我國(guó)城鎮(zhèn)居民收入水平分布變化的消費(fèi)異質(zhì)效應(yīng)研究

任昌榮 教授

（遼寧對(duì)外經(jīng)貿(mào)學(xué)院大數(shù)據(jù)研究院 遼寧大連 116052）

引言

在國(guó)際經(jīng)濟(jì)環(huán)境和國(guó)家發(fā)展模式日益演變的背景下，我國(guó)城鎮(zhèn)居民的生活方式正發(fā)生著潛移默化的演變，這對(duì)于市場(chǎng)需求和原有的商品供需系統(tǒng)的沖擊必然是巨大的。另一方面，城鎮(zhèn)居民收入水平差距的拉大和資源配置不合理，導(dǎo)致大量商品生命周期明顯縮短，最終造成消費(fèi)市場(chǎng)發(fā)展不均衡。從國(guó)內(nèi)發(fā)展趨勢(shì)來(lái)看，我國(guó)需要對(duì)市場(chǎng)的資源配置和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)扭曲進(jìn)行調(diào)整，而在此之前往往需要對(duì)居民收入支出水平和分布進(jìn)行研究，明確城鎮(zhèn)居民消費(fèi)異質(zhì)效應(yīng)，促使經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型發(fā)展。近年來(lái)，我國(guó)眾多經(jīng)濟(jì)學(xué)者就收入和消費(fèi)進(jìn)行研究，但針對(duì)收入分布變遷的消費(fèi)市場(chǎng)效應(yīng)研究文獻(xiàn)卻較少?；诖?，本文選取我國(guó)2018年城鎮(zhèn)居民收支數(shù)據(jù)作為分析樣本，通過(guò)建立面板門(mén)限模型對(duì)我國(guó)城鎮(zhèn)居民收入水平分布變化的消費(fèi)異質(zhì)效應(yīng)進(jìn)行分析，為我國(guó)城鎮(zhèn)居民收入水平的提高和消費(fèi)市場(chǎng)的合理化發(fā)展提供相應(yīng)建議。

數(shù)據(jù)處理與指標(biāo)構(gòu)建

本文以2013年和2018年兩年城鎮(zhèn)居民收支數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，將2018年居民收入按照2013年基準(zhǔn)進(jìn)行折算，確定“2011年=100”的標(biāo)尺，使不同年份數(shù)據(jù)保持可比性。

（一）準(zhǔn)面板數(shù)據(jù)的合成

準(zhǔn)面板的概念是為了解決統(tǒng)計(jì)工作中的樣本輪換和非隨機(jī)流失等問(wèn)題而提出的。在實(shí)際統(tǒng)計(jì)工作中，不同樣本的連續(xù)數(shù)據(jù)通常不易全部得到，此種統(tǒng)計(jì)結(jié)果在統(tǒng)計(jì)工作中被稱作重復(fù)橫截面數(shù)據(jù)。統(tǒng)計(jì)時(shí)可以按照不同屬性將統(tǒng)計(jì)對(duì)象進(jìn)行分類(lèi)，當(dāng)不同分類(lèi)的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)平均值能夠反映該分類(lèi)統(tǒng)計(jì)結(jié)果時(shí)，就形成了以不同分類(lèi)作為單一統(tǒng)計(jì)對(duì)象的統(tǒng)計(jì)結(jié)果，也就形成了準(zhǔn)面板數(shù)據(jù)。準(zhǔn)面板數(shù)據(jù)以統(tǒng)計(jì)整體中不同分類(lèi)的平均數(shù)據(jù)，最終反映統(tǒng)計(jì)整體情況，既可以消除樣本非隨機(jī)流失的問(wèn)題，還能夠使測(cè)量結(jié)果更加精確。

考慮到2013年和2018年的CHIP數(shù)據(jù)來(lái)源不是相同樣本家庭，影響了收入分布變化的消費(fèi)異質(zhì)效應(yīng)樣本的連續(xù)性，而以分類(lèi)后的各組群數(shù)據(jù)作為研究對(duì)象，不考慮個(gè)體差異性，保證了分類(lèi)后各組群數(shù)據(jù)的連續(xù)性。隨著居民收入的不同，居民消費(fèi)分布曲線呈現(xiàn)門(mén)限非特性，準(zhǔn)面板數(shù)據(jù)能夠減少個(gè)體異質(zhì)性對(duì)于居民消費(fèi)分布曲線的影響，減弱不同收入分布對(duì)于居民消費(fèi)分布曲線的影響，使研究結(jié)果更加科學(xué)準(zhǔn)確，因此，本文引入準(zhǔn)面板理論。

本文以不同年份的收入情況為基礎(chǔ)劃分各組別，以0.01作為間隔區(qū)間，將樣本分為350個(gè)組別，以各組別相關(guān)數(shù)據(jù)平均值作為本文樣本數(shù)據(jù)。2013年和2018年的CHIP準(zhǔn)面板數(shù)據(jù)情況統(tǒng)計(jì)如表1所示，值得注意的是，準(zhǔn)面板數(shù)據(jù)的經(jīng)濟(jì)意義會(huì)產(chǎn)生變化，如戶主性別（女=1）代表組別內(nèi)女性戶主所占比重，婚姻（已婚=1）代表組別內(nèi)已婚家庭所占比重。

（二）收入分布

2013和2018兩年收入樣本分別為x1和x2，在同時(shí)滿足同一分布時(shí)，x1～F（μ1，σ12），x2～F（μ2，σ22），構(gòu)建指標(biāo)分別為：

準(zhǔn)面板處理后的樣本數(shù)據(jù)保證了延續(xù)性，將三種收入均值帶入模型可得出概率密度分布情況。概率密度分布反映了分布變遷的主要特征，驗(yàn)證了準(zhǔn)面板數(shù)據(jù)和模型的科學(xué)性。

面板門(mén)限模型的分位數(shù)回歸及其處理效應(yīng)

（一）面板門(mén)限回歸和分位數(shù)回歸

面板門(mén)限回歸。此處采用的面板門(mén)限與其差異主要體現(xiàn)在估計(jì)之前的個(gè)體效應(yīng)處理上，面板門(mén)限模型的單一門(mén)限設(shè)定如下：

進(jìn)一步假設(shè) β=(β1'β2')'，Y*=X*(γ)β+ε*，進(jìn)而得到如下方程：

根據(jù)殘差平方和估計(jì)模型，最終將上式簡(jiǎn)化為：

其中，i與t為地區(qū)與時(shí)間，qit表示門(mén)限變量，γ為門(mén)限值，I（qit≤γ）和I（qit≥γ）為示性函數(shù)。

分位數(shù)回歸原理及其估計(jì)。本文基于分位數(shù)回歸原理對(duì)數(shù)據(jù)指標(biāo)進(jìn)行估計(jì)，通過(guò)最小化殘差平方和來(lái)求出數(shù)據(jù)最優(yōu)解：

（二）分位數(shù)處理效應(yīng)的測(cè)度方法

本文對(duì)于分位數(shù)處理效應(yīng)的測(cè)度，選取典型設(shè)定值法，假設(shè)擬合得到的第p分位點(diǎn)的回歸結(jié)果為：

估計(jì)結(jié)果與分析

（一）面板門(mén)限值的估計(jì)結(jié)果

本文選擇家庭收入為門(mén)限變量，并對(duì)門(mén)限數(shù)量進(jìn)行統(tǒng)計(jì)，最終明確回歸方程的具體構(gòu)建形式。分別對(duì)單一門(mén)限、雙重門(mén)限和三重門(mén)限進(jìn)行檢驗(yàn)，并通過(guò)白舉法分析其顯著性，具體結(jié)果見(jiàn)表2。

通過(guò)表2可以看出，單一門(mén)限的F統(tǒng)計(jì)量通過(guò)了1%顯著性檢驗(yàn)，通過(guò)白舉300次后，單一門(mén)限P值為0.000；雙重門(mén)限的F統(tǒng)計(jì)值同樣通過(guò)了1%顯著性檢驗(yàn)，白舉300次后的P值為0.008；三重門(mén)限未表現(xiàn)出顯著性，白舉300次后的P值為0.336，三重門(mén)限的可能性為零。通過(guò)以上數(shù)據(jù)可以得出，我國(guó)城鎮(zhèn)居民收入與消費(fèi)間具有非線性關(guān)系，即城鎮(zhèn)居民家庭收入對(duì)消費(fèi)具有非線性的雙門(mén)限效應(yīng)。

表1 2013年和2018年CHIP準(zhǔn)面板數(shù)據(jù)

表2 面板門(mén)限值估計(jì)結(jié)果

表3 2018年雙重門(mén)限模型的分位數(shù)回歸結(jié)果

（二）雙重門(mén)限模型的分位數(shù)回歸估計(jì)

在明確城鎮(zhèn)居民家庭收入對(duì)消費(fèi)具有雙重門(mén)限影響后，本文通過(guò)消費(fèi)分布的分位數(shù)回歸對(duì)不同區(qū)間、各個(gè)消費(fèi)分布點(diǎn)的城鎮(zhèn)家庭消費(fèi)特征和影響因素進(jìn)行分析，進(jìn)而得出居民收入和消費(fèi)的關(guān)聯(lián)性。同時(shí)，由于主要分析居民收入分布變化的消費(fèi)效應(yīng)，故數(shù)據(jù)采用分位數(shù)形式，如表3所示。

（三）消費(fèi)分位點(diǎn)的收入分布變遷影響效應(yīng)分析

分位數(shù)回歸典型設(shè)定效應(yīng)估計(jì)結(jié)果如表4所示。隨著分位點(diǎn)值的逐漸增加，居民消費(fèi)支出額也隨之增大，分解項(xiàng)的水平效應(yīng)和離散效應(yīng)在絕對(duì)額度上也隨之增加，說(shuō)明收入和消費(fèi)的異質(zhì)效應(yīng)存在隨機(jī)性；就各個(gè)效應(yīng)的貢獻(xiàn)度而言，通過(guò)居民收入方差引起的離散效應(yīng)在消費(fèi)支出總額的占比超過(guò)90%，而水平效應(yīng)占比卻僅為7%，由于異質(zhì)效應(yīng)與數(shù)據(jù)樣本存在較強(qiáng)相關(guān)性，故本文在此對(duì)其不進(jìn)行分析；最終，城鎮(zhèn)居民收入分布變遷的水平效應(yīng)和離散效應(yīng)最大值均在0.4附近，并逐漸向兩端下降。通過(guò)城鎮(zhèn)居民收入分布變遷趨勢(shì)可以得出，收入水平較高的城鎮(zhèn)居民收入增長(zhǎng)率大于低收入水平的城鎮(zhèn)居民，居民收入水平增長(zhǎng)率的差異性會(huì)削弱離散效應(yīng)，進(jìn)而可能會(huì)造成離散效應(yīng)失去主導(dǎo)地位；同時(shí)，通過(guò)對(duì)比居民收入水平效應(yīng)和離散效應(yīng)貢獻(xiàn)度可知，不同消費(fèi)能力的城鎮(zhèn)居民消費(fèi)行為適用于相對(duì)收入假設(shè)，表明城鎮(zhèn)居民收入水平的提升能夠加強(qiáng)其消費(fèi)信心，進(jìn)而促進(jìn)居民進(jìn)行消費(fèi)。所以，存在一定的收入水平差距能夠提高居民消費(fèi)需求，而收入水平差異的減小會(huì)降低居民消費(fèi)需求。

表4 分位數(shù)回歸的典型設(shè)定效應(yīng)估計(jì)結(jié)果（單位：元、%）

表5 CHIP2018數(shù)據(jù)的中高收入組消費(fèi)結(jié)構(gòu)對(duì)比（單位：%）

通過(guò)表5可得，食品、醫(yī)療等基本支出占中等收入水平居民消費(fèi)額的大概60%，對(duì)中等收入水平居民消費(fèi)需求提升的抑制作用高于高等收入水平居民，其他六項(xiàng)支出在高收入人群中的占比高于中等收入水平居民，可見(jiàn)居住、文娛教育等消費(fèi)項(xiàng)目均會(huì)成為中等收入水平居民的消費(fèi)增長(zhǎng)點(diǎn)；居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)通常由低階向高階發(fā)展，這能夠反映出我國(guó)目前中等收入群體正處在耐用品消費(fèi)階段。這是因?yàn)橹械仁杖胨郊彝ルy以達(dá)到住房、汽車(chē)和高檔家庭設(shè)備上的消費(fèi)標(biāo)準(zhǔn)，且隨著物價(jià)的快速增長(zhǎng)和房?jī)r(jià)的升高，導(dǎo)致中等收入水平家庭的消費(fèi)水平難以得到提高，進(jìn)而只能維持在生活耐用品消費(fèi)階段，無(wú)法推進(jìn)消費(fèi)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型，最終使得居民收入分布變遷的水平效應(yīng)比較乏力。

結(jié)論與建議

（一）結(jié)論

居民收入方差所導(dǎo)致的離散效應(yīng)在消費(fèi)支出總額中占比高于90%，水平效應(yīng)占比約為7%；城鎮(zhèn)居民收入分布變遷的水平效應(yīng)與離散效應(yīng)最大值均在0.4左右，并逐漸向兩端下降；高收入水平城鎮(zhèn)居民收入增長(zhǎng)率高于低收入水平城鎮(zhèn)居民，居民收入水平增長(zhǎng)率差異性會(huì)削弱離散效應(yīng)，進(jìn)而可能會(huì)導(dǎo)致離散效應(yīng)失去主導(dǎo)地位；通過(guò)對(duì)比分析居民收入水平效應(yīng)和離散效應(yīng)的貢獻(xiàn)度，不同消費(fèi)能力的城鎮(zhèn)居民消費(fèi)活動(dòng)適用于相對(duì)收入假說(shuō)，表明提升城鎮(zhèn)居民收入水平能夠加強(qiáng)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)信心，進(jìn)而促進(jìn)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)增長(zhǎng)。適當(dāng)拉開(kāi)收入水平差距能夠提高居民消費(fèi)訴求，而收入水平差異的減弱會(huì)降低居民消費(fèi)需求。

食品、醫(yī)療等基本消費(fèi)占中等收入水平居民消費(fèi)額的約60%，其對(duì)中等收入水平居民消費(fèi)需求增長(zhǎng)的負(fù)面作用高于高等收入水平居民，其他六項(xiàng)消費(fèi)在高收入人群中的占比高于中等收入水平居民，說(shuō)明居住、交通通信等消費(fèi)項(xiàng)目均會(huì)成為中等收入水平居民的消費(fèi)增長(zhǎng)點(diǎn)；居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)級(jí)別逐步升高，體現(xiàn)目前我國(guó)中等收入家庭正處在耐用品消費(fèi)階段。這是由于中等收入水平家庭若要達(dá)到住房、汽車(chē)和高檔家庭的消費(fèi)標(biāo)準(zhǔn)需要經(jīng)歷較長(zhǎng)時(shí)間，且隨著物價(jià)的增長(zhǎng)和房?jī)r(jià)的升高，中等收入水平家庭的消費(fèi)水平難以得到提升，進(jìn)而只能維持在生活耐用品消費(fèi)階段，很難實(shí)現(xiàn)消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)。

（二）建議

提高城鎮(zhèn)居民社會(huì)保障水平，刺激居民消費(fèi)。居民消費(fèi)水平不僅受到自身收入水平的影響，也會(huì)受到社會(huì)政策的影響。政府應(yīng)該進(jìn)一步提高城鎮(zhèn)居民的社會(huì)保障水平，減少居民在醫(yī)療、教育、養(yǎng)老等項(xiàng)目上的支出，鼓勵(lì)和引導(dǎo)居民進(jìn)行消費(fèi)。大力推行公租房和人才補(bǔ)助政策，緩解居民生活壓力，引導(dǎo)居民消費(fèi)觀念轉(zhuǎn)變，確保社會(huì)消費(fèi)需求持續(xù)增長(zhǎng)。

縮小居民收入差距，激發(fā)居民消費(fèi)活力。居民收入水平的兩極化對(duì)經(jīng)濟(jì)市場(chǎng)的發(fā)展十分不利，我國(guó)應(yīng)該提高中低等收入人群的收入水平，縮小居民收入差距，提高中低等收入水平人群的消費(fèi)水平，充分激發(fā)低收入階層居民的消費(fèi)能力。

合理調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，實(shí)現(xiàn)供需平衡?，F(xiàn)階段我國(guó)部分產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)展不合理，資源利用率不高，進(jìn)而影響國(guó)民經(jīng)濟(jì)的長(zhǎng)久持續(xù)發(fā)展。我國(guó)應(yīng)該以居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)優(yōu)化為基礎(chǔ)，合理調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，調(diào)節(jié)供需雙方之間的低效溝通模式，避免出現(xiàn)產(chǎn)品滯銷(xiāo)和產(chǎn)能過(guò)剩的不良現(xiàn)象。只有產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)得到優(yōu)化和資源配置趨于合理，我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平才能夠得到提升，居民收入和支出水平才能夠增長(zhǎng)。