居民收入和居民消費互動研究

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摘要：本文使用2005—2019年我國31個省份（不含港澳臺）的面板數據建立面板向量自回歸模型（PanelVectorAutoregression，PVAR），在模型通過穩定性檢驗后進行脈沖響應分析。實證結果表明：城鎮化、產業結構升級、居民收入和居民消費都具有很強的自我發展慣性；城鎮化、居民消費和居民收入都具有相互促進的作用；產業結構升級對城鎮化、居民收入和居民消費都具有促進作用，但其促進作用具有時間滯后性。根據實證結果，本文提出相關建議。

關鍵詞：城鎮化；產業結構；居民消費；PVAR模型

一、引言

改革開放以來，我國的經濟建設取得了矚目成就。隨著經濟水平快速提升，我國的經濟增長模式也發生了翻天覆地的變化。新時期政府越來越注重消費和技術進步對經濟增長的拉動作用，因此擴大內需，升級產業結構，構造以國內循環為主、國內國外雙循環的格局成為當下的主要任務。城鎮化、產業結構、居民收入和居民消費兩兩之間具有明顯的相互作用，厘清其相互間的作用對于構造雙循環格局、擴大內需、促進居民消費具有一定的指導意義。以往關于城鎮化、產業結構、居民收入和居民消費的研究大多都把其中兩者或三者放在一個系統中去研究，很少有學者將四者放在統一的框架中去研究。例如，董洪梅、章磷和董大朋認為產業升級擴大了城鄉居民收入（農村低技能勞動無法適應），城鎮化進程對城鄉收入差距具有縮小作用[1]。李寶禮和胡雪萍基于中國345個城市2009—2013年的面板數據建立空間誤差模型（SpatialErrorModel，SEM）來探究城鎮化對產業結構升級的影響及傳導路徑，并采用高級多變量技術對影響城市產業結構升級的核心變量進行深入觀測。結果表明，人口城鎮化通過改變城市物質和人力資本積累來改變城市的要素稟賦結構，進而促進城市產業結構升級；中小城市城鎮化同產業結構升級負相關，東部地區大城市和特大城市人口城鎮化對產業結構升級的正向作用最大，其次是中部，西部最弱（其中人口在100萬人以下為中小城市、100～300萬人為大城市、300萬人以上為特大城市）[2]。閆星宇和許士道使用中國30個省份2003—2016年的面板數據，采用分位數回歸估計法研究收入不確定性對消費的影響。實證結果表明，收入不確定性對消費有抑制作用[3]。邵立杰基于2010—2018年我國30個省市的面板數據構建了空間計量模型，實證了收入結構、預防性儲蓄與居民消費的動態關系。實證結果表明，工資性收入、經營性收入、投資性收入預防性儲蓄對居民消費都有促進作用[4]。張志新、邢懷振和于荔苑使用中國2005—2018年31個省份的面板數據進行實證研究。實證結果表明，城鎮化和產業結構升級可以縮小城鄉差距；產業結構升級在東部和中部促進了城鎮化，在西部對城鎮化有抑制作用（具體原因為基礎設施不足，違背比較優勢）[5]。

二、研究設計

（一）變量選取

本文采用的變量有人口城鎮化率、產業結構升級、居民收入和居民消費四個變量。各個變量的衡量指標如下。城鎮化率（urban）：用城鎮常住人口與常住總人口的比值來表示城鎮化率。產業升級（indup）：參照以往文獻構造產業升級指數，具體計算方法如下。

（二）數據來源與描述性統計

本文選取2005—2019年我國31個省份（不含港澳臺）的面板數據進行分析，對各個變量取對數，得出各個變量統計特征數據，具體如表1所示。

三、實證結果與分析

首先需要對數據進行平穩性檢驗，通過穩定性檢驗后，說明數據為平穩序列，可以進行模型估計。接著進行模型估計并對估計模型進行特征根檢驗。最后在估計模型的基礎上進行脈沖響應分析，分析各個變量之間的相互影響。

（一）數據平穩性檢驗和最優滯后階數的確定

本文使用LLC方法進行面板單位根檢驗，檢驗結果如表2所示。從表2中可以看出，各個變量序列在1%的顯著性水平上都拒絕了原假設，因此各個變量序列都為平穩序列。在進行PVAR模型估計前，必須先確定模型的滯后階數。常見的判定滯后階數的方法有赤池信息量準則（AkaikeInformationCriterion，AIC）、貝葉斯信息準則（BayesianInformationCriterion，BIC）和漢南-奎因信息準則（Hannan-QuinnInformationCriterion，HQIC）。本文計算三個信息準則，根據信息準則選擇的最優階數均為一階。

（二）模型的GMM估計和穩定性檢驗

本文使用系統廣義矩（GeneralizedMethodofMoments，GMM）方法進行估計，消除了內生性產生的影響。模型估計結果如表3所示。從表3中可以看出，滯后一期的城鎮化、產業結構升級、居民收入和居民消費對當期值都具有顯著影響，其系數估計值均為正，且在1%的顯著性水平上拒絕原假設，這說明城鎮化、產業結構升級、居民收入和居民消費具有較強的自我發展慣性；滯后一期的產業結構升級對城鎮化具有負向影響，而居民消費對城鎮化有正向影響；滯后一期的居民收入對產業結構升級具有正向影響；滯后一期的產業結構升級對居民收入有負向影響，而居民消費對居民收入有正向影響；滯后一期的產業結構升級對居民收入具有顯著的負向影響。對模型進行穩定性檢驗，所有的特征根均在單位圓內，模型通過穩定性檢驗，可以進行脈沖響應分析。

（三）脈沖響應分析

脈沖響應結果如圖1所示。從圖1中可以看出，城鎮化、產業結構升級、居民收入和居民消費在受到自身一個單位的沖擊時都會在第一期產生最大的正向影響，隨著時間增加，正向影響逐漸減小，最終趨于零，這說明四個變量均具有自我發展慣性。產業結構升級一個單位的沖擊對城鎮化在第一期產生一個負向影響，這個負向影響在第七期達到最大，之后逐漸減少。居民收入和居民消費一個單位的沖擊對城鎮化和產業結構升級在第一期都產生一個逐漸增大的正向影響，收入對城鎮化和產業結構的正向影響變動較快，分別在第四期和第三期達到最大值，之后逐漸減小，且正向影響的峰值較小。而居民消費對城鎮化和產業結構的正向影響變動較慢，都在第五期到達最大值，之后逐漸減小，且每一期的正向影響都大于居民收入沖擊帶來的正向影響。城鎮化、居民消費和居民收入一個單位的沖擊對居民消費和居民收入的影響具有相似的趨勢，都是具有一個逐漸減弱的正向影響，沖擊對居民消費的影響程度小于對居民收入的消費程度，這是因為居民收入中只有部分用于消費，所以城鎮化、居民收入和居民消費的沖擊都能使消費和收入上升，但對居民收入的影響較大。圖1脈沖響應函數。

四、結論和政策建議

本文使用了2005—2019年我國31個省份（不含港澳臺）的面板數據建立了PVAR模型并進行了相關分析，實證結果表明：城鎮化、產業結構升級、居民收入和居民消費都具有很強的自我發展慣性；城鎮化、居民消費和居民收入都具有相互促進的作用；產業結構升級對城鎮化、居民收入和居民消費都具有促進作用，但其促進作用具有時間滯后性。針對以上結論，本文提出以下幾條建議。第一，可以通過推進新型城鎮化進程來提升居民消費和居民收入，進而形成良性循環。我國的城鎮化進程走的是古典主義劉易斯模式道路，通過高投資、低消費模式來實現資本積累和經濟增長，但隨著我國新型城鎮化建設的發展，新型城鎮化進程對居民消費具有顯著的促進作用，因此應該進一步推動新型城鎮化進程，促進居民消費和收入。第二，應注重城鎮化和產業結構升級的協調發展。產業結構升級是提升經濟發展質量、促進居民消費的重要途徑，在產業結構升級中要注重第三產業的發展，第三產業的占比越高，產業結構越高級，對居民消費和居民收入的促進作用越強。

參考文獻

[1]董洪梅,章磷,董大朋.老工業基地產業結構升級、城鎮化與城鄉收入差距：基于東北地區城市的實證分析[J].農業技術經濟,2020(5):107-118.

[2]李寶禮,胡雪萍.城鎮化、要素稟賦與城市產業結構升級：基于中國345個城市的空間計量分析[J].貴州財經大學學報,2016(3):10-19.

[3]閆星宇,許士道.收入不確定性與居民消費：以房價為門檻變量的實證研究[J].北京工商大學學報(社會科學版),2019,34(2):116-126.

[4]邵立杰.收入結構、預防性儲蓄與居民消費動態關系研究[J].商業經濟研究,2020(14):66-69.

[5]張志新,邢懷振,于荔苑.城鎮化、產業結構升級和城鄉收入差距互動關系研究：基于PVAR模型的實證[J].華東經濟管理,2020,34(6):93-102.

作者：王曉東 單位：河南財經政法大學經濟學院