郭江涛,王泳茹

（四川大学a.经济学院；b.公共管理学院，成都 610064）

0 引言

经济发展规律表明消费是拉动经济增长的最终动力，尽管我国居民消费水平近年来得到较大提高，但长期以来我国居民消费率偏低仍未得到改善，尤其近年来居民消费需求不振，制约着我国经济发展。收入是影响居民消费的决定因素，改革开放以来，随着收入分配体制改革的不断深入，居民收入水平有了显著提高，与此同时，居民个人收入差距也在不断扩大，其中，城乡居民收入差距扩大最为突出。因此，广大学者对收入分配差距和消费需求的关系进行了大量的探讨和研究。从以往文献可知，关于收入差距和消费需求关系的研究主要集中在对城镇、农村内部或者全国居民收入差距对消费需求的影响，且大多学者支持收入差距扩大不利于消费需求的结论，鉴于此，本文以城乡收入差距作为主要指标，针对我国现状，对城乡居民收入差距与居民消费之间的关系进行研究。

1 变量选取

本文选取居民消费率（Y）、居民平均消费倾向（APC）、居民边际消费倾向（MPC）这三个变量表示我国居民消费需求的变化；选取城镇家庭人均可支配收入与农村家庭人均纯收入比值（X）、泰尔指数（TL）表示我国城乡居民收入差距。

本文所使用的2009年数据均来自中经专网统计数据库，CPI数据来自《中国六十年统计资料汇编》，城镇家庭人均可支配收入、农村家庭人均纯收入、城镇家庭平均每人全年消费性支出、农村家庭平均每人年生活消费支出数据来自《中国统计年鉴》和中国经济信息网，城镇人口、农村人口、国内生产总值来自于《中国统计年鉴》。其中，居民收入=城镇家庭人均可支配收入×城镇人口+农村家庭人均纯收入×农村人口，居民消费=城镇家庭平均每人全年消费性支出×城镇人口+农村家庭平均每人年生活消费支出×农村人口，计算实际居民收入和实际居民消费时用1978=100的CPI进行平减。

2 回归方程

我国居民消费和城乡收入差距有朝着相反方向发展的态势，居民消费需求增加、减少和城乡收入差距缩小、扩大在时间上大致一致，而消费需求增加和收入差距缩小所经历时间短暂，若建立回归方程会因样本数据少而使模型估计结果失真，若利用1978～2011年数据建立回归方程，会因消费需求增加和收入差距缩小的较少数据影响对研究较长时期消费需求减少和收入差距扩大之间关系的模型估计。因此，根据所选变量的数据特征，本文选取1985～2011年作为样本期间。

⑴变量平稳性检验。

本文所选变量为时间序列数据，为了防止伪回归出现，需对变量进行平稳性检验，若各变量平稳可以直接进行模型估计，若不平稳，且是同阶单整，则可以进行协整关系检验，若存在协整关系，就可以建立协整方程，估计变量之间的关系。

表1 变量平稳性检验

由表1可知，除变量X，即城镇家庭人均可支配收入与农村家庭人均纯收入比值在10%显著性水平下平稳外，其余变量都在1%显著性水平平稳，也就是说各变量不存在单位根，因此可以直接建立回归方程。

⑵回归分析。

为了研究城乡居民收入差距和居民消费需求之间的关系，本文采用X、TL作为解释变量分别对被解释变量Y、APC、MPC建立回归方程，从多角度说明城乡居民收入差

距与居民消费需求之间的关系。下面列示进行检验、修正后的估计模型。

①Y是被解释变量，X、TL分别作为解释变量。

经检验，上面两个回归方程的残差不存在异方差和自相关，并且解释变量系数都通过5%显著性水平检验，因此回归系数有明确的经济意义。Xt和Xt-1的系数为负，TLt和TLt-1的系数也为负，说明城乡收入差距的扩大对居民消费率产生负影响，X和TL滞后一期的系数比当期系数小，说明居民消费率受滞后一期的收入分配结构影响大些。

②APC是被解释变量，X、TL分别作为解释变量。

该回归方程是由加权最小二乘法估计得到，残差不存在异方差和自相关。虽然杜宾值较小，但是自相关系数和篇自相关系数位于正负两倍于估计标准差区域内，Q统计量也拒绝存在自相关。拒绝存在自相关。从Eviews软件中截下的残差序列自相关检验结果见图1。

图1 残差序列自相关检验结果

该方程也是由最小二乘法估计得到，残差也不存在异方差和自相关，同样，虽然杜宾值较小，但是也通过了自相关检验（见图2）。

图2 残差自相关检验结果

上面两个回归方程解释变量系数通过了5%显著性水平检验，说明具有明确的经济意义。X和TL的系数都为负，说明城乡收入差距的扩大会对社会平均消费倾向产生负影响。

③MPC是被解释变量，X、TL分别作为解释变量

上述两个回归方程都是由加权最小二乘法估计得到，并且残差不存在异方差和自相关，因此解释变量系数存在明确的经济意义。X和TL系数都为负，说明城乡收入差距扩大对居民边际消费倾向产生负影响。

综上所述，用Y、APC、MPC分别代表我国居民消费需求，并分别用X、TL对其进行回归，经检验和修正后的回归方程表明，解释变量X、TL当期值系数（①、②、③）和滞后一期值系数（①）都为负数，并且都通过了5%显著性水平检验，从而得出结论：无论是用城镇家庭人均可支配收入与农村家庭人均纯收入比值表示的城乡收入差距扩大，还是用泰尔指数表示的城乡收入差距扩大，对我国居民消费率、居民平均消费倾向、居民边际消费倾向都产生负影响，说明了收入差距扩大会对居民消费需求增加产生抑制作用，因此，应进一步加深收入分配体制改革，提高低收入者的收入水平。

3 格兰杰因果检验

相关并一定表示存在实际意义，在经济变量中有一些变量显著相关，但它们未必都是有意义的，因此还需对上述变量进行格兰杰因果检验。格兰杰因果检验主要是解决x变量是否引起y变量的问题，主要看现在的y能够在多大程度上被过去的x解释，加入x的滞后值后是否使解释程度提高。

（1）Y是被解释变量，X、TL分别作为解释变量。

表2 格兰杰因果检验结果（1）

由表2可知，滞后阶数为3和6时，在5%、10%显著性水平下X和TL是Y的格兰杰原因，但Y不是X、TL的格兰杰原因；滞后阶数为4时，在10%显著性水平下Y是X、TL的格兰杰原因，但X、TL不是Y的格兰杰原因。因此，Y和X之间、Y和TL之间不存在互为格兰杰原因，但是滞后阶数为3和6时，存在X、TL是Y的格兰杰原因，说明①中回归方程有经济意义。

（2）APC是被解释变量，X、TL分别作为解释变量。

表3 格兰杰因果检验结果（2）

由表3可知，滞后1阶时，在10%显著性水平下X、TL是APC的格兰杰原因，在5%显著性水平下APC是X、TL的格兰杰原因，滞后6阶时，在5%显著性水平下，X、TL是APC的格兰杰原因，在10%显著性水平下APC是X、TL的格兰杰原因，存在互为格兰杰原因；滞后2阶时，在10%显著性水平下，APC是X、TL的格兰杰原因，但X、TL不是APC格兰杰原因；滞后3、4、5、7阶时，在1%显著性水平下，X、TL是APC的格兰杰原因，但是APC不是X、TL的格兰杰原因。滞后1、3～7阶X、TL都是APC的格兰杰原因，和格兰杰因果检验定义基本符合，说明②中回归方程有明显的经济意义。

（3）MPC是被解释变量，X、TL分别作为解释变量。

表4 格兰杰因果检验结果（3）

由表4可知，滞后1阶时，在5%显著性水平下，X、TL是MPC的格兰杰原因，在5%显著性水平下MPC是X的格兰杰原因，在10%显著性水平下MPC是TL的格兰杰原因，存在互为格兰杰原因；滞后4、5阶时，在1%显著性水平下X、TL是MPC的格兰杰原因，滞后6阶时，在5%显著性水平下X、TL是MPC的格兰杰原因，滞后7阶时，在10%显著性水平下TL是MPC的格兰杰原因，但滞后4～7阶时，MPC不是X、TL的格兰杰原因。滞后1、4～6阶时X是MPC的格兰杰原因，滞后1、4～7阶时，TL是MPC的格兰杰原因，说明③中回归方程也具有明显的经济意义。

4 结论

利用1985～2011年数据建立回归方程，经检验和修正后得到的变量系数都通过了检验，实证分析表明用城乡收入比、泰尔指数表示的城乡居民收入差距对用居民消费率、居民平均消费倾向、居民边际消费倾向表示的居民消费需求产生负影响。然后采用格兰杰因果检验，得到城乡收入比、泰尔指数都是居民消费率、居民平均消费倾向、居民边际消费倾向的格兰杰原因，说明估计方程有明确的经济含义，从而得出我国城乡居民收入差距扩大会对居民消费造成负影响，而消费是带动经济增长的最终动力，因而会制约经济增长。因此，我国应继续深化收入分配制度，尤其是提高低收入者收入水平，转移农村剩余劳动力，加大教育投资，提高人力资本质量，有利于劳动力的流动，从而提高收入水平。

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