物价波动、收入分配与消费者边际支付意愿实证分析——基于省际面板数据

王 彭，王学鹏

(中原工学院，河南 郑州 451191)

新常态时期，消费成为了拉动我国经济增长的重要动力，而物价、收入是影响消费水平的重要因素之一，因此，探究物价波动、收入对消费的影响对扩大我国消费水平、提升经济发展水平有借鉴作用。目前，学界关于消费影响因素的研究已相对成熟，大致可以分为三类：一是物价与消费的关联性研究；二是收入与消费的关联性研究；三是物价、收入与消费关联性研究。现有研究多对物价、收入与消费的关联性进行实证分析，并得出了一致的结论。笔者尝试探究物价、收入对消费者边际支付意愿的影响，以期对已有研究做一定程度的补充。

一、物价波动、收入分配与消费者边际支付意愿关联性检验

(一)变量选取与数据来源

本文选择北京、上海等30个省市为研究样本(西藏、香港、澳门、台湾除外)，数据时间跨度为2000—2019年，数据均来源于国家统计局。鉴于此，本文将消费者边际支付意愿作为被解释变量，用xf表示。根据边际消费的概念，将“年度人均可支配收入水平”作为消费者收入衡量指标，“年度人均消费支出水平”衡量消费者支出水平，通过“人均可支配收入/人均消费支出”计算得出消费者边际支付意愿，数值越大表示消费者支出意愿越大。

本文采用物价波动和收入分配作为核心解释变量。由于省际层面的消费者物价指数缺失过多，所以，采用国家统计局公布的总体消费者物价波动指数衡量物价波动状况，用cpi表示。收入分配则使用初次分配中消费者收入水平衡量，用sr表示。

由于消费与经济发展、商贸流通产业发展等因素密切相关，这些变量可能对消费者边际支付意愿产生影响。鉴于此，本文将这些变量作为控制变量。经济发展水平(pgdp)：人均地区生产总值；商贸流通产业发展水平(my)：年度商贸流通产业总额；电子商务发展水平(ds)：地区年度电子商务交易总额；社会保障水平(zf)：地区政府社会保障支出水平。

(二)变量平稳性分析

由于数据时间跨度过长，属于长面板数据，必须进行平稳性检验，以剔除不平稳变量，避免模型可能存在的“伪回归”问题。[1]为了使原始数据更为“平滑”，对使用绝对指标衡量的变量进行对数化处理，结果见表1。

表1 变量平稳性检验

由表1知，xf的LLC检验、IPS检验、ADF检验、PP检验值均在1%的水平上显著，说明xf为平稳序列。同理可知，lnsr、lnpgdp、lnmy、lnds、lnzf也均为平稳序列。

(三)变量相关性分析

对变量进行单因素相关性检验，可以初步检验变量之间的相关性，同时，也可以排除解释变量之间的多重共线性。[2]xf、cpi等变量的相关性检验结果，见表2。

表2 变量相关性检验

由表2可知，cpi与xf之间的相关系数为-0.572且在1%的水平上显著，这说明物价波动与消费者边际支付意愿之间为明显的负相关关系。lnsr与xf之间的相关系数为0.142且在5%的水平上显著，说明收入分配水平与消费者边际支付意愿之间为明显的正相关关系。lnpgdp与xf之间的相关系数为0.636且在1%的水平上显著，说明地区经济发展水平与消费者边际支付意愿之间为明显的正相关关系。lnmy与xf之间的相关系数为0.753且在1%的水平上显著，说明地区商贸流通产业发展水平与消费者边际支付意愿之间为明显的正相关关系。lnds与xf之间的相关系数为0.351且在1%的水平上显著，说明地区电子商务发展水平与消费者边际支付意愿之间为明显的正相关关系。lnzf与xf之间的相关系数为0.753且在1%的水平上显著，说明地区社会保障水平与消费者边际支付意愿之间为明显的正相关关系。

(四)模型构建及回归结果

平稳性检验表明了xf、cpi等变量均为平稳序列，而相关性检验表明cpi、lnsr等解释变量之间不存在多重共线性。基于此，本文构建回归模型，如方程(1)所示：

xfit=c+β1*cpiit+β2*lnsrit+β3*lnpgdpit

+β4*lnmyit+β5*lndsit+β6*lnzfit+εit

(1)

然后，对模型进行了F检验与豪斯曼检验，得出：F检验值为13.742在1%的水平上显著，豪斯曼检验值为43.180在1%的水平上显著，这说明本文适用固定效应模型。适用固定效应模型进行回归分析，结果见表3。

表3 固定效应回归结果

由表3可知，cpi与xf之间的回归系数为-0.526，在1%的水平上显著，说明物价波动与我国消费者边际支付意愿之间为明显的负相关关系。在消费者收入水平既定的情况下，物价波动会导致消费者实际购买力水平下降，导致消费者边际支付意愿下降。[3]此外，物价波动会影响消费者的消费心理，导致支付意愿下降。lnsr与xf之间回归系数为0.336，在1%的水平上显著，说明收入分配与消费者边际支付意愿之间为明显的正相关关系。收入是消费的基础，收入水平提升能够增加消费者的购买力水平，进而增加消费者的消费水平。[4]此外，随着收入水平的提升，消费者对产品和服务的需求也呈现多样化趋势，并增加消费者的消费信心。lnpgdp与xf之间的回归系数为0.770，在1%的水平上显著，说明地区经济发展水平与消费者边际支付意愿之间为明显的正相关关系。lnmy与xf之间的回归系数为0.877，在1%的水平上显著，说明商贸流通产业发展水平与消费者边际支付意愿之间为明显的正相关关系。lnds与xf之间的回归系数为0.166，在10%的水平上显著，说明电子商务发展水平与消费者边际支付意愿之间为明显的正相关关系。lnzf与xf之间的回归系数为0.575，在1%的水平上显著，说明社会保障水平与消费者边际支付意愿之间为明显的正相关关系。

(五)稳健性检验

将数据时间跨度减少至2010—2019年，核心变量的回归结果方向和显著性未发生明显变化，说明回归结果稳健，结果见表4。

表4 稳健性检验结果

二、研究启示

综上分析得出以下结论：物价波动与我国消费者边际支付意愿之间为明显的负相关关系，收入分配对消费者边际支付意愿具有正向促进作用。并且，经济发展水平、商贸流通产业发展水平、电子商务发展水平、社会保障水平等对消费者边际支付意愿也具有正向促进作用。基于此，笔者认为可以从以下三个方面入手改善我国居民消费水平：

1.稳定物价水平。前文实证分析表明了物价波动对居民边际消费支出意愿具有明显的负向影响。因此，我国各地方政府应加强对市场的宏观调控，促进地区物价水平稳定，防止物价过度波动对居民消费的负面影响。对于不遵守市场规模、打价格战的不当竞争行为，进行大力打击。

2.提升初次分配中居民收入比重。收入是消费的基础，只有不断提升居民消费水平，才能加速居民消费水平提升。[5]首先，适当降低个人所得税税率，增加居民收入水平；其次，降低消费税率，通过降低消费品和服务价格，提升居民实际购买力；最后，提高最低收入标准，提升整体居民收入水平。

3.大力发展商贸流通产业。前文实证分析表明了商贸流通产业发展水平提升是影响居民边际消费支出意向的重要因素之一。因此，我国政府应该加强财政对商贸流通产业的支持力度，完善商贸流通产业基础设施水平，尽快扩大我国商贸流通产业规模。