江苏居民收入消费与经济增长关系的实证研究

2014-02-11王渭刘红周荣荣

统计科学与实践 2014年4期

关键词：居民收入居民消费城镇居民

王渭、刘红、周荣荣

（1国家统计局泰州调查队、2国家统计局无锡调查队、3国家统计局江苏调查总队，江苏泰州、无锡、南京 225300、214001、210008 ）

一、居民收入与经济发展

居民收入增长是经济发展的最明显表现和最终目标。改革开放以来，江苏着力构建适应经济发展的收入增长机制，尽力拓宽增收渠道，使得城乡居民收入快速增长。

2013年，江苏城镇居民人均可支配收入29677元，农村居民人均纯收入12202元，分别是1991年的18.3倍和13.2倍。1991-2012年间，江苏城镇居民人均可支配收入年均增长14.7%；农村居民人均纯收入年均增长12.5%。

（一）居民收入与经济增长的关系

运用1993-2012年时间序列数据，选取江苏省人均GDP增长率和城乡居民收入增长率作为考察居民收入变化与经济增长关系的变量，扣除价格因素，以实际人均GDP、人均GDP增长率和城乡居民收入增长率计算，分别用RGDPL、YCSRL和YNSRL表示。

为避免造成伪回归现象，对时间序列的平稳性进行检验。

为确定变量之间的协整关系，对组合残差的平稳性进行检验。选取DRGDPL为因变量，DYCSRL或DYNSRL为自变量，分别进行回归计算。

回归方程为：DYCSRL＝0.791653DRGDPL+0.258452+ecmi，对残差进行单位根检验。残差的检验结果-6.148017，小于1%、5%、10%置信水平的t统计量，且残差存在单位根的可能性非常小，只有0.0001，得出：DYCSRL-DRGDPL＝ei～l(0)。

因此，城镇居民收入增长率和人均GDP增长率是非平稳序列，其一阶差分序列为平稳序列，城镇居民收入增长率和人均GDP增长率长期均衡，残差的单位根通过检验，说明变量间存在协整关系。同理，根据农村居民收入增长率和人均GDP增长率残差值为-4.857852，说明两个变量之间长期均衡，且存在协整关系；根据农村居民收入增长率和人均GDP增长率，残差单位根检验的t统计量值为-4.857852，说明两个变量间长期均衡，且存在协整关系。

格兰杰检验得知，人均GDP增长率不能影响城乡居民收入增长率的变化，而城乡居民收入增长率在一定程度上影响着人均GDP增长率。

（二）江苏居民收入与产业结构的关系

向量自回归模型VAR模型，常用于预测相互联系的时间序列系统及分析随机扰动对变量系统的相互冲击，从而解释各种经济冲击对经济变量形成的影响。因此，本文利用VAR模型来分析产业结构变动和收入结构的相互影响关系。

近年，江苏第三产业比重上升，第一产业、第二产业比重下降。为考察产业结构水平的变动和收入结构之间是否存在因果关系，对模型的变量进行格兰杰因果检验。检验结果显示，产业结构HR（第一产业与第三产业比重）在很大程度上影响着城乡居民收入。但城镇居民收入CSRL不能解释产业结构HR的变化，而农村居民纯收入比重NSRL则可以解释产业结构的变化。因此，江苏产业结构变动特点表现为：第一产业比重下降较大，第二、第三产业，尤其是第三产业发展迅速，意味着大量从事第一产业的劳动力，从传统农业部门转移到其他非农业部门，产业结构变动，导致整个社会劳动力要素供给在三次产业部门之间转移，进而最终影响居民可支配收入。同样产业结构升级使得农村居民收入提高。但是产业结构变动对城镇居民收入的单向格兰杰因果关系，说明收入结构变化不是产业结构变动的原因，可能原因在于：一方面收入水平决定的消费能力没有对产业结构变动产生重要影响，另一方面说明我国经济处于出口导向型和高投资发展阶段，而非消费驱动型。

为防止发生“伪回归”，进一步检验时间序列平稳性。单位根检验结果显示，产业结构和农村居民纯收入比重序列为平稳序列，城镇居民可支配收入比重序列不平稳，但经过一阶差分后平稳，因此变量一阶单整，满足协整检验的前提。

协整检验的两种结果均显示，系统变量间存在1个协整关系，表明产业结构变动与收入结构之间互为联动效应，长期来看具有平稳关系，同时也说明VAR模型合理。

为了解变量间相互影响关系和影响特性，观察其脉冲响应函数，描述的是VAR模型中一个内生变量的冲击，给其他内生变量所带来的当前和未来的影响。

广义脉冲响应函数图的曲线为收敛，印证了构建的二元VAR（2）模型是稳定的，从而保证广义脉冲响应函数方法和方差分解的结果具有可靠性。

（三）城乡居民收入增长与城镇化的关系

近年来，江苏城镇化进程加快，城镇化水平从1993年的24%上升到2012年的63%。城镇化水平受多种因素互相影响，其中，经济发展与居民收入水平应最直接。计算表明，城乡居民收入与城镇化比率呈高度正相关关系，相关系数高达0.914361和0.909390，说明城镇化比例提高有利于增加城乡居民收入。选取DCZL为因变量，DYCSRL或DYNSRL为自变量，分别进行回归，再检验回归残差的平稳性。城镇化增长速度与城乡居民收入增长率存在协整关系，表明两者之间长期均衡关系。估计结果表明，城镇化增长速度不仅取决于城乡居民收入增长速度的变化，还取决于上一期城镇化增长速度对均衡水平的偏离，误差项的估计系数为负，体现了对偏离的修正，上一期偏离越近，本期修正的量就越大，也就是说系统存在误差修正机制。

二、居民消费与经济增长

消费作为社会再生产循环的起点和终点，是拉动经济增长的原始动力。近30余年来，江苏消费呈现“规模扩大、速度较快、结构优化、层次提升”的良好发展态势，消费需求对经济增长的贡献度显著增强。

（一）居民消费演进特征

1.居民消费支出持续增长。2002-2012年，江苏省城镇居民年人均消费支出由6043元增加到18805元，年均增长10.9%；农村居民年人均消费支出由2704元增加到8655元，年均增长12.3%。农村居民年人均消费支出增速高于城镇居民1.4个百分点。城乡居民年人均消费支出比由2003年的2.48∶1缩小到2012年的2.18∶1，呈现逐年缩小态势。

2.居民消费率仍有上升空间。2002－2012年，全省年均最终消费率为42.4%，居民年均最终消费率为28.7%。2011年江苏居民最终消费率为27.6%，2012年为28.5%，与发达国家和地区比仍有较大差距。

3.居民消费结构优化。一是恩格尔系数呈下降态势。近10年，江苏城乡居民恩格尔系数逐步走低，2002-2012年，城镇居民恩格尔系数下降2.9个百分点，农村居民下降4.0个百分点，两者间差距由2003年的3.1缩小为2012年的2.0。二是居民消费转型升级。2012年，江苏城镇居民人均消费支出为18825元，农村居民消费支出为8655元，城乡居民八大类生活消费支出全面增长。其中，服务性支出稳步攀升，居民生活质量进一步提高。城镇居民人均服务性消费支出5152元，增长16.2%。消费支出重点集中在交通和通讯，城镇居民及农村居民人均消费支出分别为2690元、1088元，增长18.9%和18.7%。食品类消费支出增速趋缓，总体呈下降态势。

（二）居民消费与经济增长的关系

1.江苏居民收入增加对消费的影响。影响居民消费的因素有很多，如收入、财产、利率、习惯等。根据凯恩斯理论，在影响消费的各种因素中，收入是具有决定性意义的因素。由方程可知：1993-2012年间，江苏省城镇居民自发消费为1075.8元，边际消费倾向为0.59，即收入每增加1元，城镇居民消费增加0.59元；农村居民自发消费为-79.8元，边际消费倾向为0.73。城镇居民自发消费高于农村居民，得益于城镇居民的收入和保障水平较高，自发消费能力较强。农村居民边际消费倾向高于城镇居民，则是由于农村居民的消费是生存性消费，多为刚性支出，符合上文农村居民平均消费倾向高于城镇居民的实际。

边际消费倾向越高，投资乘数效应越大，对经济增长拉动作用越明显。目前江苏所处发展阶段，促进农村居民消费对拉动经济增长的贡献高于城镇居民。

2.劳动报酬、利润收入对江苏居民消费影响。根据Bhaduri and Marglin（1990年），后凯恩斯消费函数模型，建立模型：HC=a+c1×CE+c2×OS（为取数方便，模型中的工资性收入和利润收入分别采用收入法，计算GDP中的劳动报酬和营业盈余数据），式中：HC代表居民消费支出，CE代表工资性收入，OS代表利润收入。利用1992-2013年《江苏统计年鉴》数据建立两个模型。

由模型可知：一是劳动者报酬对居民消费具有显著正效应。劳动者报酬收入的消费弹性系数为0.8089，即劳动报酬每增加1%，居民消费平均增加0.8089%。而利润收入对居民消费的影响不显著，其弹性系数仅为0.1286。二是劳动者报酬收入对促进消费的长期影响明显高于短期影响。劳动报酬收入的短期消费弹性系数为0.6501，比长期消费弹性系数少0.16。说明提高劳动者报酬，刺激居民消费水平提高长期比短期内效果好，应该建立长期收入正常增长机制。

根据1992-2012年统计数据，江苏劳动报酬的平均边际消费倾向为0.72，即劳动报酬每增加1亿元，居民消费会增加0.72亿元；利润的平均消费倾向为0.37。劳动报酬的平均消费倾向比利润收入的平均消费倾向高0.35，表明在一定的国民经济收入总量之内，如果1亿元的利润收入转化为劳动报酬，可增加居民消费0.35亿元。即：增加劳动报酬收入，对促进居民消费的作用要大于增加利润收入对促进居民消费的作用。

3.居民消费与经济发展的关系。居民消费是拉动经济增长的内生动力，但相比消费总量的扩张，消费结构的变动不仅体现消费水平增长，更说明消费增长质量变化，能体现消费与产业结构、经济增长的相互影响。由于农村居民消费层次、市场化程度相较城镇居民而言不高，有关文献研究显示：农村居民消费结构变动与产业结构度的关联度不高。因此本部分选择城镇居民作为对象，运用向量自回归VAR模型研究消费结构变动与产业结构、经济增长间的关系。

为便于获取数据，选取城镇居民恩格尔系数（CEC）表示城镇居民消费结构变动的代表变量，选择第二、第三产业比重之和（S）代表产业结构变动的变量，选取以1992年为基期的GDP 指数作为反映经济增长（GDPI）的代表变量。其中CEC为因变量，S、GDPI为自变量。对所有数据取对数，分别用LnCEC、LnS、LnGDPI表示。

（1）ADF检验。ADF 检验结果显示：LnCEC、LnS、LnGDPI都存在单位根，而其二阶差分序列是平稳序列。

（2）协整关系检验。采用扩展E－G检验法对LnCEC与LnS、LnGDPI之间进行OLS 回归，对方程残差的检验结果显示方程残差均不存在单位根，表明LnCEC与LnS、LnGDPI之间存在长期的协整关系，由方程可得出结论：一是城镇居民消费结构与经济增长存在相关关系，即经济增长每变动1个百分点，城镇居民消费结构反向变动0.1128个百分点。二是城镇居民消费结构与产业结构存在负相关关系，即产业结构每变动1个百分点，城镇居民消费结构反向变动4.1896个百分点。

（3）脉冲响应函数。利用VAR模型给LnCEC、LnS、LnGDPI一个广义脉冲。城镇居民消费结构对各变量冲击的脉冲响应函数，可以看出CEC对LNS的冲击响应较为强烈，6期前均为负向效应，在第2期时达到最大，从第6期时转向正向效应，在第8期时趋于平稳。CEC对GDPI的效应在第8期由正向转为负向。以上说明随着江苏经济增长及第二、第三产业比重的上升，城镇居民恩格尔系数逐步下降，消费由生存型向发展型、享受型转变。

（4）居民消费对经济增长的贡献。随着收入增加，恩格尔系数呈下降趋势，城镇及农村居民消费结构逐渐由温饱型向享受型过渡。

多元回归方程结果显示：居民消费八大项构成中，教育文化娱乐服务消费对经济增长的贡献最大，人均教育文化娱乐服务消费支出每增加1元，将直接拉动GDP增长0.9404亿元，其次是交通通信、居住及医疗保健。

三、对策建议

基于上述计量模型，分析江苏居民收入与经济增长，产业结构变动、城镇化变动的关系，居民消费与经济增长、居民收入与消费的变动特点及结构结果表明：

江苏经济发展转向质量型产业结构升级和创新型产业结构软化阶段。要从外需转为更多地依靠内需，从主要靠外延性增长转变成内涵性增长，从依靠外生动力发展转为依靠内生动力发展，同时随着江苏工业化、信息化、城镇化、市场化和国际化的深入发展，居民收入增长、消费需求扩大和经济转型升级将有更广阔的空间。为此，提出如下对策建议。