省域城鎮(zhèn)居民收入水平空間差異及消費異質(zhì)性分析

陳 磊 博士

（西安外事學(xué)院商學(xué)院 西安 710077）

引言

改革開放以來我國經(jīng)濟(jì)迅速發(fā)展，2018年我國國內(nèi)生產(chǎn)總值已經(jīng)達(dá)到了90.03萬億元，比上年增長6.6%，與此同時我國居民收入水平也有了較大幅度地提升，2018年全國居民人均可支配收入達(dá)到了28228元，名義收入同比上年增長8.7%。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平提升、居民收入水平上升也帶動了居民消費水平的提升，2018年全國居民人均消費支出為19853元，同比上年增長6.8%，全國居民恩格爾系數(shù)為28.4%，與上年相比下降了0.9個百分點。但是，我們不能僅關(guān)注居民收入和消費水平總量的提升，同時也應(yīng)該關(guān)注居民收入和消費水平時間和空間上的差異性，收入水平的時空差異會導(dǎo)致消費水平的時空異質(zhì)性。2018年城鎮(zhèn)居民人均可支配收入為39251元，農(nóng)村居民人均可支配收入為14617元，城鄉(xiāng)居民收入水平的差異性導(dǎo)致了城鄉(xiāng)居民消費水平的異質(zhì)性，2018年省域城鎮(zhèn)居民人均消費支出為26112元，農(nóng)村居民人均消費支出僅為12124元，城鄉(xiāng)居民人均消費支出水平相差13988元。在此背景下，研究省域城鎮(zhèn)居民收入水平時空變化規(guī)律、分析居民消費水平的異質(zhì)性就具有重要的現(xiàn)實意義。

文獻(xiàn)綜述

國內(nèi)有關(guān)居民收入水平與消費異質(zhì)性的研究較多，限于篇幅，本文僅選擇其中具有代表性的文獻(xiàn)進(jìn)行簡要梳理。胡日東等（2014）使用我國2001-2011年的省級面板數(shù)據(jù)，對傳統(tǒng)的LA/AIDS模型進(jìn)行擴展，分析我國城鄉(xiāng)居民收入差異對居民消費結(jié)構(gòu)差異的影響，結(jié)果表明我國居民城鄉(xiāng)差距對居民消費結(jié)構(gòu)具有顯著影響，由此他提出了優(yōu)化城

鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)和政府?dāng)U大消費需求的政策建議。李江一等（2016）使用我國家庭金融調(diào)查的2011-2013年的面板數(shù)據(jù)，從理論與實證兩個方面對城鄉(xiāng)居民收入差距對居民消費結(jié)構(gòu)的影響進(jìn)行研究，結(jié)果表明城鄉(xiāng)收入差距擴大能有效促進(jìn)農(nóng)村家庭的人力資本和社會資本投入，但擠出了享受型和生存型商品消費。城鄉(xiāng)收入差距擴大對城鎮(zhèn)家庭的人力資本投入有負(fù)向影響，但顯著促進(jìn)了他們的享受型商品消費。張瑞全（2019）使用安徽的1990-2018年居民收入與消費的時間序列數(shù)據(jù)，對居民人均可支配收入的增加對居民消費需求的影響進(jìn)行實證分析，結(jié)果表明農(nóng)村居民收入水平變化與消費需求之間為協(xié)整關(guān)系，居民收入水平上升能夠有效提升其消費水平。易行健等（2019）利用151個國家的1960-2017年面板數(shù)據(jù)構(gòu)建了動態(tài)非平衡面板數(shù)據(jù)模型，探究收入水平差異對消費異質(zhì)性的影響，結(jié)果表明收入水平差異與消費異質(zhì)性之間為顯著的“倒U型”關(guān)系。已有研究多采用實證分析的方法探究收入差異與消費異質(zhì)性的關(guān)系，但是多注重城鄉(xiāng)差距，忽視了收入等級差距，本文探究收入水平等級差距與消費異質(zhì)性的動態(tài)關(guān)系，具有一定的創(chuàng)新性。

城鎮(zhèn)居民收入水平空間差異分析

本文使用2000、2010、2017年城鎮(zhèn)居民人均可支配收入分析了居民收入水平空間分布變化，由于數(shù)據(jù)缺失本文沒有將西藏、臺灣、香港、澳門等地區(qū)納入研究范圍，因此本文的研究樣本僅包括我國的30個省市（地區(qū)），使用自然斷裂法將30個地區(qū)的城鎮(zhèn)居民收入水平劃分為4個等級，分別用高收入地區(qū)、較高收入地區(qū)、中等收入地區(qū)以及低收入地區(qū)表示。研究發(fā)現(xiàn)，省域城鎮(zhèn)居民收入水平分布呈現(xiàn)以下特點：其一，南北差異巨大。我國高收入地區(qū)多位于南部地區(qū)，以廣州、上海、浙江、江蘇為代表，北部地區(qū)的高收入地區(qū)較少，僅有北京、天津，而低收入地區(qū)多位于北部，主要包括新疆、內(nèi)蒙古、青海等地區(qū)，南部地區(qū)的低收入地區(qū)較少，僅有廣西、貴州等地；其二，從東中西部經(jīng)濟(jì)帶來看，居民收入水平呈現(xiàn)由東南至西北逐漸遞減趨勢。我國高收入地區(qū)主要位于東部經(jīng)濟(jì)帶，特別是以東南沿海地區(qū)為主，中部地區(qū)主要為較高收入地區(qū)和中等收入地區(qū)，西部地區(qū)主要為低收入地區(qū)；其三，居民收入水平在時間跨度上呈現(xiàn)較大差異，2018年城鎮(zhèn)居民人均可支配收入為39251元，高出2000年的2倍以上。

省域城鎮(zhèn)居民消費行為的異質(zhì)性分析

（一）變量選取與數(shù)據(jù)來源

本文的研究主題是城鎮(zhèn)居民收入水平變化的消費異質(zhì)性，因此本文將居民消費水平作為被解釋變量，文章選取北京、天津、河北等30個地區(qū)作為研究樣本，對于居民消費水平，不同學(xué)者使用了不同的度量指標(biāo)，有學(xué)者使用恩格爾系數(shù)表示，也有學(xué)者使用社會零售商品總額表示居民消費狀況，多數(shù)學(xué)者使用人均居民消費支出作為居民消費水平的度量指標(biāo)，本文也采取這種做法，使用居民人均消費支出作為消費水平的度量指標(biāo)，使用cos表示，數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局，個別年份數(shù)據(jù)有所缺失，本文使用插值法進(jìn)行了補充。由于本文重點探究的是城鎮(zhèn)居民收入水平變化導(dǎo)致的消費異質(zhì)性，因此本文將居民收入水平作為核心解釋變量，使用sr表示，使用年度居民人均可支配收入表示。此外，參考已有文獻(xiàn)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、地區(qū)商貿(mào)流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平、城鎮(zhèn)化水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、進(jìn)出口貿(mào)易狀況對居民消費具有一定程度的影響，因此本文使用人均地區(qū)生產(chǎn)總值、商貿(mào)流通產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值、城鎮(zhèn)化率、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重、進(jìn)出口貿(mào)易總額作為控制變量，分別使用pgdp、sm、cz、ds、jc表示，數(shù)據(jù)來源于省際統(tǒng)計年鑒，部分年份存在數(shù)據(jù)缺失情況，本文使用插值法進(jìn)行了補充。

（二）模型構(gòu)建

本文的研究樣本為2000-2017年的30個省市，數(shù)據(jù)類型為面板數(shù)據(jù)，因此本文構(gòu)建了面板數(shù)據(jù)回歸模型，由于本文選取的居民收入、居民消費等變量均為絕對值變量，為消除可能存在的異方差性，本文對絕對值度量的原始變量進(jìn)行了取對數(shù)處理，隨后構(gòu)建了本文的回歸模型，如方程（1）所示：

如方程（1）所示，lncos是居民消費水平的對數(shù)形式；lnsr為居民收入水平的對數(shù)形式；lnpgdp為地區(qū)年度生產(chǎn)總值的對數(shù)形式；lnsm為商貿(mào)流通產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的對數(shù)形式；cz為城鎮(zhèn)化率；ds為第三產(chǎn)業(yè)比重；lnjc為進(jìn)出口貿(mào)易水平的對數(shù)形式；c為常數(shù)項，ε為隨機誤差項。

（三）變量平穩(wěn)性檢驗

本文的變量時間跨度為2000-2017年，為長面板數(shù)據(jù)。為避免“偽回歸”現(xiàn)象的出現(xiàn)，需要對數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗，對非平穩(wěn)的序列要采取差分的方式消除其波動性，本文使用LLC檢驗、IPS檢驗、ADF檢驗、PP檢驗4種方法對變量的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗，結(jié)果如表1所示。

如表1所示，LLC檢驗表明lncos、lnsr、lnpgdp等變量均為平穩(wěn)序列，同樣PP檢驗也表明lncos、lnsr、lnpgdp等變量均為平穩(wěn)序列，由此說明本文選取的變量均為平穩(wěn)序列，不必?fù)?dān)心“偽回歸”問題的出現(xiàn)。

（四）城鎮(zhèn)居民消費行為區(qū)域異質(zhì)性分析

區(qū)域經(jīng)濟(jì)劃分。我國城鎮(zhèn)居民消費行為存在顯著的異質(zhì)性，地區(qū)差異明顯，因此，本文采用固定效應(yīng)模型對城鎮(zhèn)居民消費行為進(jìn)行分析，分析結(jié)果如表2所示。

通過表2可知，我國北京、上海、天津、江蘇等省市均為東部區(qū)域消費強省，是我國的高支出區(qū)域；重慶、湖南、遼寧等省份為中區(qū)區(qū)域消費強省，屬于我國中高水平支出區(qū)域；吉林、安徽、四川等省份為中部區(qū)域消費處于全國中等水平，這些省份存在共同的特點是均為人口大省，是我國中等水平支出區(qū)域；河北、山西、黑龍江等屬于我國中部區(qū)域經(jīng)濟(jì)弱省，屬于我國中低水平支出區(qū)域；而云南、廣西、甘肅等省份作為我國西部欠發(fā)達(dá)地區(qū)經(jīng)濟(jì)弱省，其消費水平全國最低，是我國低水平支出區(qū)域。

城鎮(zhèn)居民消費行為區(qū)域異質(zhì)性實證分析。本文通過面板分位數(shù)工具變量法對我國城鎮(zhèn)居民消費行為區(qū)域異質(zhì)性進(jìn)行分析，參數(shù)估計通過R軟件實現(xiàn)。通過分析得出，我國北京、上海、廣東、天津等省份之間的居民消費行為相似，而云南、寧夏等低收入水平區(qū)域的居民消費差異性較大。針對高消費水平區(qū)域而言，居民收入彈性維持在0.45左右，收入不確定性對消費的影響系數(shù)為0.4；對于低消費水平地區(qū)，居民消費行為呈現(xiàn)出顯著的異質(zhì)性，收入彈性維持在0.1左右，收入不確定性對居民消費支出具有正面影響。居民消費行為的差異性能夠反映出居民的收入水平，我國低消費水平地區(qū)的居民收入差異性比高消費水平地區(qū)更為明顯。

表1 變量平穩(wěn)性檢驗

表2 城鎮(zhèn)居民消費行為區(qū)域經(jīng)濟(jì)劃分

我國高消費水平地區(qū)的居民消費行為受收入和習(xí)慣雙重影響，而低消費水平地區(qū)的居民消費行為主要受收入水平的影響。對于高消費水平地區(qū)，居民消費習(xí)慣對消費的影響系數(shù)為0.6，收入彈性約為0.5；中等消費水平、中低消費水平和低消費水平地區(qū)，城鎮(zhèn)居民的收入彈性大于1。因此，對于高消費水平地區(qū)城鎮(zhèn)居民而言，改善消費環(huán)境、提高居民消費積極性是促進(jìn)區(qū)域消費水平增長的主要方式。而對于中低消費水平或者低消費水平地區(qū)而言，提高城鎮(zhèn)居民的收入水平是促進(jìn)消費水平提升的主要方式。

收入不確定對我國城鎮(zhèn)居民消費異質(zhì)性均存在顯著影響。其中，高消費水平和中等消費水平地區(qū)居民消費受到收入不確定因素的影響較大，而低消費水平地區(qū)居民受到的影響較小。對于高消費水平地區(qū)，不確定性因素導(dǎo)致的預(yù)期會提高城鎮(zhèn)居民的消費水平，而低消費水平地區(qū)的居民會傾向于增加儲蓄額度，以降低不確定因素對自身收入和支出造成的風(fēng)險。

表3 面板分位數(shù)回歸結(jié)果

（五）城鎮(zhèn)居民不同收入水平下消費行為的異質(zhì)性分析

本文主要探究的是城鎮(zhèn)居民收入水平空間差異的消費異質(zhì)性，因此本文通過面板分位數(shù)回歸，探究不同收入水平分布對居民消費行為的影響，結(jié)果如表3所示。

如表3所示，10%分位點、25%分位點、50%分位點和75%分位點上lnsr與lncos之間均為顯著的正相關(guān)關(guān)系，說明居民收入水平與其消費水平之間為顯著的正相關(guān)關(guān)系，即居民收入水平提升能夠有效促進(jìn)居民消費水平提升。而10%分位點、25%分位點、50%分位點和75%分位點上的回歸系數(shù)分別為0.5127、0.7015、0.8355、0.9654，對比系數(shù)可知，隨著分位點的提升，回歸系數(shù)明顯增大，說明隨著收入水平提升，居民收入對其消費水平的影響逐漸增大。而低分位點主要為新疆、內(nèi)蒙古等西部地區(qū)，中等分位點主要是河南、河北等中部地區(qū)，高分位點主要為浙江、江蘇等東部地區(qū)，三大地區(qū)居民收入分布的變化對居民消費水平造成了明顯的影響，導(dǎo)致了居民消費異質(zhì)性的出現(xiàn)。10%分位點、25%分位點、50%分位點和75%分位點上lnpgdp與lncos之間的相關(guān)系數(shù)分別為0.3443、0.2112、0.3797、0.4924，說明地區(qū)發(fā)展水平對居民消費水平具有明顯的正向影響。10%分位點、25%分位點、50%分位點和75%分位點上lnsm與lncos之間的相關(guān)系數(shù)分別為0.1932、0.2231、0.2455、0.2244，說明地區(qū)商貿(mào)流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平對居民消費水平具有明顯的正向影響。10%分位點、25%分位點、50%分位點和75%分位點上cz與lncos之間的相關(guān)系數(shù)分別為0.3745、0.5526、0.2294、0.3611，說明地區(qū)城鎮(zhèn)化水平對居民消費水平具有明顯的正向影響。10%分位點、25%分位點、50%分位點和75%分位點上ds與lncos之間的相關(guān)系數(shù)分別為0.1548、0.1692、0.2647、0.4537，說明地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平對居民消費水平具有明顯的正向影響。10%分位點、25%分位點、50%分位點和75%分位點上lnjc與lncos之間的相關(guān)系數(shù)分別為0.3347、0.2104、0.3091、0.4081，說明地區(qū)進(jìn)出口發(fā)展水平對居民消費水平具有明顯的正向影響。

結(jié)論與政策建議

基于上述分析，本文得出以下幾點結(jié)論：我國居民收入分布南北差異巨大。從東中西部經(jīng)濟(jì)帶來看，居民收入水平呈現(xiàn)由東南至西北逐漸遞減趨勢、居民收入水平在時間跨度上呈現(xiàn)較大差異；居民收入水平與其消費水平之間為顯著的正相關(guān)關(guān)系，即居民收入水平提升能夠有效促進(jìn)居民消費水平提升，隨著分位點的提升，回歸系數(shù)明顯增大，說明隨著收入水平提升，居民收入對其消費水平的影響逐漸增大。而低分位點主要為新疆、內(nèi)蒙古等西部地區(qū)，中等分位點主要是河南、河北等中部地區(qū)，高分位點主要為浙江、江蘇等東部地區(qū)，三大地區(qū)居民收入分布的變化對居民消費水平造成了明顯的影響，導(dǎo)致了居民消費異質(zhì)性的出現(xiàn)；地區(qū)發(fā)展水平、商貿(mào)流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平、城鎮(zhèn)化水平、第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平、進(jìn)出口發(fā)展水平均對居民消費水平具有明顯的正向影響。

基于上述結(jié)論，本文提出以下幾點政策建議，以期促進(jìn)我國居民消費水平提升。第一，持續(xù)提升居民收入水平。收入是消費的基礎(chǔ)，本文實證分析表明不同地區(qū)居民收入水平的提升均對其消費水平產(chǎn)生了明顯的影響。為此，我國各地區(qū)政府應(yīng)該持續(xù)推動地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平提升，增加就業(yè)，促進(jìn)居民收入水平提升，進(jìn)而促進(jìn)居民消費水平提升。第二，加快中西部欠發(fā)達(dá)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展。中西部地區(qū)為我國居民收入水平相對較低的地區(qū)，分位數(shù)回歸也表明低收入地區(qū)的居民消費水平也相對較低。為此，我國應(yīng)該注重對中西部地區(qū)的扶持力度，促進(jìn)中西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平進(jìn)一步提升。第三，加強教育、醫(yī)療住房等方面的社會保障建設(shè)。政府在教育、醫(yī)療、住房等方面的財政預(yù)算投入對區(qū)域間的消費增長有一定的收斂效應(yīng)，并且政府加強社會保障支出，減少居民消費負(fù)擔(dān)，增強居民消費信心，就能夠促進(jìn)居民消費水平提升。