duì)不同的城鎮(zhèn)居民在收入方面的不同進(jìn)行分析，且對(duì)消費(fèi)受居民收入不同的影響進(jìn)行了分析。本文通過對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的分析，重點(diǎn)考察了城鎮(zhèn)居民收入差距對(duì)消費(fèi)的影響和消費(fèi)的“棘輪效應(yīng)”［3-4］。

一、固定效應(yīng)動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型及估計(jì)

截面?zhèn)€體變截距動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型表達(dá)式為［5］

將滯后被解釋變量作為解釋變量引入模型，得出

1．不包含外生解釋變量的動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型估計(jì)

首先考慮不包含外生解釋變量的截面?zhèn)€體變截距動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型

如果φit是正態(tài)分布，且Yi0是具體的給定常數(shù)C，則式(4)的MT估計(jì)在T較小時(shí)是存在偏估計(jì)的。則對(duì)于截面?zhèn)€體相關(guān)的估計(jì)模型，T固定不變、n→∞時(shí)與γ估計(jì)一致。得

進(jìn)一步把(Yi，t-2-Yi，t-3)作為(Yi，t-1-Yi，t-2)的工具變量，得

把 Yi，t-2作為(Yi，t-1-Yi，t-2)的工具變量，得

當(dāng)n→∞或者T→∞時(shí)，式(6)、(7)都與γ參數(shù)估計(jì)一致。則

得出式(4)的參數(shù)估計(jì)。

2．包含外生解釋變量的動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型估計(jì)

在包含外生解釋變量的情況下，截面?zhèn)€體變截距動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型為

同理，采用工具變量方法估計(jì)差分模型，得γ和β的一致估計(jì)量，然后求出αi的估計(jì)量。

二、隨機(jī)效應(yīng)動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型及估計(jì)

1．隨機(jī)效應(yīng)動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的建立

如果式(8)中的αi為隨機(jī)變量，可將式(8)寫為

式中:Qi是不隨時(shí)間變化的1×H1階屬性外生變量向量;Xit是隨時(shí)間變化的1×H2階外生變量向量，且使它的第一個(gè)元素為1，表示為隨機(jī)效應(yīng)變截距中不變的主體部分，得出變截距為(β1+αi);cit=αi+φit;γ是1×1階，ρ和β分別表示H1×1階和H2×1階的參數(shù)變量［6-7］。

這里，Yi0隨機(jī)，即假定Yi0是均值為φy0，方差為的隨機(jī)變量，表示為Yi0=φy0+εi。該假設(shè)的合理性在于人們只會(huì)關(guān)心達(dá)到目的的狀態(tài)結(jié)果，不會(huì)關(guān)心是如何達(dá)到這種初始狀態(tài)的，只需要這種分布的結(jié)果具有有限的均值和方差［8］。

2．隨機(jī)效應(yīng)動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)估計(jì)

假定αi和φit服從正態(tài)分布，初始條件的不同假定存在著不同的似然函數(shù)［9］。

(1)Yi0固定下的似然函數(shù)為

(2)Yi0隨機(jī)獨(dú)立于αi的似然函數(shù)為

(3)Yi0隨機(jī)，與αi相關(guān)的似然函數(shù)為

使似然函數(shù)達(dá)到最大化，可得到相應(yīng)條件下的參數(shù)的最大似然估計(jì)。

3．隨機(jī)效應(yīng)動(dòng)態(tài)面板工具變量估計(jì)

當(dāng)橫截面?zhèn)€體數(shù)目較多、時(shí)間的長(zhǎng)短又不太確定時(shí)，初始條件不同的情況下似然函數(shù)不同，所以初始條件的選擇是至關(guān)重要的，錯(cuò)誤的選擇將導(dǎo)致得到的估計(jì)與正確的估計(jì)偏離，不是一致估計(jì)，所以選擇工具變量估計(jì)，步驟如下［10-11］。

步驟1:對(duì)式(9)差分，得

利用 Yi，t-2和(Yi，t-2-Yi，t-3)作為(Yi，t-1-Yi，t-2)的工具變量，并且得到γ和β的估計(jì)γ和β。

步驟2:把估計(jì)出的γ和β代入式(12)在時(shí)間上求出平均的方程，得

式(13)根據(jù)最小二乘法，得到ρ的估計(jì)ρ。

步驟 3:估計(jì) σ2φ和 σ2α，得

上式中的估計(jì)與初始值Yi0無關(guān)。當(dāng)n或T趨向于無窮大時(shí)，γ、β和σ2φ估計(jì)是一致;只有當(dāng)n趨向于無窮大時(shí)，ρ和σ2φ的估計(jì)才是一致。

三、實(shí)證分析

本文以2006—2011年我國(guó)24個(gè)省市自治區(qū)的城鎮(zhèn)居民消費(fèi)情況為例進(jìn)行實(shí)證分析，數(shù)據(jù)來自相關(guān)統(tǒng)計(jì)年鑒。另外，所選取的各個(gè)地區(qū)的數(shù)據(jù)是在以2005年為基期的城鎮(zhèn)居民收入數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上進(jìn)行了平減以消除消費(fèi)變化的影響。由于2006—2011年期間，城鎮(zhèn)居民的收入和物價(jià)水平波動(dòng)較大，因此將城鎮(zhèn)居民的收入水平和消費(fèi)狀況進(jìn)行適當(dāng)?shù)恼{(diào)整，對(duì)其各時(shí)期收入與消費(fèi)價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平減，并以實(shí)現(xiàn)居民的經(jīng)濟(jì)性和理性消費(fèi)為目標(biāo)，建立模型分析預(yù)測(cè)值和真實(shí)值是否吻合。

1．動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型估計(jì)

考察城鎮(zhèn)居民收入差距對(duì)消費(fèi)的影響和消費(fèi)的“棘輪效應(yīng)”，建立關(guān)于城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型。總體回歸模型設(shè)定為

式中:ln XFi，t、ln XFi，t-1分別代表第 i省 t時(shí)期和 t-1時(shí)期城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)自然對(duì)數(shù);ln SRTit分別表示第i省t時(shí)期的城鎮(zhèn)居民持久收入和暫時(shí)收入的自然對(duì)數(shù);CPIit作為第i省t時(shí)期的消費(fèi)價(jià)格指數(shù);以GINIit作為第i省t時(shí)期城鎮(zhèn)居民的基尼系數(shù)衡量城鎮(zhèn)居民收入差異;而Fi代表第i省的固定效應(yīng)或隨機(jī)效應(yīng)水平，以反映那些因地區(qū)差異而對(duì)消費(fèi)有顯著影響但其本身很難量化的影響因素;Di則為時(shí)間虛擬變量，其作用為反映各省隨時(shí)間而變化的因素對(duì)消費(fèi)的影響;以φit代表第i省t時(shí)期的隨機(jī)誤差項(xiàng)。

通過Hausman檢驗(yàn)，選取了固定效應(yīng)的變截距模型［8］。并選用 ln XFi，t-2和 ln XFi，t-3作為解釋變量 ln XFi，t-1的工具變量。通過廣義矩估計(jì)方法得到如下估計(jì)方程，其中括號(hào)內(nèi)的數(shù)值代表t檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量，J統(tǒng)計(jì)量表明這兩個(gè)工具變量的有效性。

動(dòng)態(tài)模型的截距估計(jì)值如表1所示。

表1 動(dòng)態(tài)模型變截距Fi的估計(jì)值

以上動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型估計(jì)結(jié)果表明，消費(fèi)的“棘輪效應(yīng)”顯著，當(dāng)期消費(fèi)很大程度上受滯后一期的消費(fèi)的正向影響。從數(shù)量上看，城鎮(zhèn)居民前期消費(fèi)每增長(zhǎng)1%，引起當(dāng)期消費(fèi)平均增長(zhǎng)0．521 8%;居民消費(fèi)的持久收入彈性和暫時(shí)收入彈性分別為0．332 5和0．011 7;收入差距對(duì)消費(fèi)影響顯著，城鎮(zhèn)居民基尼系數(shù)的絕對(duì)值每增加1%，消費(fèi)平均將減少約0．35%。

2．靜態(tài)變截距面板數(shù)據(jù)模型估計(jì)

如果不考慮消費(fèi)的“棘輪效應(yīng)”，建立靜態(tài)變截距面板數(shù)據(jù)模型?？傮w回歸模型設(shè)定為

通過Hausman檢驗(yàn)，選取了固定效應(yīng)的變截距模型。得到估計(jì)方程

靜態(tài)模型的截距估計(jì)值如表2所示。

表2 靜態(tài)模型變截距Fi的估計(jì)值

以上靜態(tài)變截距面板數(shù)據(jù)模型估計(jì)結(jié)果表明，居民消費(fèi)的持久收入彈性和暫時(shí)收入彈性分別為0．776 3和0．029 5;收入差距對(duì)消費(fèi)有顯著影響，城鎮(zhèn)居民基尼系數(shù)的絕對(duì)值每增加1%，消費(fèi)平均將減少約 0．33%。

將式(14)和式(16)對(duì)比發(fā)現(xiàn)，由于在動(dòng)態(tài)模型中引入了前期消費(fèi)ln XFi，t-1作為解釋變量，引起了其他解釋變量的系數(shù)在兩個(gè)模型中的較大差異。ln XFi，t-1與其他解釋變量之間存在統(tǒng)計(jì)相關(guān)性。從另一方面講，前期消費(fèi)對(duì)當(dāng)期消費(fèi)的影響，也就是“棘輪效應(yīng)”并不是直接的，而是間接的，是通過改變當(dāng)期收入等因素而影響的。動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型估計(jì)結(jié)果反映出了各個(gè)變量之間的經(jīng)濟(jì)關(guān)系的定量解釋，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的持久收入彈性和暫時(shí)收入彈性分別為0．332 5和0．011 7;城鎮(zhèn)居民基尼系數(shù)的絕對(duì)值每增加1%，消費(fèi)平均將減少約0．35%等，都是不可靠的。

四、結(jié) 語

對(duì)動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型和靜態(tài)變截距面板數(shù)據(jù)模型的對(duì)比分析，可以看出2006至2011年間我國(guó)各地區(qū)的城鎮(zhèn)居民收入與消費(fèi)之間存在著動(dòng)態(tài)均衡機(jī)制的內(nèi)部關(guān)系，當(dāng)期或者后期的消費(fèi)水平將一定程度上受不同地區(qū)城鎮(zhèn)居民收入的差異所影響，這些是與城鎮(zhèn)居民的收入水平呈正相關(guān)的。所以，城鎮(zhèn)居民的收入水平一定程度上可以作為調(diào)控城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的主要工具。各個(gè)地區(qū)之間的分配差距縮小將一定程度上推動(dòng)我們國(guó)家消費(fèi)市場(chǎng)和消費(fèi)結(jié)構(gòu)的關(guān)鍵要素。作為政府應(yīng)該擴(kuò)大在其他方面的投資，調(diào)整這個(gè)方面的關(guān)鍵，一定程度上縮小各個(gè)地區(qū)在分配方面的差距，并下大力度推動(dòng)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，推動(dòng)就業(yè)率的提升，用多方面、多渠道的方法推動(dòng)居民收入的提升，用各種方式縮小各個(gè)地區(qū)的收入水平和貧富差距，進(jìn)而讓全國(guó)各地區(qū)的人民的消費(fèi)結(jié)構(gòu)更加的合理。

［1］李雄軍，曹 飛．?dāng)U大居民消費(fèi)的稅收政策探討:以金融為視角［J］．稅務(wù)與經(jīng)濟(jì)，2012(3):93-96．

［2］李 武．基于凱恩斯消費(fèi)函數(shù)的我國(guó)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差異實(shí)證分析［J］．統(tǒng)計(jì)研究，2007(6):67-69．

［3］羅 芳，韓玉香．淺談我國(guó)城鎮(zhèn)居民收入分配差距對(duì)消費(fèi)的影響［J］．時(shí)代金融，2012(11):65-67．

［4］王 怡，李樹民．城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證研究［J］．統(tǒng)計(jì)與決策，2012(10):133-135．

［5］李子奈，葉阿忠．高等計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)［M］．北京:清華大學(xué)出版社，2000:127-148．

［6］洪永淼．高級(jí)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)［M］．趙西亮，吳吉林，譯．北京:高等教育出版社，2011:136-168．

［7］孫 鳳，易丹輝．中國(guó)城鎮(zhèn)居民收入差距對(duì)消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響分析［J］．統(tǒng)計(jì)研究，2000(5):9-15．

［8］曹崇延，李 娜．我國(guó)證券投資基金持股與股價(jià)波動(dòng)的關(guān)系:基于動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的實(shí)證研究［J］．西安電子科技大學(xué)學(xué)報(bào):社會(huì)科學(xué)版，2008(3):98-102．

［9］Murray M P．Econometrics:A Modern Introduction［M］．Upper Sandle River:Prentice Hall，2006:286-338．

［10］Chen K，˙Imrohoroˇglu A，˙Imrohoroˇglu S．The Japanese saving rate between 1960 and 2000:Productivity，policy changes，and demographics［J］．Economic Theory，2007，32(1):87-104．

［11］Sommer M．Habit formation and aggregate consumption dynamics［J］．The BE Journal of Macroeconomics，2007，7(1):1935-1690．