市场化进程对城镇居民消费的影响——2008-2013年省级面板数据的证据

(北京工商大学经济学院 北京 100048)

一、引言和文献综述

凯恩斯的绝对收入假说认为，在短期中，收入与消费是相关的，即消费取决于收入，消费与收入之间的关系也就是消费倾向。在此基础上，我们试图引入市场化进程的因素来分析城镇居民人均消费支出和人均可支配收入的关系。

各地区市场化进程不同步,会加大地区之间的收入分配差异。阎大颖(2007)[1]研究发现市场化对提高各地区城乡居民的收入均有至关重要的促进作用。Yang(1999)[2]、Yao和Zhang(2001)注意到随着中国市场化深入,劳动力和要素的跨区域流动加大了地区之间收入的差异。倪青山(2005)以劳动力跨部门流动模型证明,在劳动力流动性不断增强的市场化改革过程中,早期收入分配的不均等程度可能会上升,一定时期后收入差距会逐步缩小[3]。

影响城镇居民消费支出的主要因素是城镇居民的可支配收入。褚晓琳(2013)实证检验北京市城镇居民消费与可支配收入的数量关系以及城镇居民边际消费倾向的动态变化[4]。李宝仁(2007)研究北京市居民消费行为发现，影响人们当期消费最主要的因素是收入,但同时消费也受国家政策等因素的影响,收入水平和增长速度直接影响消费需求的增长,进而也会影响整个经济增长的速度[5]。

本文采用Hansen提出的门槛面板模型(Panel Threshold Model)对数据进行自动识别来确定门槛值，从而对不同市场化进程下城镇居民人均可支配收入和城镇居民人均消费的关系给出回答[6]。本文的结构安排如下：第二部分简要说明本文采用的计量方法以及模型的构建；第三部分为实证结果并进一步分析；最后予以总结。

二、模型的设定以及估计方法

(一)样本、变量和数据

本文利用我国2008到2014年的30个省级面板数据，去除了西藏，对市场化进程、城镇人均可支配收入以及城镇人均消费支出三者之间的动态关系展开计量分析，以期发现有价值的结论。市场化进程的数据通过樊纲等所著《中国分省份市场化指数报告(2016)》获得，城镇居民人均消费、城镇人均可支配收入等通过查阅各年《国家统计年鉴》获得。

下面是变量说明以及变量的描述统计

城镇居民人均消费支出(uacit)。主要衡量城镇居民用于日常生活的所有支出，本文以各地区城镇居民平均每人全年的消费性支出作为被解释变量进行研究。

城镇居民人均可支配收入(uaiit)。主要衡量城镇居民的收入情况，本文以各地区城镇居民平均每人全年的可支配收入作为解释变量之一进行研究。

市场化指数(marketit)。关于市场化程度，国内学者从不同角度进行了研究，本文主要以樊纲和王小鲁等(2016)《中国各省份市场化指数报告(2016)》中的市场化指数为依据，将其作为门限变量进行研究。相关变量的描述统计见表1：

表1 变量的描述性统计

数据来源：2009-2015年《国家统计年鉴》以及樊纲等编制的《中国各省份市场化指数报告(2016)》

(二)计量模型的构建及估计方法

根据传统的经济理论，影响消费支出的因素主要是收入，尤其是可支配收入。同时将市场化进程作为门限变量研究对消费支出的影响，建立的计量模型如下：

uacit=μit+α1uaiitI(market≤γ)+α2uaiitI(market>γ)+εit

(1)

其中，i代表地区，t代表年份，α1，α2均为待估计参数。uacit表示城镇居民人均消费支出，uaiit表示城镇居民人均可支配收入，marketit表示相应的市场化指数作为门限变量，γ为特定的门限值，I(•)为指标函数，μit为个体效应，是一些不可观测的因素，εit～N(0,σ2)为随机干扰项。

(2)

进而我们可以将上式(2)表示成为矩阵形式：

uac*=X*(γ)α+ε*

(3)

对于给定的γ值，可以用OLS方法估计(3)式得到β的估计值：

α(γ)=(X*(γ)′X*(γ))-1X*(γ)′uac*

(4)

相应的残差平方和为：

(5)

(6)

得到参数估计值后，需要进行两个方面的检验：一个是门槛效果是否显著，二是门槛的估计值是否等于其真实值。第一个检验的原假设H0:α1=α2，检验统计量为：

(7)

(8)

以上是只存在一个门槛的情况，从计量经济学的角度看，可能存在多个门槛，这里简要说明双重门槛，其基本模型为：

uacit=μit+α1uaiitI(market≤γ1)+α2uaiitI(γ1

+α3uaiitI(market>γ2)+εit

(9)

三、实证结果和分析

利用Stata14.0对模型进行估计。首先，确定门槛个数，以便确定模型的基本形式：依次在无门槛、单一门槛和双门槛的设定下进行估计，得到的F统计量和Bootstrap重复抽样得到的P值和临界值见表2：

表2 门槛效果检验

注：(1)P值和临界值均为Bootstrap反复抽样300次得到的结果。

(2)***、**、*分别代表在1%、5%、10%的水平下显著。

单一门限的P值为0.027，双重门限下的P值为0.017，均在5%的显著水平上成立。因而模型存在双重门限。门槛的估计值和95%的置信区间列于表3。

表3 门槛值的估计结果

并且借助图1和图2似然比图可以更直观的了解门槛回归的结果。

图1 第一个门限的似然比图 图2 第二个门限的似然比图

门槛参数的估计值是似然比估计LR为零时γ的取值，在这个双重门槛模型中为6.090和3.430。以第一个门槛估计值为例，其95%置信区间是所有 LR值小于 5%显著水平下的临界值(对应图中虚线)的γ构成的区间。可以根据这个临界值将回归模型分成三段，其一是市场化指数大于6.090；其二是市场化指数在[3.430,6.090]；其三是市场化指数小于3.430。门限回归得到相应的模型估计结果如下表4：

表4 门限回归得到的估计参数结果

因而可以通过这两个门槛值将市场化程度分为三类，第一类是高市场化程度(marke t ≥6.090)，第二类是中等市场化程度(3.430 < market ≤6.090),第三类是低市场化程度(3.430 ≤market)。各年份不同市场化程度区间的地区数量分布如表5：

表5 不同年份各区间内地区个数

通过对表5的分析可以发现，低市场化的地区较少，处于高市场化水平的省份逐年增加，中度市场化水平的地区逐步转化为高市场化的地区，可以说我国市场化改革不断取得进步。

不同市场化程度下城镇居民消费支出和城镇居民人均可支配收入的均值比较，见表6：

表6 不同市场化程度支出和可支配收入的均值比较

通过分析可以发现，高市场化程度的城镇居民人均消费支出和人均可支配收入显著高于中低市场化程度的地区，同时中低市场化程度地区的城镇军民人均消费支出和人均可支配收入相差不大。

按三个不同市场化程度，分段进行了三次面板数据的稳健性回归，得到的估计结果如下表7：

表7 回归结果

注：(1)t statistics in parentheses

(2)* p < 0.05,** p < 0.01,*** p < 0.001

以上回归结果不同于门限回归中直接得到的结果有所不同，但也能够说明一些问题。首先，高市场化程度地区随着城镇居民人均可支配收入增加1元，城镇居民人均消费支出增加0.582元，也即城镇居民人均消费率，高市场化程度地区主要分布在东部沿海以及四个直辖市。同时一个比较鲜明的对比是，低市场化程度地区的城镇居民人均消费率为0.789，显著高于高市场化程度的城镇居民人均消费率。当其与中市场化程度地区的城镇居民消费率0.491相比时，中低市场化程度地区的人均消费支出和人均可支配收入相差不是很明显，但是城镇居民消费率却出现显著的不同。低市场化程度的观测样本分别是2008-2013年的青海和2010-2013年的新疆共10个，样本容量小估计的结果可能有所偏差。

四、结论及政策建议

市场化改革对于我国居民消费有着重要的影响。文章以2008-2013年各省市自治区的30个样本实证研究，得到如下的结论：结合对高市场化程度地区的样本和低市场化程度地区的样本比较，发现各地区我国市场化程度呈现由东部向中西部逐渐降低的趋势，一方面是由于各地区地理位置的因素，另一方面也是由于我国市场化改革进程和政策的原因。同时高市场化程度地区的城镇居民人均消费支出和人均可支配收入都是远高于中市场化程度地区和低市场化程度地区，可以发现市场化程度对我国城镇居民人均消费和人均可支配收入的地区间差异有一定的影响。加快推进地区市场化进程，尤其是西部地区市场化进程的建设，是必要的，这对于提高西部地区城镇居民生活水平有着重要的作用。