財產(chǎn)性收入結(jié)構(gòu)對居民消費水平的影響

黨 雪 蔣滿元 教授

（廣東外語外貿(mào)大學南國商學院 廣州 510545）

引言

自改革開放以來，我國經(jīng)濟取得了舉世矚目的成就，與此同時，我國城鄉(xiāng)居民的收入水平也有了較大幅度的提升，其中財產(chǎn)性收入是居民收入的重要來源。隨著我國經(jīng)濟發(fā)展的多元化，我國居民的資產(chǎn)結(jié)構(gòu)隨之發(fā)生了重大變化，財產(chǎn)性收入在居民總收入中比重不斷提高，其已經(jīng)開始影響到居民日常的消費支出。居民財產(chǎn)性收入的增加，不僅有助于提升其總體收入水平，還能讓居民產(chǎn)生良好的預期，從而促進居民現(xiàn)期消費。Sand（2012）將挪威農(nóng)戶的財產(chǎn)性收入分為非農(nóng)業(yè)收入和政府轉(zhuǎn)移性收入，進而構(gòu)建了多元線性回歸模型探究財產(chǎn)性收入與居民消費水平的關(guān)聯(lián)性，其研究結(jié)果表明，非農(nóng)業(yè)收入、政府轉(zhuǎn)移性收入對居民消費水平的提升具有顯著的正向促進作用；我國學者方福前等（2011）利用我國30個省份的2001-2008年省級面板數(shù)據(jù)構(gòu)建了動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型探究財產(chǎn)性收入水平對農(nóng)民消費水平的影響，結(jié)果表明財產(chǎn)性收入水平能夠促進農(nóng)民消費水平提升；朱堔等（2012）使用我國1992-2009年的時間序列數(shù)據(jù)探究財產(chǎn)性收入差距對居民消費水平的影響，結(jié)果表明財產(chǎn)性收入差距過大會抑制城鄉(xiāng)居民消費水平提升。

圖1 居民不同來源收入增長狀況

居民財產(chǎn)性收入現(xiàn)狀分析

（一）財產(chǎn)性收入基數(shù)較小但增長速度快

由于歷史原因，我國居民財產(chǎn)性收入水平較低，但隨著近年來我國經(jīng)濟水平的迅速增長，我國居民財產(chǎn)性收入水平呈現(xiàn)出迅速增長態(tài)勢，具體如圖1所示。

如圖1所示，2013年我國居民人均可支配財產(chǎn)凈收入僅為1423元，2014年為1588元，2018年為2379元同比2013年我國居民人均可支配財產(chǎn)收入增長了67.18%，年均增長11.20%，這說明雖然我國居民財產(chǎn)性收入基數(shù)較低，但呈現(xiàn)迅速增長態(tài)勢。

（二）房地產(chǎn)市場和金融市場對財產(chǎn)性收入產(chǎn)生了較大的影響

自1998 年我國實行住房制度改革之后，我國房地產(chǎn)行業(yè)得到了迅速發(fā)展，其在國民經(jīng)濟中占據(jù)了重要地位。由于房地產(chǎn)市場的繁榮，我國房屋租賃市場得到了快速發(fā)展，即城鎮(zhèn)居民出租房屋的收入數(shù)目可觀。與此同時，我國金融市場也呈現(xiàn)出一片繁榮之景，而金融市場的繁榮將直接帶動相關(guān)財產(chǎn)性收入（如利息收入、股息與紅利收入等）的穩(wěn)步上升。

表1 面板單位根檢驗結(jié)果

（三）財產(chǎn)性收入來源趨于多樣化

近年來我國居民財產(chǎn)性收入來源趨于多樣化，其主要呈以下三個特征：第一，出租房屋成為居民財產(chǎn)性收入的最大來源；第二，居民進行股權(quán)投資越來越普遍；第三，銀行存款收入始終在居民財產(chǎn)性收入中占據(jù)較大比重。

（四）財產(chǎn)性收入內(nèi)部存在較大的差異

居民財產(chǎn)性收入內(nèi)部差異主要體現(xiàn)在以下三個方面：第一，城鄉(xiāng)居民財產(chǎn)性收入差異較大；第二，出租房屋收入在各階層居民的財產(chǎn)性收入中占比最大，而股息收入、其他財產(chǎn)收入、轉(zhuǎn)移性收入等占比較小；第三，財產(chǎn)性收入結(jié)構(gòu)在不同收入階層中發(fā)生的變化，體現(xiàn)了其內(nèi)部差距。

表2 面板協(xié)整檢驗

財產(chǎn)性收入結(jié)構(gòu)影響居民消費水平的實證分析

（一）變量選取與數(shù)據(jù)來源

本文的研究主題是財產(chǎn)性收入結(jié)構(gòu)對居民消費水平的影響，因此本文將居民消費水平作為被解釋變量。由于當前學術(shù)界并沒有統(tǒng)一的指標對居民消費水平進行度量，同時學者們使用的指標也存在較大的差異，因此本文借鑒最常規(guī)的做法，使用國家統(tǒng)計局公布的年度居民消費總額（元）表示居民消費水平。本文以我國2007-2017年30個地區(qū)（西藏、臺灣、香港、澳門數(shù)據(jù)缺失，本文未將其納入研究樣本，以下簡稱30個地區(qū)）的面板數(shù)據(jù)為研究樣本，數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》，其中缺失地區(qū)數(shù)據(jù)使用插值法進行了補充。此外，為消除可能存在的異方差性，本文對居民消費水平進行了取對數(shù)處理，結(jié)果使用xf表示。財產(chǎn)性收入，也稱資產(chǎn)性收入，指通過資本參與社會生產(chǎn)和生活活動所產(chǎn)生的收入，即家庭擁有的動產(chǎn)（如銀行存款、有價證券）和不動產(chǎn)（如房屋、車輛、收藏品等）所獲得的收入。包括出讓財產(chǎn)使用權(quán)所獲得的利息、租金、專利收入以及財產(chǎn)營運所獲得的紅利收入、財產(chǎn)增值收益等。限于公開的居民財產(chǎn)性收入數(shù)據(jù)，本文將財產(chǎn)性收入分類為人均股息收入、人均股息與紅利收入、人均出租房屋收入、人均其他財產(chǎn)收入和人均轉(zhuǎn)移性收入。同樣為避免異方差性，本文依然對人均股息收入、人均股息與紅利收入等變量進行取對數(shù)處理，結(jié)果分別使用gx、hl、w f、qt、zy表示。此外考慮到居民主要的收入還包括工資性收入和經(jīng)營性收入，因此本文將二者作為控制變量，分別使用gz和jy表示。參考已有研究文獻，本文將人均國內(nèi)生產(chǎn)總值和居民消費價格指數(shù)作為控制變量，分別使用pgdp和cpi表示，本文對控制變量也進行了取對數(shù)處理。

（二）面板單位根檢驗及協(xié)整檢驗

本文使用的樣本是30個省市2007-2017年的面板數(shù)據(jù)，在構(gòu)建線性回歸模型時要對數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進行檢驗，以避免“偽回歸”現(xiàn)象的出現(xiàn)。本文使用LLC檢驗、IPS檢驗、ADF檢驗、PP檢驗對數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進行檢驗，結(jié)果如表1所示。

如表 1 所示，xf、gx、hl、fw、qt、zy、gz、jy、pgdp、cpi的LLC檢驗、IPS檢驗、ADF檢驗、PP檢驗均表明該變量為非平穩(wěn)變量，因此本文對這些變量進行一階差分，隨后進行平穩(wěn)性檢驗，結(jié)果顯示LLC檢驗和PP檢驗至少在5%的顯著性水平上拒絕了原假設(shè)，即該變量為平穩(wěn)的序列。由于 xf、gx、hl、fw、qt、zy、gz、jy、pgdp、cpi的原始數(shù)據(jù)均非平穩(wěn)序列，而且這些變量符合一階單整過程，根據(jù)伍德里奇高級計量經(jīng)濟學，只要這些變量滿足協(xié)整關(guān)系，則回歸中無需擔心“偽回歸”問題，因此本文對xf、gx等變量進行協(xié)整檢驗，結(jié)果如表2所示。

如表2所示，本文使用Kao檢驗、Pedroni 檢驗對xf、gx等變量進行協(xié)整檢驗，結(jié)果表明Kao檢驗、Pedroni 檢驗均表明變量xf、gx之間為顯著的協(xié)整關(guān)系，因此本文可以直接構(gòu)建回歸模型，不必擔心“偽回歸”問題。

（三）模型構(gòu)建

本文采取多元線性回歸模型和控制變量的方法構(gòu)建了面板數(shù)據(jù)模型，如方程（1）所示：

如方程（1）所示，其中xf為居民消費水平；gx為人均股息收入；hl為人均股息與紅利收入；fw為人均出租房屋收入；qt為人均其他財產(chǎn)收入；zy為人均轉(zhuǎn)移性收入；gz為工資性收入；jy為經(jīng)營性收入；pgdp為人均gdp；cpi為居民消費價格指數(shù)；c為常數(shù)項；ε 為隨機誤差項。

表3 固定效應回歸結(jié)果

表4 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

（四）實證結(jié)果及分析

F檢驗值為185.502529，P值為0，說明F檢驗強烈拒絕混合效應的原假設(shè)，即適用固定效應。隨后進行豪斯曼檢驗，結(jié)果為107.004023，P值為0，說明豪斯曼檢驗強烈拒絕使用隨機效應的原假設(shè)，綜上本文回歸結(jié)果以固定效應為主，結(jié)果如表3所示。

如表3所示，gx的回歸系數(shù)為0.287737，p值為0.0009，說明人均股息收入與居民消費水平之間為顯著的正相關(guān)關(guān)系，具體而言，人均股息收入每提升1個百分點就能帶動居民消費水平提升0.287737個百分點；hl的回歸系數(shù)為0.434255，p值為0.0008，說明人均紅利收入與居民消費水平之間為顯著的正相關(guān)關(guān)系，具體而言，人均紅利收入每提升1個百分點就能帶動居民消費水平提升0.434255個百分點；fw的回歸系數(shù)為0.168453，p值為0.0942，說明房屋出租收入與居民消費水平之間為顯著的正相關(guān)關(guān)系，具體而言，人均房屋出租收入每提升1個百分點就能帶動居民消費水平提升0.168453個百分點；qt的回歸系數(shù)為0.184657，p值為0.000，說明人均其他財產(chǎn)性收入與居民消費水平之間為顯著的正相關(guān)關(guān)系。具體而言，人均其他財產(chǎn)性收入每提升1個百分點就能帶動居民消費水平提升0.184657個百分點；zy的回歸系數(shù)為0.838072，p值為0.0000，說明人均轉(zhuǎn)移性收入與居民消費水平之間為顯著的正相關(guān)關(guān)系。具體而言，人均轉(zhuǎn)移性收入每提升1個百分點就能帶動居民消費水平提升0.838072個百分點。對比人均股息收入、人均股息與紅利收入、人均出租房屋收入、人均其他財產(chǎn)收入、人均轉(zhuǎn)移性收入的回歸系數(shù)可知，人均轉(zhuǎn)移性收入的回歸系數(shù)最高，說明人均轉(zhuǎn)移性收入對居民消費水平的影響最大。在控制變量中，工資性收入（gz）、經(jīng)營性收入（jy）和人均gdp（pgdp）對居民消費水平均具有顯著的正向影響，而居民消費價格指數(shù)（cpi）對居民消費水平具有顯著的抑制作用。

（五）穩(wěn)健性檢驗

本文使用社會零售商品總額的對數(shù)表示居民消費水平進行穩(wěn)健性檢驗，結(jié)果如表4所示，表4的結(jié)果表明各變量的回歸系數(shù)方向和顯著性并無明顯變化，說明本文回歸結(jié)果穩(wěn)健。

結(jié)論與建議

基于上述實證分析，本文得出以下幾點結(jié)論：第一，當前我國居民財產(chǎn)性收入基數(shù)較小，但增長速度快，房地產(chǎn)市場和金融市場對財產(chǎn)性收入產(chǎn)生了較大的影響，我國財產(chǎn)性收入來源趨于多樣化，財產(chǎn)性收入內(nèi)部存在較大的差異；第二，人均股息收入、人均股息與紅利收入、人均出租房屋收入、人均其他財產(chǎn)收入、人均轉(zhuǎn)移性收入對居民消費水平具有顯著的正向促進作用，其中人均轉(zhuǎn)移性收入對居民消費水平的影響最大；第三，工資性收入、經(jīng)營性收入、人均gdp對居民消費水平均具有顯著的正向影響，而居民消費價格指數(shù)對居民消費水平具有顯著的抑制作用。

為進一步提升我國居民消費水平，本文提出以下幾點建議：第一，調(diào)整城鎮(zhèn)居民收入、確保居民收入增長。本文實證分析表明居民財產(chǎn)性收入、工資性收入以及經(jīng)營性收入對提升居民消費水平具有顯著的正向推動作用，為此我國地方政府應加強對各階層收入的合理調(diào)控，同時要調(diào)整城鎮(zhèn)居民收入分配格局，通過促進居民收入水平提升，進而提升居民消費水平；第二，建立健全財產(chǎn)性收入增長保障體系。本文實證分析表明，財產(chǎn)性收入對居民消費水平的提升具有顯著的促進作用，因此我國政府應致力于提升地方居民的財產(chǎn)性收入，對此首先要建立完善全面的養(yǎng)老保險體系，其次要穩(wěn)妥的進行住房改革；第三，營造促進財產(chǎn)性投資的良好環(huán)境。當前我國居民的財產(chǎn)性收入主要有股息收入、股息與紅利收入、出租房屋收入、其他財產(chǎn)收入和轉(zhuǎn)移性收入，對此我國政府應進一步擴展財產(chǎn)性投資渠道，加強房地產(chǎn)市場調(diào)控，加強金融市場的監(jiān)管力度，從而為提升居民財產(chǎn)性收入營造良好的社會環(huán)境。