我国居民收入水平对社会消费品零售量的影响分析

丁伊丽

(西南大学 经济管理学院，重庆 400715)



我国居民收入水平对社会消费品零售量的影响分析

丁伊丽

(西南大学 经济管理学院，重庆 400715)

摘要：基于我国居民家庭人均可支配收入与人均社会商品零售总额间经济关系的理论，通过对1978—2013年的相关数据实证分析发现城镇居民家庭人均可支配收入增加会使人均社会商品零售总额减少；农村情况则刚好相反。造成这个区别的因素主要是：我国的城乡居民的消费观念存在较大的差异。通过模型分析也发现城镇、农村居民家庭人均收入就短期而言都存在宏观经济传导滞后关系。最后提出了促进我国经济健康持续发展的具体建议。

关键词：人均可支配收入；社会商品零售总额；关系研究

随着我国经济社会的发展与经济实力的增强，居民收入稳步上升，随着消费环境的逐步改善，居民的消费能力不断增强，理论认为居民消费能力的增强直接带动了社会消费品总额的发展[1]，所以实证分析研究社会消费品零售总额受居民消费水平的影响方式以及程度，对我国经济发展具有重要意义。

本文通过建立居民家庭收入与社会消费品零售总额的模型，分析居民消费水平对社会消费品零售量的影响幅度和作用，从而为政府应用提高居民收入水平、刺激消费从而促进经济发展的经济手段，提供一定的政策依据。

一、城乡居民家庭人均可支配收入分析

(一)数据来源

通过中国国家统计局网站收集了我国1980—2013年城镇居民家庭人均可支配收入(元)、城镇居民家庭人均可支配收入指数(1978年为100)、农村居民家庭人均纯收入(元)、农村居民家庭人均纯收入指数(1978年为100)、社会消费品零售总额(亿元) 、商品零售价格指数(上年=100) 和总人口数六个指标的数据[2]。

(二)数据处理

为了计算城市居民家庭人均可支配收入、农村居民家庭人均收入和社会消费品零售总额的实际水平，需要消除货币的通货膨胀因素，处理方法如下：

第t年实际城镇居民家庭人均可支配收入=第t年城镇居民家庭人均可支配收入(元)/城镇居民家庭人均可支配收入指数(1978年为100)

第t年实际的农村居民家庭人均纯收入=第t年农村居民家庭人均纯收入(元)/农村居民家庭人均纯收入指数(1978年为100)

第t年实际的社会消费品零售总额=第t年社会消费品零售总额/商品零售价格指数(基期为1978年的100)

第t年实际的人均社会消费品零售总额=第t年实际的社会消费品零售总额/第t年人口数

[注：第t年的商品零售价格指数(基期为1978年)=从1979年至第t年的价格指数(上年=100)的累积乘积][3]

(三)建立模型

1.实际城乡居民家庭人均可支配收入和人均社会消费品零售总额分析

对实际城市居民家庭人均可支配收入、实际农村居民家庭人均收入和实际人均社会消费品零售总额的各指标的统计特征进行了分析，结果见表1。

表1　各指标的统计特征

2.各指标的单位根检验

由于实际城市居民家庭人均可支配收入、实际农村居民家庭人均收入和实际人均社会消费品零售总额为时间序列数据，建立回归模型先要进行平稳性检验，见表2。

表2　各变量的单位根检验结果

注:s1为实际人均社会消费品零售总额; c1为实际城市居民家庭人均可支配收入; n1为实际人均社会消费品零售总额(元)。

检验类型(c,t,n)中c为带截距，t为带趋势项，n为差分阶数，滞后阶数由AIC、SIC准则决定。

根据检验结果可知：s1为二阶单整I(2)，c1为一阶单整II(1)，n1为二阶单整I(2)

3.协整检验[5]

用s1对c1、n1进行回归，回归方程为：

s1t=β0+β1c1t+β2n1t+β3t+μt

(1)

注：t取值为1978—2013

回归结果：

s1t=-388.23-5.64c1t+17.84n1t+102.37t+et

(2)

t值 (-3.42) (-8.94) (8.294) (4.936)

n=36R2=0.93DW=0.315F=143

对et进行Engel-Granger检验，检验结果：检验类型(c,t,0),ADF值为-3.81，显著水平0.05的关键值为-4.071，可知et为非平稳序列，3个变量之间不存在协整关系。

4.调整变量和单位根检验

表3　各变量对数的单位根检验结果[4]

分别对实际人均社会消费品零售总额(s1)、实际城市居民家庭人均可支配收入(c1)、实际农村居民家庭人均收入(n1)取对数，减少变量的变异，结果见表3。

令lgs1=log(s1),根据检验结果lgs1为一阶单整I(1)。

令lgc1=log(c1),根据检验结果lgc1为一阶单整I(2)。

令lgn1=log(n1),根据检验结果lgn1为一阶单整I(1)。

5.再次协整检验[5]

用s1对c1、n1进行回归，回归方程为：

lgs1t=β0+β1lgc1t+β2lgn1t+β3lgs1t-1+β4t+μt

(3)

回归结果：

lgs1t=3.275-0.563lgc1t+0.4987lgn1t+0.553lgs1t-1+0.046t+et

(4)

t值(2.836)(-3.19) (3.325) (3.945) (2.864)

n=35R2=0.9975DW=1.483

F=3095LM2=1.437

LM1=2.847ARCH=0.108

式(4)经检验各参数估计在显著水平0.05统计上显著，且不存在自相关和异方差。

对et进行Engel-Granger检验，检验结果：检验类型(0,0,0)， ADF值为-4.459，显著水平0.05带截距、趋势和2个变量的Engel-Granger检验关键值为-4.071，可知et平稳序列，3个变量之间存在协整关系。

6.建立误差校正模型

根据模型参数估计的显著性,建议以下模型:

Δlgs1t=α0+α1Δlgc1t-1+α2Δlgn1t-1+α3et-2+μt

(5)

et-1为(4)式中的估计残差，t为1979—2013

模型估计结果：

Δlgs1t=0.105+0.903Δlgc1t-1+0.752Δlgn1t-1

(6)

t值 (8.78) (-3.27) (2.67) (-3.13)

n=33R2=0.34DW=1.95s.e.=0.048F=5.014LM2=0.225

LM1=0.006ARCH=0.0012

(6)式结果显示，在0.05的显著水平的估计参数的检验显示均统计上显著，且不存在自相关和异方差。

二、结论及建议

(一) 结论

1.实际城镇和农村居民人均收入与实际人均社会商品零售总额的长期均衡关系

lgs1t=3.275-0.563lgc1t+0.49871lgn1t+0.553lgs1t-1+0.046t

从估计模型看，增加城镇居民家庭人均可支配收入会减少人均社会商品零售总额，看似与经济理论相违背，但这与我国城镇居民重储蓄有关。我国社会福利和保障水平不高，教育、医疗、住房和养老等让城镇居民家庭担心未来将要有较大的支出，因此，城镇居民家庭在必需的日常开销之后的收入，也主要用于储蓄，而不是消费。甚至可能在收入增加后，使得原来无法支付的大额消费有了支付的可能，比如孩子出国留学、买更大更多的房子、出国旅游等等，于是削减现时支出或国内支出，以致出现城镇人均收入增加1%而人均社会商品零售总额减少0.563%的状况。

增加农村居民家庭人均收入可以增加人均社会商品零售总额。由于我国长期存在的“城乡二元结构”导致城乡居民的消费观念存在较大的差别。首先，农村居民在教育方面的投入远低于城镇居民，一是条件限制，二是观念不同；其次，农村居民房子是在集体所有的在基地上建造，其拥有成本远低于城市居民；再者，农村居民养老主要靠代际养老的方式。因此，农村居民对未来资金需求的压力要略小于城市居民。更主要的原因在于绝大部分的农村居民收入较低，当收入增加时，其主要用于满足生活需要的支出。增加农村居民家庭人均收入1%可以增加人均社会商品零售总额0.4987%。

除了收入原因，人均社会商品零售总额的变化还受到其上一年变化的影响，上一期增长1%则当年人均社会商品零售总额增长0.553%。

2.实际城镇和农村居民人均收入与实际人均社会商品零售总额误差修正模型

从模型看，城镇居民家庭人均可支配收入、农村居民家庭人均收入就短期而言都存在滞后关系。即人均收入的变化不影响同期的人均社会商品零售总额的变化，当年的收入变化会影响下一年的人均社会商品零售总额。

误差修正项的参数估计为负，说明长期均衡对于短期的偏离具有自动校正功能，但也存在滞后一年的现象，即不会马上校正下一年的偏离，而是校正第三年的偏离，这与宏观经济传导的滞后有关。

(二)建议

要使我国经济健康持续发展，必须调整经济结构，改变过度依赖于投资增长的经济增长模式，不断增加消费在国民经济中的比重，扩大内需增长点，建议从以下几方面着手。

1.不断提高居民的社会福利水平

不断提高居民的医疗、住房、养老保障水平，使得绝大部分居民病有所医、居有所住、老有所养，消除居民的后顾之忧，减少储蓄比重，变未来支出为现时支出，增长现时消费，增加内需，促进经济发展。

2.不断提升国内的商品和服务质量

通过制定和实施更加完善的商品和服务标准和规范，提升国内商品和服务的质量，使得国内居民愿意在国内购买商品和服务，将现阶段在国外旅游、购物和教育的支出转移到国内。

3.逐步增加农村居民家庭人均收入

逐步增加农村居民家庭人均收入，不仅有利于增加人均社会商品销售总额，增加内需，而且有助于改变我国长期存在的“二元结构”，有助于逐步解决社会公平问题，从而促进我国经济的良性发展。

4.注重经济传导和作用的滞后问题

在采取经济手段如增加农村居民收入促进消费或等待消费的自动校正时，要注重经济传导和作用时的滞后问题，避免刺激过度或采取反向的经济手段，造成政策的副或负作用，从而导致不必要的人为的经济波动。

[参考文献]

[1]高鸿业.西方经济学(宏观部分)第四版[M].北京:中国人民大学出版社,2008：12-13.

[2]苑小丰,范辉.城乡收入差距对消费需求影响研宄[J].财经问题研究,2010(6):15-20.

[3][美]多恩布什,费希尔,斯塔兹,等.宏观经济学第一版[M].北京:中国人民大学出版社,2001：30-37.

[4][美]古扎拉蒂.计量经济学(下)[M].北京:中国人民大学出版社,2000:713-722.

[5]张晓桐.计量经济分析[M].北京:经济科学出版社,2000:384-293.

[6]张云玲. 中国居民消费计量模型研究与实证分析[D]. 北京：首都经济贸易大学，2007.

[7]王佳,刘光虎. 我国城镇居民收入差距对消费倾向影响的经济学分析[J]. 商场现代化, 2007(01Z):19-20.

[8]范天珍.河北省城乡居民收入分配差距与消费倾向的实证研 [J].经济论坛,2010(9):82-85.

[9]陈斌开.收入分配与中国居民消费——理论和基于中国的实证研究[J].南开经济研究,2012(1):33-49.

[10]方福前,张艳丽.城乡居民不同收入的边际消费倾向及变动趋势分析[J].财贸经济,2011(4):22-30.

[11]周静,郑童中,何佳晓.重庆市城乡居民收入分配与消费需求的实证分析[J].价值工程,2008,27(6):17-19.

The Impact Analysis of Residents′ Income Level on

Total Volume of Retail Sales

DING Yili

(College of Economics and Management,Southwest University,Chongqing 400715,China)

Abstract：Based on the theory of economic relationship between urban resident per capita disposable income and total retail sales per capita, the empirical data analysis for 1978—2013 showed that the increase of per capita disposable income of urban households will reduce the per capita total retail sales of social commodities. However the rural situation is just the opposite. This difference is mainly caused by the factors: The two variety of residents′ consumption concept have significant differences. Module analysis also found that urban and rural residents per capita income of short term both have macroeconomic conduction lag. Finally detailed proposals for the sustainable and healthy development of our country′s economy are put forward.

Keywords：per capita disposable income;total volume of retail sales;relationship research

DOI:10.3969/j.issn.1004-390X(s).2015.02.011

作者简介：刘娟(1981—)，女，云南红河人，讲师，主要从事汉语国际教育研究。

基金项目：云南省教育厅科学研究基金项目(2013Y452)。

收稿日期：2014-09-03修回日期:2014-10-20网络出版时间：2015-04-0210:41

中图分类号：F 71

文献标志码：A

文章编号：1004-390X(2015)02-0048-04