基于空間經(jīng)濟(jì)研究中國(guó)居民消費(fèi)差異分析

王鑫 李存林

(1.廣東培正學(xué)院經(jīng)濟(jì)學(xué)院 廣東廣州 510000；2.北方民族大學(xué)管理學(xué)院 寧夏銀川 750021)

黨的十九屆五中全會(huì)緊緊抓住我國(guó)發(fā)展環(huán)境面臨的深刻復(fù)雜變化，明確提出“形成強(qiáng)大國(guó)內(nèi)市場(chǎng)，構(gòu)建新發(fā)展格局”的要求，對(duì)構(gòu)建以國(guó)內(nèi)大循環(huán)為主體，國(guó)內(nèi)國(guó)際雙循環(huán)相互促進(jìn)的新發(fā)展格局做出了戰(zhàn)略部署，明確了“十四五”時(shí)期經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的主攻方向和著力點(diǎn)，擴(kuò)大內(nèi)需的重要一步就是要重視居民消費(fèi)水平。眾所周知，居民消費(fèi)率能反映拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的三大需求中消費(fèi)所起的作用大小，并且它也成為衡量一國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展是否良性的重要指標(biāo)。合理、正常的消費(fèi)率對(duì)國(guó)家的經(jīng)濟(jì)循環(huán)有促進(jìn)作用，同時(shí)也會(huì)提高國(guó)家的居民消費(fèi)水平，促進(jìn)居民消費(fèi)升級(jí)，優(yōu)化居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)。

1 文獻(xiàn)綜述

居民消費(fèi)率受多方面的影響，學(xué)者最初研究居民消費(fèi)率是從人口結(jié)構(gòu)入手的。

莫迪利安尼的生命周期理論(LCH)作為現(xiàn)代消費(fèi)儲(chǔ)蓄理論的代表，被國(guó)內(nèi)外不少學(xué)者用來(lái)解釋中國(guó)高儲(chǔ)蓄率問(wèn)題[13]。LCH的基本思想是，個(gè)體將根據(jù)自己一生的預(yù)期總收入來(lái)平滑自己在各時(shí)期內(nèi)的消費(fèi)，從而實(shí)現(xiàn)整個(gè)生命周期中的效用最大化。莫迪利安尼等在對(duì)中國(guó)居民儲(chǔ)蓄率的決定因素進(jìn)行研究時(shí)，以中國(guó)1953—2000年時(shí)間序列數(shù)據(jù)為依據(jù)，將中國(guó)的低消費(fèi)(高儲(chǔ)蓄)率歸結(jié)為長(zhǎng)期的人均收入增長(zhǎng)率和少兒撫養(yǎng)系數(shù)轉(zhuǎn)變的結(jié)果。

我國(guó)學(xué)者對(duì)于居民消費(fèi)率也做了大量研究。王金營(yíng)等(2006)通過(guò)將少兒人口和老年人口折算為標(biāo)準(zhǔn)消費(fèi)人后發(fā)現(xiàn)，人口撫養(yǎng)系數(shù)的提高特別是老齡化程度提高，將部分抵消由人均收入提高所帶來(lái)的消費(fèi)水平的增長(zhǎng)；王霞(2011)使用2002—2008年的我國(guó)省級(jí)面板數(shù)據(jù)，從人口結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)兩方面來(lái)分析我國(guó)居民消費(fèi)率在不同地區(qū)間的差異。通過(guò)研究表明，人口結(jié)構(gòu)和收入增長(zhǎng)率對(duì)居民消費(fèi)均有影響。

2 理論研究

空間杜賓模型是空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型的一種，是在空間滯后模型基礎(chǔ)上擴(kuò)展出的第三種模型，空間杜賓模型考慮解釋變量的空間滯后項(xiàng)對(duì)被解釋變量的影響，即通過(guò)加入空間滯后變量而增強(qiáng)的SLM模型，其模型表示如下：

式(1)中:γ表示其他區(qū)域的外生變量對(duì)研究對(duì)象的區(qū)域的影響程度；WX表示相鄰區(qū)域平均觀(guān)測(cè)值的空間滯后解釋變量；ε為滿(mǎn)足假設(shè)的誤差項(xiàng)。

LeSage和Pace提出了將偏微分的方法應(yīng)用于空間回歸模型，由于這種方法能夠解決使用空間回歸模型所得到的估計(jì)系數(shù)合理性的問(wèn)題，所以很多領(lǐng)域使用此方法進(jìn)行研究分析。LeSage和Pace從偏微分的角度對(duì)空間溢出效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)，從這個(gè)角度出發(fā)，探究某個(gè)地區(qū)的自變量X對(duì)臨近周?chē)貐^(qū)所產(chǎn)生的平均溢出效應(yīng)的影響。在此基礎(chǔ)上，可以將空間溢出效應(yīng)分為直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)。直接效應(yīng)表示的是自變量X對(duì)本地區(qū)因變量Y所產(chǎn)生的平均影響；間接效應(yīng)表示的是自變量X對(duì)鄰近周?chē)貐^(qū)因變量所造成的平均影響；總效應(yīng)指的是解釋變量X對(duì)所有地區(qū)的被解釋變量Y所造成的平均影響。

3 實(shí)證研究分析

3.1 模型變量及其方法

本文選取了31個(gè)省市區(qū)(港、澳、臺(tái)除外)作為研究對(duì)象探究居民消費(fèi)率的影響因素。數(shù)據(jù)均來(lái)自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

被解釋變量居民消費(fèi)率(CGDP)指的是居民的消費(fèi)支出總額與當(dāng)年GDP之間的比例關(guān)系。本文采取 “城市人均消費(fèi)支出×城市人口+農(nóng)村人均消費(fèi)支出×農(nóng)村人口”的計(jì)算公式得到居民消費(fèi)支出總額(鄭德坤，李凌，2020)。

解釋變量：首先，兒童撫養(yǎng)比例(YD)，兒童占勞動(dòng)力人口的比例；老年撫養(yǎng)系數(shù)(OD)，即老年人口占勞動(dòng)力人口的比例。用它們來(lái)研究人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)居民消費(fèi)率的影響。

在收入結(jié)構(gòu)上，可以簡(jiǎn)單地分成城市人口和農(nóng)村人口，考慮城市人均可支配收入的增長(zhǎng)率(GUI)，以及農(nóng)村人均可支配收入的增長(zhǎng)率(GRI)，并將它們的比值考慮在內(nèi)，即城鄉(xiāng)人均收入比值(RUI)。

在經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)上，人均GDP作為反映一個(gè)國(guó)家或地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的主要指標(biāo)。從宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)層面看，財(cái)政赤字或盈余對(duì)居民消費(fèi)會(huì)有一定的影響。企業(yè)的收入、儲(chǔ)蓄等對(duì)居民的收入、消費(fèi)的影響也要考慮在內(nèi)，我們將工業(yè)GDP占GDP的比例(INDG)當(dāng)作企業(yè)的儲(chǔ)蓄指標(biāo)，由于工業(yè)GDP的數(shù)據(jù)存在部分缺失，本文采用灰色預(yù)測(cè)法進(jìn)行填補(bǔ)。通貨膨脹率(INF)及利率(R)的因素也要考慮在內(nèi)，本文選擇央行的一年期基準(zhǔn)利率(R)。

最后，城鎮(zhèn)化率(UC)一般是指城市人口占總?cè)丝诘谋壤?，將其作為城鄉(xiāng)差異結(jié)構(gòu)的指標(biāo)。

已有研究主要將城鎮(zhèn)化的內(nèi)涵概括為人口、經(jīng)濟(jì)、空間、經(jīng)濟(jì)4個(gè)方面，其內(nèi)在邏輯可理解為：人口城鎮(zhèn)化是核心，經(jīng)濟(jì)城鎮(zhèn)化是動(dòng)力，空間城鎮(zhèn)化是人口，經(jīng)濟(jì)城鎮(zhèn)化在地域空間的表征是城鎮(zhèn)化的載體，社會(huì)城鎮(zhèn)化是伴隨這一過(guò)程的人們生活方式、行為習(xí)慣、價(jià)值觀(guān)念等的轉(zhuǎn)變。

根據(jù)前人的研究本文選擇固定效應(yīng)模型進(jìn)行研究分析，所構(gòu)建的計(jì)量模型如下：

式(2)中：Yit為i城市在t時(shí)期的居民消費(fèi)率；Yi(t-1)為i地區(qū)t-1時(shí)期的居民消費(fèi)率；Wn為空間距離權(quán)重；WnYit為i地區(qū)t時(shí)期的居民消費(fèi)率空間滯后項(xiàng)；Xit為i地區(qū)t時(shí)期的解釋變量；WnXit為i地區(qū)t時(shí)期的解釋變量的空間滯后項(xiàng)；cj為n×1維的個(gè)體固定效應(yīng)項(xiàng)；εit為殘差項(xiàng)。

3.2 空間自相關(guān)檢驗(yàn)

進(jìn)行模型擬合之前，對(duì)本文所研究的核心變量居民消費(fèi)率進(jìn)行空間相關(guān)性檢驗(yàn)，目前莫蘭指數(shù)廣泛應(yīng)用于空間相關(guān)性檢驗(yàn)。由表1可知，絕大多數(shù)年份莫蘭指數(shù)均在10%的顯著水平下顯著，說(shuō)明居民消費(fèi)率在省際之間具有正向的空間相關(guān)性。

表1 各年份莫蘭指數(shù)

3.3 空間權(quán)重矩陣及模型檢驗(yàn)

空間權(quán)重矩陣，本文選擇反距離空間權(quán)重矩陣，利用各省市的省會(huì)城市所在的經(jīng)緯度構(gòu)建空間矩陣，對(duì)模型進(jìn)行LM和LR檢驗(yàn)。通過(guò)LM檢驗(yàn)可知，由于P值很小，所以模型存在空間誤差效應(yīng)和空間滯后效應(yīng)，拒絕最小二乘(OLS)模型，選擇空間面板模型。對(duì)空間模型的選擇進(jìn)行LR檢驗(yàn)，由于P值很小，所以均拒絕原假設(shè)，SDM既不能退化為SEM，也不能退化為SAR。固定效應(yīng)模型分為時(shí)間固定效應(yīng)模型、個(gè)體固定效應(yīng)模型及雙固定效應(yīng)模型，經(jīng)過(guò)檢驗(yàn)，本文更適用于個(gè)體固定效應(yīng)模型。

3.4 實(shí)證分析

從表2杜賓模型的實(shí)證結(jié)果來(lái)看，人均GDP、財(cái)政赤字或盈余占GDP的比值、城鎮(zhèn)化率這幾個(gè)變量的滯后項(xiàng)系數(shù)都是顯著的。人均GDP系數(shù)為正，表明這個(gè)變量對(duì)鄰近省份的居民消費(fèi)率具有正向的空間相關(guān)性。財(cái)政赤字或盈余占GDP的比值、城鎮(zhèn)化率的系數(shù)為負(fù)，表明這兩個(gè)變量對(duì)鄰近省份間的居民消費(fèi)率有負(fù)向的空間相關(guān)性。

表2 空間杜賓模型實(shí)證研究表

因?yàn)榭臻g杜賓模型包含本文所研究變量的空間滯后項(xiàng)，為了更加精準(zhǔn)地描述各地的居民消費(fèi)率關(guān)系，本文還基于偏微分的方法分解各變量的空間效應(yīng)，將空間效應(yīng)分解為直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)。如表3所示。

表3 空間效應(yīng)分解

一是人均GDP的對(duì)數(shù)的直接效應(yīng)顯著為負(fù)，說(shuō)明人均GDP的對(duì)數(shù)提升會(huì)降低本地居民消費(fèi)率；間接效應(yīng)顯著為正，表明人均GDP對(duì)數(shù)的提升會(huì)增加鄰近地區(qū)的居民消費(fèi)率?？赡茉蚴潜镜貐^(qū)消費(fèi)的增加，致使鄰近地區(qū)的物價(jià)升高，最終導(dǎo)致鄰近地區(qū)的居民消費(fèi)率增加。

二是利率對(duì)本地區(qū)的居民消費(fèi)率有正向的溢出效應(yīng)。金中夏等的研究表明，單純地提高實(shí)際工資僅僅促進(jìn)了居民消費(fèi)水平提高，并不會(huì)帶來(lái)消費(fèi)投資結(jié)構(gòu)的改變，而利率市場(chǎng)化的推進(jìn)則會(huì)通過(guò)提高實(shí)際利率進(jìn)而提高生產(chǎn)效率，使得消費(fèi)在GDP中的比重上升。也有可能是利率的收入效應(yīng)要高于替代效應(yīng)，最終導(dǎo)致利率的提高，使得居民消費(fèi)率提升。

三是財(cái)政赤字或盈余占GDP的比值的三種效應(yīng)均為負(fù)，不論是本地區(qū)還是鄰近地區(qū)均抑制居民消費(fèi)率的提升，財(cái)政赤字或盈余占GDP的比值每提高1個(gè)百分點(diǎn)，本地區(qū)的居民消費(fèi)率會(huì)降低0.19個(gè)百分點(diǎn)，財(cái)政赤字或盈余占GDP的比值提高1個(gè)百分點(diǎn)，鄰近地區(qū)的居民消費(fèi)率會(huì)降低1.08個(gè)百分點(diǎn)。近年來(lái)，我國(guó)各省份都有一定的財(cái)政赤字，并且相對(duì)穩(wěn)定。國(guó)家通過(guò)發(fā)行國(guó)債等方式對(duì)我國(guó)的經(jīng)濟(jì)進(jìn)行宏觀(guān)調(diào)控，在一定程度上，財(cái)政赤字有利于我國(guó)及各省份經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，從而使得居民收入增高。

四是工業(yè)GDP占GDP比值的直接效應(yīng)為負(fù)，說(shuō)明其會(huì)抑制本地區(qū)的居民消費(fèi)率。管漢暉等研究表明，工業(yè)在總GDP中所占比重1977年超過(guò)農(nóng)業(yè)居于第一，并在2003年達(dá)到最高，此后開(kāi)始下降，并在2012年被服務(wù)業(yè)超過(guò)，這反映了我國(guó)整體產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷升級(jí)；工業(yè)總產(chǎn)值中先進(jìn)制造業(yè)所占比重不斷提高也說(shuō)明了這一點(diǎn)。綜上所述，我國(guó)是工業(yè)大國(guó)，并且隨著工業(yè)產(chǎn)值提升，我國(guó)經(jīng)濟(jì)加速發(fā)展，提供給居民的工作崗位增多，隨著居民就業(yè)機(jī)會(huì)的增多，導(dǎo)致了居民收入提高，使得居民消費(fèi)率減少。

五是兒童撫養(yǎng)比的直接效應(yīng)為正，表明兒童撫養(yǎng)比對(duì)本地區(qū)的居民消費(fèi)率具有正向的促進(jìn)作用。以上結(jié)果也比較符合實(shí)際，我國(guó)是教育大國(guó)，父母對(duì)于兒童的教育很看重，家庭在兒童教育上的花費(fèi)就會(huì)增多。

六是城鄉(xiāng)收入差距對(duì)居民消費(fèi)率影響的直接效應(yīng)顯著，表明城鄉(xiāng)收入差距這一因素對(duì)本地區(qū)的居民消費(fèi)率有正向促進(jìn)作用；而城鄉(xiāng)收入差距的間接效應(yīng)對(duì)居民消費(fèi)率的影響顯著為負(fù)，表明城鄉(xiāng)收入差距對(duì)鄰近地區(qū)的居民消費(fèi)率存在一定的抑制作用。王弟海等研究表明，隨著城鄉(xiāng)收入不平等的擴(kuò)大，在城鄉(xiāng)收入不平等程度比較小的階段，它會(huì)引起居民消費(fèi)率下降，而在城鄉(xiāng)收入不平等程度比較大的階段，它反而會(huì)導(dǎo)致居民消費(fèi)率上升。

七是城鎮(zhèn)化率的直接效應(yīng)為正，間接效應(yīng)和總效應(yīng)為負(fù)，說(shuō)明城鎮(zhèn)化率對(duì)本地區(qū)的居民消費(fèi)率有促進(jìn)作用，對(duì)鄰近地區(qū)的居民消費(fèi)率有抑制作用?？赡茉蚴潜镜貐^(qū)的城鎮(zhèn)化率帶動(dòng)了本地區(qū)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，而且城市的花費(fèi)要比農(nóng)村的花費(fèi)，所以本地區(qū)居民消費(fèi)率增加；同時(shí)，鄰近地區(qū)的居民也會(huì)來(lái)此賺取收入，導(dǎo)致鄰近省份的居民消費(fèi)率降低。

4 結(jié)語(yǔ)

綜上所述，本文發(fā)現(xiàn)從人口結(jié)構(gòu)看，兒童撫養(yǎng)比存在正向的直接效應(yīng)，我國(guó)是教育大國(guó)，對(duì)于教育是十分重視的，每年對(duì)于教育的投入十分巨大。從收入結(jié)構(gòu)看，城鄉(xiāng)收入差距對(duì)全國(guó)各地區(qū)具有顯著的正向效應(yīng)和負(fù)向效應(yīng)。從經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)看，人均GDP對(duì)于全國(guó)城市有顯著的負(fù)向直接效應(yīng)和正向間接效應(yīng)。利率對(duì)全國(guó)整體范圍有著顯著的正向效應(yīng)，由于存在利率的收入效應(yīng)，使得居民消費(fèi)率得到升高。工業(yè)產(chǎn)值占GDP的比值對(duì)我國(guó)城市有著負(fù)向的正向效應(yīng)，我國(guó)是工業(yè)大國(guó)，工業(yè)GDP的不斷提升會(huì)促進(jìn)我國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，因此居民消費(fèi)率得以提升。財(cái)政赤字或盈余占GDP的比值對(duì)我國(guó)整體有負(fù)向的正向效應(yīng)。從城鄉(xiāng)差異結(jié)構(gòu)來(lái)看，城鎮(zhèn)化率對(duì)我國(guó)有著明顯的正向直接效應(yīng)和負(fù)向間接效應(yīng)，城鎮(zhèn)化使得大量人口涌入城市，加快了經(jīng)濟(jì)發(fā)展，進(jìn)而刺激消費(fèi)，導(dǎo)致居民消費(fèi)率提升。