城乡收入差距对居民基本消费需求的动态影响——基于ELES模型与VAR模型的实证分析

郑浩天，刘仙梅

(1.内蒙古财经大学 财政税务学院，内蒙古 呼和浩特 010070；2.内蒙古财经大学 继续教育学院，内蒙古 呼和浩特 010070)

一、引言

改革开放以来，我国GDP实际增速持续高于世界平均增速。而伴随着我国经济的高速增长，居民收入分配差距也在不断扩大。据学者测算，自2003年起我国基尼系数就超越0.4的国际警戒线，成为世界上收入差距较严重的国家之一[1]。收入是消费的决定性因素，而消费又影响着经济发展。作为拉动经济增长的“三驾马车”之一，国内消费需求自2000年以来就表现出萎靡不振，居民消费率的持续走低已经严重影响到我国经济增长的持续性与稳定性[2]。面临外需市场萎缩与我国经济内需提振等诸多难题，党中央多次提出要构建“以国内大循环为主体”的新发展格局，把扩大内需作为我国经济发展的出发点和落脚点。因此研究收入差距对居民消费需求的影响，对推动我国经济发展模式向“消费驱动型”转变具有重要的现实意义。

收入差距对居民消费的影响一直是经济学经典理论所关注的焦点。Keynes提出的绝对收入假说就认为当期收入决定当期消费，边际消费倾向与平均消费倾向随收入增加而递减，因此收入差距的扩大所导致的平均消费倾向下降会拉低居民总体消费需求[3]。Dusneberry提出的相对收入假说认为收入对消费水平的影响存在“示范效应”，出于对社会地位以及高消费“显贵”标签的追求，收入差距的扩大会引致低收入群体消费需求的增加，进而增加社会消费总量[4]。Modigliani的生命周期假说则认为消费者会依据自己一生的收入状况来平滑各期的消费支出，居民的边际消费倾向在长期来看是稳定的，因此收入分配状况并不会影响到总消费[5]。Campbell和Mankiw将凯恩斯消费函数与“理性预期—持久收入假说”相结合，提出“λ假说”，将消费者划分为两类，分别按现期收入和持久收入做出消费决策，并认为收入差距的扩大会分别通过消费和遗赠倾向来减少两类消费者的消费需求[6]。自20世纪90年代以来国内收入差距不断扩大以及消费需求长期不足[7]，我国学者也陆续对此问题进行分析，但大多都是基于西方消费理论框架内收入差距与消费需求的关系探讨，得出的结论也各有不同。在理论分析方面，一部分研究认为收入差距的扩大会抑制消费需求[2，8]，也有研究认为平均消费倾向并不是关于收入的单调递减函数，收入差距对总消费的影响呈“马鞍状”[9]。在实证研究方面，国内外学者的研究结论都表示收入差距会影响消费需求，但两者之间的大小与方向关系并未达成一致意见。大多数研究都认为收入差距的扩大会抑制消费需求[7，10]。部分研究认为收入差距则会促进居民消费[11,12]。也有研究发现收入差距对消费需求的影响是有条件的非线性关系[13,14]。

以上研究丰富了收入差距与消费需求两者间的关系认知，得到的结论可表述为：收入差距影响消费需求，但其影响方向、大小以及其作用机制并无定论。作为世界第二大经济体，我国收入差距异质性较大，但我国二元经济特征明显，据研究表明，城乡收入差距对我国居民总体收入差距的贡献度最高，从国际间的比较来看，我国甚至可能为世界上城乡收入差距最大的国家[15]，以城乡收入差距为分析对象更能反映我国的收入差距特征。另外，消费需求可分为基本(满足生活需要)与非基本(享受型、发展型消费)两类，现有研究大多集中于对总消费的分析，而基本消费需求作为居民实现再生产的消费保证，在总消费中占有特殊地位[16]。2020年中央经济工作会议上提出“六保”新任务，其中的保基本民生就暗含着保障基本消费需求底线，因此以基本消费需求为问题出发点更具有现实意义。结合以上两点论述，城乡收入差距对我国居民基本消费需求是否存在影响？影响程度有多大？本文利用1990-2019年连续30年的时间序列数据，通过ELES模型估计各年份居民人均基本消费需求量，并在此基础上构建向量自回归(VAR)模型，从动态角度出发对我国城乡收入差距与居民基本消费需求的关系进行实证研究，以期为我国经济转型时期的政策调整提供实证依据。

二、数据来源与变量测算

(一)变量选取与数据来源

本文选取居民基本消费需求、城乡收入差距与人均收入水平三个变量进行实证分析。(1)居民基本消费需求变量(用BC表示)。本文选用人均基本消费支出绝对量作为居民基本消费需求的代理变量，并通过ELES模型测算。(2)城乡收入差距变量(用D表示)。本文以相对收入差距指标泰尔指数作为城乡收入差距的代理变量，并运用绝对收入差距指标城乡人均收入比值来检验城乡收入差距计算结果的稳健性。(3)人均收入水平变量(用Y表示)。为与城乡收入差距和居民基本消费需求两者间的长短期均衡关系形成对比，并计算居民基本消费需求的长短期收入弹性，引入人均收入水平变量。根据我国现行的统计体系，以居民家庭人均可支配收入来衡量人均收入水平。

本文变量测算与实证分析所使用数据源于1990—2019年《中国统计年鉴》我国29个省份(重庆与西藏数据缺失)连续30年的时间序列数据。计算居民基本消费需求与人均收入水平两个绝对指标时所用数据均使用以1990年为基期的CPI进行平减，以消除物价波动和通货膨胀的影响并使各期数据具有可比性。同时为避免“伪回归”的出现并保障研究结论的稳健性，对人均基本消费支出量与人均收入水平作对数化处理，分别记为lnBC和lnY。

(二)变量测算与数据描述

1.泰尔指数

泰尔指数因其可分解性，能有效衡量组内收入差距和组间收入差距对总收入差距的贡献。应本文研究需要，选用组间泰尔指数衡量城乡间收入差距，组间泰尔指数(以下称“泰尔指数”)的测算方法如(1)式。其中yi表示第i组收入总和，y表示总收入，pi表示第i组人口总和p表示总人口。

(1)

根据式(1)计算出1990-2019年泰尔指数，并与同时期城乡人均收入比值绘制于一张图中，以准确分析城乡收入差距的变动趋势，见图1。从图1可看出，无论以泰尔指数还是城乡人均收入比值为衡量的城乡收入差距均呈现“M型”的走势。

图1 1990—2019年泰尔指数与城乡人均收入比值趋势图

2.人均基本消费支出量

各年份居民基本消费支出量借鉴Lluch提出的扩展线性支出系统(ELES)模型进行测算。该模型假定居民个体对各类商品及服务的消费需求量取决于自身收入水平以及商品价格，且各类商品及服务的消费需求量均可划分为基本消费需求和超额消费需求两类。ELES模型可具体表述为：

(2)

(3)

Vi=ai+bi×I+μi

(4)

(5)

根据式(5)再结合(4)式所得各类商品或服务的参数估计值ai和bi就可估计出各年份我国人均居民基本消费支出估计量。因年份较多，本文仅以2019年为例展示回归结果，见表1。

表1 人均基本消费支出量ELES参数估计值(2019年)

从表1可以看出，居民各类商品或服务消费ELES模型的F值均在1%的置信性水平下通过显著性检验，各模型均整体显著，说明居民年人均可支配收入会对各类商品或服务的消费支出有显著影响。由t检验可知，除其他用品及服务的ai值不显著外，其他参数估计量均显著。另外，各类商品及服务回归方程的可决系数R2均在0.86以上，说明居民各类商品或服务消费支出的86%变化可由居民年人均可支配收入变化所解释。基于上述估计方式，可计算出1990—2019年各年份人均基本消费支出量对数值以及居民基本消费占比(以人均基本消费支出占人均GDP比重来衡量)，详见图2。

从图2可看出，在样本区间内我国人均基本消费支出的绝对量呈现“短期小幅波动，长期稳定上升”的趋势，说明随着经济发展水平提升，人民生活逐渐变得富裕，居民基本消费需求的绝对量也在不断增长。而基本消费占比在样本期内却大致呈现出与城乡收入差距变动相反的“W型”走势。这种相对变动趋势是否说明城乡收入差距与居民基本消费需求存在一定联系？下文对此进行实证研究。

图2 1990—2019年基本消费支出量与基本消费占比趋势图

三、实证分析

传统的计量模型均假定变量是平稳的，而基本消费需求与城乡收入差距均属于非平稳的时间序列数据，简单的回归分析虽会发现存在显著关系，但事实上仅是因为共同的时间趋势项所导致的。为避免“伪回归”现象的出现，本文采用向量自回归(VAR)模型来研究城乡收入差距对居民基本消费需求的影响。

(一)VAR模型确定

VAR模型不带有任何事先约束条件，也不拘泥于经济理论分析框架。它采用多方程联立的形式，将系统中每一个内生变量作为所有内生变量的滞后值的函数来建立模型，从而基于数据的统计特征来分析联合内生变量间的动态均衡关系。本文研究城乡收入差距对基本消费需求的影响，并引入人均收入水平作为对比，因此构建的VAR模型包含lnBC、D和lnY三个变量。在VAR建模时，需要确定变量的滞后阶数。通过综合考虑AIC和BIC信息准则，确定VAR模型的最优滞后阶数为2阶。

(二)变量的平稳性检验

VAR模型要求所用经济数据为平稳时间序列，本文采用ADF检验法来检验各变量是否为单位根过程。通过各变量的时间序列图可知，三个序列均在偏离0的初始位置开始随机变动，因此在检验时均应加入截距项。另外，人均基本消费支出量对数与人均收入水平对数序列随时间有明显的变化趋势，而泰尔指数的变动趋势并不明显且较不光滑，因此对人均基本消费支出量对数与人均收入水平对数序列添加时间趋势项，单位根检验结果见表2。从表2可看出，人均基本消费支出量、泰尔指数以及人均收入水平的原时间序列均大于各个显著性水平下的临界值，为非平稳序列。但经过一阶差分后各序列的ADF统计量均小于对应的临界值水平，因此各变量的一阶差分序列均满足平稳性条件，可进行协整分析并构建VAR模型。

表2 单位根检验结果

(三)协整检验

虽然各变量均为非平稳一阶单整时间序列，但多个同阶单整变量之间仍有可能因某种经济力量而存在长期均衡关系，即协整关系，接下来就对三个变量之间是否存在协整关系进行检验。对于本文三变量间协整关系检验，采用相对更简单且更有效率的Johansen极大似然检验法，检验结果见表3。

表3 Johansen多元协整检验结果

从检验结果可看出，无论迹检验还是最大特征根检验均显示可在5%的显著水平上接受“协整秩为1”的原假设，说明VAR模型的协整秩为1，存在一个线性无关的协整向量，即人均基本消费支出量、泰尔指数与人均收入水平三者间存在长期均衡关系。经过标准化的协整方程如下：

lnBC=0.852-0.014D+0.328lnY

(6)

(0.034) (0.275)

其中，括号内数字为对应系数估计标准差。从估计系数可看出，城乡收入差距与居民基本消费需求负相关，而人均收入水平与居民基本消费需求正相关。具体而言，在长期，泰尔指数每增加一个百分点，人均基本消费支出量会减少0.014个百分点。居民人均收入每增加一个百分点，人均基本消费支出量会增加0.328个百分点，即基本消费需求的长期收入弹性为0.328。说明在长期内城乡收入差距的扩大仅会微弱地降低居民基本消费需求，而人均收入水平的提升则有利于促进居民基本消费且影响程度相对较大。

(四)向量误差修正(VEC)模型

协整检验证明了城乡收入差距、人均收入水平与居民基本消费需求三者之间存在长期均衡关系，那么三者之间是否也存在短期动态关系？本文在协整模型的基础上构建向量误差修正模型，以检验城乡收入差距与人均收入水平对居民基本消费需求的短期影响。由于VEC模型对应的滞后期为VAR模型一阶差分的滞后期，故本文VEC模型对应的滞后阶数为1阶。协整方程(6)式所对应的向量误差修正模型可表述为：

ΔlnBC=λecmt-1+Φ1ΔlnBCt-1+Φ2ΔDt-1+Φ3ΔlnYt-1+μt

(7)

其中λecmt-1为误差修正项，它反映变量间的长期均衡关系对基本消费需求的短期变化所产生的调节效应。居民基本消费需求的向量误差修正模型估计结果见表4。

表4 向量误差修正模型的回归结果

从估计结果来看，误差修正项ecm的系数为负且在1%的置信水平下显著，意为当变量间的短期波动偏离长期均衡状态时，系统将以-0.048的调整力度将非均衡状态拉回长期均衡状态，且从误差修正项系数的绝对值来看，基本消费需求的短期波动较小。在短期内各变量对居民基本消费需求影响的方向相同，但大小不同。人均收入对数的回归系数为正且显著，说明短期内人均收入水平增加能显著扩大居民基本消费需求。这一结果符合Keynes绝对收入假说，当期收入的增加会提升当期消费能力，这其中也包括对短期内基本消费支出量的刺激。另外，结合上文协整方程的估计系数可看出，基本消费需求的短期收入弹性为0.282，小于0.328的长期收入弹性，这一结果也符合Friedman持久收入假说的理论预期。泰尔指数的回归系数为正且在10%的置信水平下显著，说明城乡收入差距的扩大在短期内会促进基本消费需求。在短期这一结果符合我国国情，也符合“先富带动后富”的思想。我国二元经济特征明显，城乡居民的消费行为呈阶梯特征，消除这一差距并实现城乡各阶层群体的消费行为同步发展是一个艰难且漫长的过程。让一部分人先富起来可以增加富人的基本消费需求，同时通过“示范效应”刺激其他人转变其消费行为以及方式，进而拉动全体居民的基本消费需求。结合上文协整检验所得到的长期负向影响结果，城乡收入差距对基本消费需求的短期促进作用相对较大且影响方向相反。因此可初步认为，城乡收入差距对居民基本消费需求的影响呈倒U型，城乡收入差距的短期扩大会刺激居民基本消费，长期内则会产生负向影响，且城乡收入差距的短期“示范效应”更为强烈。说明尽管短期内城乡收入差距的扩大会增进基本消费需求，但缩小城乡差距仍是大势所趋，这也意味着城乡收入差距的先增后减均有利于刺激居民基本消费需求。

(五)Granger因果关系检验

协整检验证明了居民基本消费需求、城乡收入差距与人均收入水平三者间存在长期均衡关系，这只是从三者间的数量关系上得到的结论，并不能确定“谁引起谁变化”，接下来进行Granger检验以进一步分析变量间的因果关系。检验结果见表5。

表5 Granger因果检验结果

检验结果表明，城乡收入差距与人均收入水平是居民基本消费需求变动的Granger原因，反之，居民基本消费需求仅是城乡收入差距变动的Granger原因，而对人均收入水平并无显著影响。对于城乡收入差距与居民基本消费需求的双向因果关系，可能的解释为：长期内城乡收入差距的扩大会抑制农村居民的基本消费需求，进而加剧城乡基本消费差距。基本消费需求作为居民家庭实现再生产的消费保证，反过来又会影响到农村居民人力资本积累的积极性以及居民整体的消费结构，农村居民增收能力的减弱以及产业间分配结构的调整又进一步拉大城乡收入差距。

(六)脉冲响应函数与方差分解分析

协整检验以及向量误差修正模型说明了城乡收入差距、人均收入水平与居民基本消费需求存在长短期均衡关系，为了更好地刻画三者之间的动态关系特征，接下来本文采用脉冲响应函数进行分析。如图3所示。

图3 脉冲响应函数图

从图3可知，城乡收入差距与人均收入水平对居民基本消费需求的动态影响与前文分析基本一致。长期来看城乡收入差距对居民基本消费需求的影响为负且程度较小，但在短期内对居民基本消费需求的影响为正且存在滞后效应。面对城乡收入差距的一单位新息冲击，居民基本消费需求会在前3期内产生正向响应，但从第3期之后开始出现负向响应并一直持续，且从第5期开始减弱并于第9期之后逐渐趋于0。两者间的脉冲响应关系再次印证了前文关于城乡收入差距对居民基本消费需求影响呈倒U型的结论。城乡收入差距的适度提升会通过“示范效应”刺激基本消费需求，但收入是消费的决定性因素，随着城乡收入差距不断扩大，农村居民逐渐感知到这种差距，便会逐渐缩减基本消费支出。但与总消费不同，基本消费支出作为满足居民最基本的生存需求以及劳动力实现自身再生产的消费底线，长期内城乡收入差距对其产生的负向影响会呈递减趋势并最终趋近于0。与城乡收入差距形成对比，人均收入水平对居民基本消费需求有持续且显著的正向影响。面对人均收入水平的一单位新息冲击，居民基本消费需求在10期内一直呈现明显的正向响应，并在第2期时该响应程度达到最大。

方差分解技术可计算各内生变量的结构冲击对VAR系统预测均方误差的贡献比例，以分析结构冲击在何时以及在多大程度上对内生变量产生影响。因此，本文运用方差分解法对居民基本消费需求进行分解以进一步考察各变量间的动态关系，分解结果见表6。

从表6可看出，方差分解结果与前文脉冲响应分析得到的结论类似。随着时间推移，城乡收入差距与人均收入水平对居民基本消费需求变动的贡献程度分别在前7期与前5期逐渐增加，并在后期各自稳定在一个均衡水平。且无论从长短期来看，人均收入水平冲击对居民基本消费需求变动的贡献度均大于城乡收入差距，说明相比于城乡收入差距，人均收入水平变动对居民基本消费需求变动的解释能力更强。另外，居民基本消费需求本身对居民基本消费需求变动也存在一定的解释力，说明居民的现期消费行为及方式不仅会受到一些现期因素的影响，还会受到过去消费支出量的影响，这一结论符合Dusneberry相对收入假说中“棘轮效应”的理论预期。而且随着期限的延长，居民基本消费需求本身的贡献度逐渐下降，但仍高于其他变量的贡献度，意味着消费习惯仍是影响居民基本消费需求最重要的因素。

四、研究结论和政策建议

收入差距与消费需求对我国经济发展的影响不言而喻，在当前我国新发展格局下厘清城乡收入差距与基本消费需求间的关系具有重要的现实意义。利用我国1990—2019年连续30年的时间序列数据，本文首先通过构建ELES模型来测算各年份的基本消费需求量，并在此基础上利用VAR模型对我国城乡收入差距与居民基本消费需求的动态关系进行实证研究。结果表明：城乡收入差距与居民基本消费需求之间确实存在长短期均衡关系，但其长期关系相对较弱。具体而言，城乡收入差距对居民基本消费需求的影响呈倒U型。在短期内，泰尔指数每增加一个百分点，人均基本消费支出量会增加0.108个百分点，而在长期人均基本消费支出量会减少0.014个百分点，城乡收入差距对居民基本消费需求的短期“示范效应”相对较大，这意味着城乡收入差距的先增后减均有利于刺激居民基本消费需求。与城乡收入差距形成对比，无论从短期还是长期来看，人均收入水平冲击对居民基本消费需求变动的影响程度均大于城乡收入差距，说明相比于居民收入水平变量的冲击，城乡收入差距对基本消费需求变动的解释能力较弱。这也意味着提升居民收入，特别是提升农村居民可支配收入水平仍是刺激居民基本消费需求的主要途径。另外，通过Granger因果检验发现，城乡收入差距与居民基本消费需求互为因果关系，表明居民基本消费需求在长期内会受城乡收入差距扩大的影响，并进一步通过人力资本积累与产业分配结构调整引起城乡收入差距变动，从而形成恶性循环。

基于上述研究，本文提出缩小城乡收入差距，提升居民基本消费需求以有效扩大内需的相关建议：首先，提升农村居民收入，缩小城乡收入差距。助力农民增收、缩小城乡差距是扩大基本消费需求的根本措施，因此要坚定不移贯彻落实乡村振兴战略，加大对“三农”的财政资金投入力度，完善农村地区基础设施建设，为农民增收保驾护航。与此同时也要在经济新常态背景下提高农村二、三产业占比，积极引导农民进入非农领域，构建农业与二、三产业交叉相融的现代产业体系，进而实现城乡一体化发展、农民增收的目的。其次，完善社会保障制度，增强居民消费信心。完善的社会保障体系是刺激居民消费的坚强后盾，因此，要加大对农村社会保障制度的政策扶持与资金支持力度，提升农村社会保障水平，推进社会保障的城乡统筹发展，并且，要建立健全社会保障法律体系，建立长效的社保资金监督机制，为社会保障的完善与发展提供法律支撑，进而增强居民消费信心并改变消费预期。