消费差距（精选9篇）
消费差距 篇1
随着经济的发展, 人们的收入水平和消费水平都随之提高。信息化的萌芽, 催生了信息消费的成长。近几十年来, 信息化极大地推动了信息消费的发展。然而城乡居民的收入水平和信息消费水平之间都存在着较大的差距。
从1997—2012年, 城乡居民的收入水平和信息消费水平都随着时间的增长在增长, 如图1所示。城乡居民的信息消费支出的增长速度均低于收入, 但城镇居民收入和信息消费的增长速度均明显高于农村居民, 且农村居民的收入水平约为城镇居民的1/3, 人均信息消费支出约为城镇居民的1/4。
不同地区的信息消费支出也有较大的区别。2012年全国的城镇居民人均信息消费支出为4 489元, 农村居民人均信息消费支出为1 098.3元, 城乡居民人均信息消费支出之比高达4.09。东部地区的城乡居民人均信息消费支出之比为3.65, 中部地区为3.51, 西部地区最高, 为4.38。全国31个省中, 广东省的城乡居民人均信息消费支出之比最高, 为5.81, 城镇居民人均信息消费支出为7 130.8元, 农村居民人均信息消费支出却只有1 226.7元;江苏省的城乡居民人均信息消费支出之比最低, 为2.31, 城镇居民人均信息消费支出为5 767.3元, 农村居民人均信息消费支出为2 495.3元。
1 文献综述
众多学者从不同的角度研究造成城乡收入差距的原因。陆铭等[1]研究发现城市化能减小城乡收入差距;刘文勇[2]认为城乡产业特性和非均衡发展战略是造成城乡收入差距的重要原因;郭剑雄[3]认为农村地区的高生育率和低人力资本积累率使得城乡收入差距不断扩大;姚耀军[4]发现金融发展高规模和低效率扩大了城乡收入差距;茶洪旺等[5]认为二元制度安排是城乡收入差距扩大的根本原因;贺建清[6]发现城镇化缩小了城乡收入差距, 而工业化扩大了城乡收入差距。
近年来, 信息消费在消费中所占比例越来越高, 而目前关于信息消费对城乡收入差距影响的研究并不多, 主要集中于信息消费与城乡居民收入的关系。张鹏[7]发现我国城镇居民信息消费的边际消费倾向大于农村。郑兵云[8]将全国分为东、中、西部, 发现不同区域的城镇居民边际信息消费差异很明显。朱焱[9]认为导致居民信息消费水平的城乡差距和地区差距的首要原因是收入的巨大差距。马哲明等[10,11]分别建立时间序列数据研究发现城镇居民和农村居民的信息消费与其收入水平之间均为相互促进的关系。而陈玉和[12]分析发现, 城镇居民人均可支配收入对信息消费的影响显著, 而信息消费支出对人均可支配收入的影响是不显著的。
国内研究信息消费支出水平和城乡收入差距二者之间关系的文献大多停留在理论阶段, 实证研究并不多。且实证研究文献大多将城镇居民和农村居民分开讨论, 从消费的角度来研究信息消费水平对居民收入水平的影响。然而信息消费实际上具有增值的特性[13]。在信息消费的过程中, 消费者要将已有的信息投入其中作为消费的基础, 把已有的信息与消费过程中获取的信息产品进行有机的结合于相互撞击, 即进行知识处理与知识再生。在信息社会, 知识就是财富, 所以说信息消费也是一种投资。从消费角度来看, 信息消费大体上由个人的收入决定;而从投资角度看, 信息消费又能为消费者带来收入。那么, 具有消费和投资双重特性的信息消费是减少还是增加了收入呢?城乡居民信息消费差距是拉大了还是减小了收入差距呢?本文针对这个问题展开了研究。
2 变量选取及模型设定
2.1 变量选取
本文实证研究的考察对象是城乡居民收入差距和城乡居民信息消费差距。故以城乡收入差距为因变量, 选用城镇居民人均可支配收入与农村居民人均纯收入的比值来衡量。
以城乡居民信息消费差距为自变量。在国内的统计年鉴中, 没有统计信息消费的专门数据。但在统计年鉴的居民消费结构部分, 交通通信和文教娱乐这两项支出中除了小部分不属于信息消费的内容外, 基本上都属于信息消费。交通通信支出指用于交通和通信工具及相关的各种服务费、维修费等支出。文教娱乐服务消费支出指用于教育和文化娱乐用品及服务的支出。因而居民的信息消费水平以交通通讯和文教娱乐这两项数据之和来表示。仿照计算城乡居民收入差距的方法, 以城镇居民人均信息消费支出与农村居民人均信息消费支出之比来表示城乡居民信息消费的差距。
样本区间选择1997—2012年, 将全国分为东、中、西3个区域分别研究分析, 所用数据均来源于《中国统计年鉴》。
2.2 面板数据模型设定
根据不同的地区, 设定不同的计量模型, 分别分析城乡居民信息消费差距对城乡收入差距的影响。以Y表示城乡收入差距, X表示城乡居民信息消费差距, 将二者之间的模型设定为Yi=α+βXi+μ。考虑到不同区域各省份的城乡信息消费差距和城乡收入差距存在差异, 因此选用变截距模型。而且由于模型是对东、中、西3个区域整体进行研究, 故宜选取固定效应模型。
3 实证检验及其结果分析
3.1 面板数据的单位根检验和协整检验
3.1.1 单位根检验
为了避免出现由于序列非平稳而造成的伪回归现象, 先对面板数据进行平稳性的单位根检验。本文采用ADF方法检验2个变量的稳定性, 检验结果, 如表1所示。
从检验结果可以看出, 在5%的显著性水平下, 东部地区和中部地区的变量Y和X原序列均含有单位根, 是非平稳的, 而两变量的一阶差分变量均平稳, 因而东部和中部的变量Y和X均为一阶单整。在5%的显著性水平下, 西部地区的变量Y序列是非平稳的, 其一阶差分也是平稳的, 为一阶单整过程。然而变量X原序列即为平稳的, 与变量Y并非同阶单整, 不满足协整条件, 不能进行协整检验。
3.1.2 协整检验
本文选用Kao检验方法对东部和中部地区的计量模型分别进行协整检验, 检验结果, 如表2所示。
Kao检验结果表明, 在5%的显著性水平下, 东部和中部地区的变量Y和X存在协整关系, 说明东部和中部地区的城乡居民收入差距和城乡居民信息消费差距之间存在长期稳定的关系。
3.2 面板数据的回归分析
利用Eviews软件对东部地区和中部地区的变量Y和X进行分析, 得到回归结果, 如表3所示。
由上述回归分析结果可以看出, 只有东部地区的城乡居民信息消费差距对城乡居民收入差距之间显著影响。虽然中部地区的两个变量之间形成了稳定关系, 但是自变量X系数的t检验量为-0.1911, 相应的概率为0.8488, 远远高于0.05, 说明中部地区的城乡居民信息消费差距对城乡居民收入差距的影响并不显著。上述结果表明:在东部地区, 当城乡居民信息消费支出差距增加1%, 城乡收入差距增加0.1882%, 城乡居民信息消费差距和城乡居民收入差距之间存在正相关的关系。由于采用变截距固定效应模型, 因而不同省份得到的截距是不同的, 如表4所示。
3.3 实证检验结果分析
3.3.1 东部地区
在东部地区, 城乡居民信息消费差距和城乡居民收入差距之间形成了长期稳定的关系。当城乡居民信息消费支出差距增加1%, 城乡居民收入差距也随之增加0.1882%。虽然影响额度较小, 但是东部地区的信息消费支出差距已经对城乡收入差距产生了显著影响, 且城乡居民信息消费支出差距与城乡居民收入差距成正相关。随着人类社会步入信息社会, 信息经济和知识经济飞速发展, 目前信息消费已经成为新的消费热点。消费热点可以看成经济增长的出发点, 它的形成可以引发新的市场需求, 从而带动一系列相关产业的发展, 形成支柱产业[14]。信息消费已经成为新的经济增长点。目前, 东部地区发展较快, 经济水平较高, 信息产业已经发展地比较成熟, 特别是城市的信息产业。与城镇相比, 农村的信息产业仍然较为落后, 城乡居民的信息消费支出水平存在一定差距, 城镇居民和农村居民的信息消费是不对等的。而信息消费又能带动相关产业的发展, 促进经济增长, 进而提高人们的收入水平。因而城镇居民与农村居民信息消费水平的这种不对等在一定程度上造成了城乡收入差距的扩大。
3.3.2 中部地区
协整检验表明中部地区的城乡居民信息消费差距和城乡居民收入差距之间形成了稳定的关系, 但是得到的回归系数并不显著。这说明在中部地区, 城乡居民的信息消费支出对城乡收入差距的影响并不明显。与东部相比, 中部地区的信息产业并不发达, 未能形成显著的影响。信息消费是一种高层次的文化型消费, 它对消费者的素质要求极高。信息消费在很大程度上反映了个人的信息素质。信息素质是一个很广泛的概念。Ralph C等[15]认为具备信息素质的人首先要能认识对信息的需求, 能够定位和评价信息的质量, 能够存储和取回信息, 能够高效的运用信息, 还要能够运用信息去创造信息和沟通信息。信息消费是一种知识型和智力型消费, 这就决定了信息消费需要靠消费者的智力支配。信息素质和技能越高, 人们在接受技术含量较高的产品时, 接受能力就越强, 获取信息的能力则越强, 信息消费的能力也越强。而当前中部地区居民的信息素质相对落后, 阻碍了信息消费的进一步发展。由于居民的信息消费能力有限, 导致中部地区的信息消费整体水平不高。
3.3.3 西部地区
西部地区并没有通过协整检验, 表明城乡居民信息消费差距和城乡居民收入差距之间并没有形成稳定的关系。西部地区的信息产业尚处于初级发展阶段, 与东部和中部地区相比, 西部地区的信息产业较为落后。西部地区居民的信息消费支出很低, 对收入也没有形成影响。这可能是由于西部地区的居民缺乏信息消费的途径和能力造成的。西部地区的信息产业仍然处于发展之中, 获取信息的途径也不完备。而获取信息的途径必须以信息基础设施为载体。信息基础设施较差, 市场主体搜集信息、搜寻服务的成本相对较高, 市场主体的交易范围也受交易成本的约束而被控制在一定的幅度内。这在很大程度上阻碍了信息产业的发展, 从而使得信息消费水平较低。西部地区的人民, 特别是农村地区的人民, 没有机会进行信息消费或者无力进行信息消费, 从而导致对信息、知识的占有量明显低于发达地区或者城市地区的人。知识和信息占有量多的人有更多获得高收入工作的机会, 反之则没有获得高收入工作的机会, 从而导致了贫富差距的不断扩大, 形成了恶性循环。
4 政策建议
4.1 促进东部地区技术创新
技术在信息产业中占有核心位置, Steve W[16]指出新的技术可以帮助人们对信息资源的管理, 对信息消费者具有重要意义。具体建议如下:第一, 鼓励信息产品创新。开展信息技术产业创新综合试点, 建设重点企业研究院, 培育信息技术产业基地, 重点支持物联网、云计算、下一代通信网络等信息关键领域的核心技术自主创新研发。充分利用产业基础和技术优势, 大力推进产品创新发展, 增强电子基础产业创新能力, 提升支撑服务水平。第二, 鼓励采购自主创新产品。政府投资项目同等条件下应优先采购创新产品和服务。当企业采购信息消费创新产品或信息技术服务超过一定金额时, 可以给予相应的奖励。支持信息消费类企业与电信、广电、金融等单位开展定制、集中采购等合作。第三, 拓宽融资渠道。大力推动创新型、成长型互联网企业在创业板等上市。鼓励金融机构针对互联网企业特点创新金融产品和服务方式, 开展知识产权质押融资。积极拓宽融资渠道, 推动企业做大做强。支持符合条件的互联网企业加大债券融资力度。引进创业风险投资, 支持互联网企业创新发展。
4.2 提高中部地区信息消费
第一, 加强信息素质教育。通过各种渠道宣传信息技术, 以促进居民对信息技术的掌握, 从根本上改善信息消费水平。加大信息消费宣传教育, 提高我国居民信息消费意识, 从而带动信息消费量的增加。以多种方式对个人进行网络和计算机知识的教育和培训, 提高消费者的素质, 提高信息消费力和信息消费水平, 培育正确的信息消费观念, 促进信息消费。第二, 培育新的信息消费热点。加大信息消费内容资源开发和业务创新, 推动新的消费热点的形成。不断创新信息服务手段、服务形式和内容, 可以扩大信息产业和内容消费, 推动消费结构升级。加快实施“宽带中国”工程, 组织实施电信网、互联网、广播电视网三网融合试点和推广, 推进下一代商用互联网规模和前沿性布局。第三, 营造信息消费环境。鼓励企业开发技术先进、自主可控、性能可靠的信息技术产品, 大力促进终端产品信息化, 普及信息技术的推广。加大信息消费宣传力度, 推广新型信息消费模式, 加强信息消费统计分析和市场监测工作, 营造积极健康的信息消费环境。
4.3 完善西部地区基础设施
第一, 加大信息基础设施资金投入。西部地区信息化基础设施较落后, 特别是交通和信息通讯的基础设施。政府应加大投入的力度, 明确制定发展战略和发展计划, 在财政、税收、金融方面进行政策扶持, 支持和鼓励消费类信息产业的投资与发展。第二, 鼓励引进信息类企业。通过补贴或者减免税收来吸引信息类企业落户西部地区, 提倡和鼓励企业投资消费类信息产业, 提高西部地区利用信息技术的机会以及扩大信息技术的需求, 缩小“数字鸿沟”。除此之外, 制定优惠政策, 安排专项扶持资金, 对于投资额较高或者营业额超过一定范围的企业, 政府可适当给予金额奖励和补助。第三, 加强互联网建设。政府应高度重视信息化建设, 提高居民的信息消费水平。通讯网络建设, 尤其基础网络建设, 是信息化建设的重要内容。下一代互联网的建设也不容忽视。基础网络先行, 有线网络和移动网络齐头并进, 大力推进现有基础网络向以IPv6为核心的下一代互联网演进。政府应联合重点终端厂商, 加大对IPv6的支持力度, 加快更新和替换步伐, 全面实现现有终端IPv6化。
居民收入差距对消费需求的影响 篇2
【关键词】 收入差距;消费需求;城市居民;农村居民
一、我国居民收入差距现状
1.地区差距。1998 年东、中、西地区城镇居民人均收入比率为1.42:0.97:1,到2007 年比率扩大到1.50:1.01:1。同样,十年来东中西部农村居民人均收入由1998 年的1.99:1.29:1 上升到2007 年2:1.2:1。东部地区无论城镇还是农村,居民人均收入增长速度明显快于中西部。到2007 年,城市居民人均可支配收入10000 元的省份都集中在东部地区,地区间收入差距扩大明显。
2.城乡差距。1985年以后,我国城乡居民收入差距逐渐扩大。1985 年城乡人均收入相差341.5元,1997 年相差3070.2元,到2002年时差距达到了5000元以上。2007年城镇居民人均可支配收入达到13280元,农村居民人均纯收入达到4098元,相差9182元,从比率方面看,1985年城乡人均收入差距比是1.86:1,1997年为2.47:1,到2002年为3.11:1,2007 年为3.25:1。
3.行业差距。根据历年《中国统计年鉴》的资料,从1998～2007年,金融保险业、水电煤气交通运输业、房地产业、科学研究和综合技术服务业的年平均收入始终名列前茅;而农林牧渔业、制造业、建筑业等行业的年平均收入则位于后几位。
二、当前我国居民收入差距过大的原因
1.市场分配体制造成收入差距过大。我国经济体制改革的目标就是建立健全社会主义市场经济体制,建立以市场为主导的资源配置和分配体系。市场经济就其本质而言是一种效率经济,公平与效率是市场经济的一对永恒的矛盾。根据我国目前实行按劳分配和按生产要素分配相结合的分配方式,收人差距的存在和扩大成为不可避免的现实,这也是我国社会主义市场经济打破平均主义大锅饭的必然要求。
2.城乡二元结构导致城乡收入差距过大。我国城乡居民收入差距之所以显著,这与国家长期实施重工抑农的发展战略和城乡分割的政策有较大关系。这种政策将城乡割裂开来,导致大量的劳力挤在土地上谋生,使农业生产效率低下,其他国家发展的实践告诉我们,现代化的过程也是城市化的过程,政府如果限制城市化,经济将永远停留在二元结构上。
3.由行业或部门垄断形成的分配不公。随着我国经济体制改革的不断深化,在充分发挥市场机制在资源配置中的主导作用,消除行业、部门垄断等方面取得了长足的进步。但我国渐进稳妥的经济改革特征决定了在当前还不可能完全实现各行业部门间的公平竞争。一些带有垄断性质的行业,凭借其在国民经济中的垄断地位通过垄断价格获取了较大超过行业平均利润的超额垄断利润,这必然造成行业间收入的巨大差距。
4.制度转型中的不合理收入扩大了收入差距。国家鼓励一部分人先富起来的政策无疑是正确的,极大地激励了生产力的发展,问题在于许多人似乎忘了先富的前提条件是“诚实劳动、合法经营”。西方把这种因享有特权而获得的额外利益的现象称为寻租行为。寻租泛滥,造成收入差距迅速扩大。这些不合理收入,使一些人站在较高的起点上,在新一轮的角逐中,进一步扩大了贫富差距。
三、城市居民的消费行为
城市居民的收入变化特点: (1)收入与人力资本开始成正比。随着改革的深入,劳动者收入已经基本由劳动力市场上的供求决定。近几年新兴的信息技术、生物技术、金融服务业等行业的从业人员大多是高学历的年轻人,并且跨入高收入行列。(2)由于市场化改革,一些人积累了相当部分的资本资产,投入生产过程后,获得利息、股息、红利等多种形式的收入,这些人将获得更多的收入。(3)失业已经成为经济社会中的一个重要现象。近年来,职工下岗失去收入的可能性在加大,已经有大量失业人员存在,这一批人需要通过政府救济而存活,城市贫困问题日显突出。
从上述居民收入变化可以看出,城市居民家庭由于收入差距的拉开,形成了高收入阶层和低收入阶层。对高收入阶层来说,其收入水平远远超过其可消费的最大水平,大部分收入都无从消费。他们对生活必需消费品的消费不可能超过生理极限,致使生活必需消费品在总消费中所占比例较低。高收入阶层的边际消费倾向是随着收入的增加而递减的。对低收入阶层来说,其收入的大部分用来满足基本生活必需品的购买,小部分用来购买家庭耐用消费品。低收入阶层的耐用消费品远未普及,如果他们的收入增加,则收入增量的大部分会用于增加消费品的购买。低收入阶层的边际消费倾向要比高收入阶层高,高收入阶层的低消费倾向直接拉低了社会平均消费倾向,会影响着总的消费支出的加总结果。收入差距扩大,是导致城镇居民消费倾向下降、消费需求增长缓慢的重要原因。
四、农村居民的消费行为
农村居民收入来源的特点:(1)农村居民的收入完全来自其人力贡献,农村自从改革开放之处就建立了完善的联产承包责任制,收入取决于自己的劳动。近年来,农村居民大规模进城务工,收入基本上是按劳动贡献获取的。(2)农村收入中大约有 40%的收入来自于实物收入,这一比例随着农村劳动力外出工作的比例变化。农村居民的现金收入是决定其消费支出和储蓄的重要变量。(3)农村收入差距比城市更为明显,在农村内部更突出地表现在非农收入的拉开上,非农收入差距对农村家庭收入差距的贡献已经高达 55%。
农村中高收入者中的现金收入比重远远高于中低收入群体。中低收入群体的实物收入比例仍很高,现金消费支出能力不强,遇到农产品市场不景气的年景时,增产不增收,家庭现金收入更为窘迫,现金支出能力下降,实物支出受到价格下降的因素影响,实物消费支出(实物量乘价格)也相应地减少,实物量可能变化不大。高收入者则对整体的经济景气非常敏感,经济不景气、乡镇企业倒闭、城市对劳动力的需求下降,都直接影响着非农收入,也影响了农村居民消费能力。农村居民既是消费者又是生产者,农村居民的消费行为与经济景气变动关系密切。随着收入差距的扩大,农村消费倾向逐渐下降,导致消费需求下降。
总的说来,收入差距扩大对消费产生了负面影响,收入差距扩大是导致城乡居民消费需求不足的重要原因。要进一步扩大消费需求,创造良好的发展环境,就必须缩小居民收入差距:
一是充分发挥财政的收入再分配职能,加大转移支付力度。增加对农业和农村的投入,建立规范的财政转移支付制度,对农村的教育、卫生和文化等社会公共事业的发展给予资金上的支持。尽快建立覆盖全社会的社会保障体系,进一步健全城市居民医疗、养老、失业保障体系,扩大保险覆盖面,减少城市居民的因病致贫现象,减轻子女的养老负担,防止因失业致贫群体的出现。
二是实施积极的就业政策,千方百计扩大城乡居民的就业。建立全国统一的劳动力市场,彻底破除阻碍劳动力自由流动的各种制度性障碍,取消各种形式的对外来劳动力歧视性的地方土政策,加快农村劳动力向非农经济的转移,切实增加群众收入。
三是加快城市化进程,缩小城乡收入差距。城市化是实现现代化的必由之路,要通过取消农业和非农业户口的差别、推动农村劳动力流动、实行农业产业化、土地入股、城镇建设和移民安置等等一系列措施,加快推进城市化进程,统筹城乡发展。
四是调节过高收入,取缔非法收入。加快治理垄断行业的高收入,深化垄断行业改革,打破垄断,引入竞争,放宽市场准入,实行投资主体和产权多元化,坚决破除行政性垄断。加大反腐倡廉力度,切实解决权力腐败导致的收入差距扩大问题,从体制上铲除权钱交易、公款消费的土壤。
参考文献
[1]孙亮.国内消费需求影响因素的实证分析.南京财经大学学报.2009
[2]杨天宇.启动我国消费需求的几点思考[J].消费经济.2004(5)
夫妻身高差距大家庭消费档次高 篇3
什么地方的男士高?哪儿的女孩爱找高个老公?近日发布的《中国身高指数》, 当中有一项有意思的发现, 随着男女双方身高差距的增大, 家庭的消费档次在逐渐提高。有消费数据显示, 高大男人与娇小玲珑女人的家庭组合或更乐于购物。
数据显示, 天津、山东、辽宁、河北、宁夏位列男性平均身高的前五位, 其中天津最高, 达到了174.07c m。而北方的女性身高指数同样超过南方, 其中山东省以165.66c m拔得头筹, 而天津、内蒙古、河北、新疆则紧随其后。
在某购物机构的忠实用户群中, 有大量的已婚家庭, 通过这些用户夫妻双方的购物记录, 统计发现全国已婚家庭双方的平均身高差距在8.61cm。而其中, 北京市以9.11cm独占鳌头, 北京女孩更爱找高个老公。夫妻身高差距大的家庭, 似乎更加和谐, 同时, 消费额也相对高。
消费差距 篇4
关键词：虾；居民收入；消费者偏好；产品质量安全
中图分类号：F326.4 文献标志码：A 文章编号：1008-2697（2016）06-0030-06
一、问题的提出
上海和广州是目前中国“北、上、广”中的两大城市，在我国国民经济和社会发展中占据着重要的地位。据统计，2015年上海市地区生产总值（GDP）为24964.99亿元，全市常住人口总数为2415.27万人，其中，户籍常住人口1433.62万人，城镇常住居民人均可支配收入52962元，人均消费支出36946元[1]；与此同时，2015年广州市地区生产总值（GDP）为18100亿元，年末常住人口1350.11万人，城镇人口比重为85.53%，全年城市常住居民人均可支配收入46734.60元，人均消费支出35752.50元[2]。伴随着城镇居民收入持续增长，必将有力地促进国内消费市场转型升级。
由于上海和广州两市在经济发展水平、居民消费偏好、家庭成员结构等诸多方面存在着或多或少的差异性，这些差异性是否影响到居民家庭虾产品消费需求的变化？为此，基于消费需求的相关理论，设计针对居民家庭虾类产品消费需求的调查问卷，并针对上海和广州两市城镇居民虾产品消费需求现状开展调查，结合调查数据，分别构建两市居民家庭虾产品消费需求差异性的计量模型，旨在更全面地掌握居民家庭虾产品消费结构的变化，分析两市居民家庭虾产品消费行为选择及其变化因素，从而更好地规范和约束虾养殖企业和农户的生产行为，促进虾产业健康、可持续发展以及不断满足城乡居民物质生活的需要。
二、上海、广州两市样本城镇居民家庭描述性统计分析
为了更好地了解当前转型时期国内虾产品消费市场变化情况，课题组基于消费者需求的视角度设计了相应的调查问卷，问卷共涉及20个问题，主要包括：消费者年龄、家庭总人口、家庭每周购买消费品金额、最近一周购买虾产品金额、家庭成员对水产品喜好程度、购买水产品种类、每次购虾产品重量、购虾地点、购虾的原因、猪肉价格涨幅变动程度、虾价涨幅变动程度、家庭全年总收入，等等。
研究小组分别组织成员在上海和广州两市开展实地调查，参与调查的学生主要为上海师范大学和仲恺农业工程学院部分在校就读的大学生，每个调查小组由2名同学组成，事先接受相应的市场调查的主题内容和调查技能的培训，调查地点主要选择分布在城市中大小不一的菜市场，调查时间为2015年8-10月。
（一）两市城镇居民家庭调查的样本情况
本次在上海和广州两市分别获得221户和358户，而且全部为有效样本。统计结果表明，两市接受调查人员平均年龄分别为41.06岁和41.16岁，年龄差异性不大；从接受调查者的性别看，上海市女性占61.54%，广州市女性占50.28%；上海和广州两市城镇居民家庭人口平均数分别为3.421人和4.379人，相对而言，广州市城镇居民家庭人口数量普遍高于上海的同期水平；广州市城镇居民家庭户均60以上老人和18岁以下小孩数量分别为0.883人和1.115人，而同期上海平均水平分别为1.057人和0.308人，这两组数据在两个不同城市之间存在着较大的差异，尤其是广州市城镇居民家庭户均18岁以下小孩数量远高于上海市的同期水平（见表1）。
（二）两市城镇居民家庭每周人均生活费支出比较
从调查获得的统计数据可知，上海市城镇居民家庭每周用于生活费平均支出为696元，较同期广州市城镇居民家庭平均值675元高出21元，仅高3.11%，这一统计结果充分反映出生活在两座城市的镇居民家庭每周人均生活费支出差异性不大。
（三）两市城镇居民家庭平均每周购虾产品数量比较
统计结果表明，上海市城镇居民家庭平均每周购虾产品量基本保持在512克左右，而广州城镇居民家庭平均每周购虾量大致在494克，略比上海同期少。
（四）两市城镇居民家庭对虾类产品的偏爱程度比较
统计结果发现，上海市城镇居民家庭对虾类产品表现出“比较喜欢”，而广州市城镇居民却表现出“一般”的状态。不过，广州市城镇居民家庭每次购虾量平均在936克，而同期上海市城镇居民家庭平均虾量大致为869克，广州市城镇居民家庭平均每次购虾数量要略高于同期的上海，或许与家庭平均人口数量有直接的联系。
（五）兩市城镇居民家庭购买虾产品地点比较
调查发现，广州市城镇居民家庭一般选择在流动商贩处购虾的次数较多，而上海居民家庭一般选择在大型农贸市场或超市购买虾类产品，呈现出较大的差异性。主要由于上海人口众多，上海市的市场行政管理部门对流动商贩的管理严格程度要高于广州，因此，流动商贩相对较少。
（六）两市城镇居民家庭购买虾类产品时选择倾向情况比较
调查发现，两市城镇居民家庭在购买虾类产品均考虑到鲜活产品，不过广州市居民选择的鲜活比例略高于同期上海的平均水平。因为广州地处我国东南沿海，靠近我国对虾生产基地，而上海市工业化水平较高，可供养殖对虾产品的水域面积较少，其居民消费的对虾产品主要由国内其他省份贩运而来，诸如广东、浙江和江苏等省，由于长途运输的缘故，因此，上海市居民家庭购买到对虾产品的鲜活程度不及广州。
（七）两市城镇居民家庭选择吃对虾地点比较
nlc202309090747
统计结果表明，上海市居民家庭选择“在餐馆吃虾”的比重略高于广州市居民家庭，但是更多情况下，两市居民家庭基本选择“购虾回家做好吃”，这或许与中国普通居民家庭年收入总量相关。据实地调查，餐馆里销售的制成品对虾价格通常是市场上生鲜对虾产品的3倍之多。
（八）两市城镇居民家庭购买虾类产品理由比较
统计结果表明，上海和广州两市居民家庭购买虾类产品的理由存在较大的差异性，针对本次问卷调查设计的购买虾类产品理由排名前三位的情况作出对比分析，其中，在上海市居民家庭选择排前三名的分别是：“为家中孩子和老人补充营养所需”（113户，占51.13%）、“质量安全可靠”（48户，占21.72%）和“比较实惠”（19户，占8.60%）；而同期广州市居民家庭选择购买虾类产品理由排前三名的分别是“为了家中孩子和老人”（132户，占比36.87%）、“其它”（77户，占比21.51%）和“质量安全可靠”（50户，占比13.97%）。因此，相对而言，上海市城镇居民家庭选择购买虾类产品时考虑“家中小孩和老人”的因素要高于广州的同期水平，同时考虑“质量安全”的因素比例也高于广州的同期水平，表明上海市城镇居民家庭消费水产品质量安全意识要高于同期广州市居民家庭。
（九）兩市虾类产品销售价格差异性比较
调查统计结果表明，广州市虾类产品平均销售价格水平为3.307，而同期上海市的虾类产品平均价格水平为3.584，上海市虾类产品平均售价高于广州市同期0.277个等级，较同期广州市的价格高于8.38%。由于广州地处中国对虾生产量最大的省份，而上海年产对虾产量最低，其市场上销售的虾类产品几乎来自全国或世界各地，因而，其销售价格高于广州也在情理之中。
（十）两市虾类产品销售价格涨幅差异性比较
调查统计结果表明，广州市虾类产品价格涨幅波动平均值为2.291，处于相对偏低的区间，同期上海虾类产品价格涨幅波动平均值为2.602，虽然价格涨幅波动程度要高于同期的广州，但仍然处于波动幅度相对偏低的区间。上海市虾类产品价格涨幅波动程度高于广州同期价格波动的13.57%，因此，上海市的虾类产品价格涨幅波动幅度高于同期广州的波动幅度。
（十一）两市猪肉价格涨幅程度差异性比较
调查统计结果表明，近两年来，上海和广州两市的猪肉价格均呈现出较大水平的上涨幅度，两市猪肉价格上涨幅度平均值分值为3.484和3.274，两市猪肉价格上涨幅度均处在偏高的区间，且上海市同期猪肉平均价格上涨幅度高于广州平均价格的6.41%。
（十二）两市城镇居民家庭收入差异性比较
调查统计结果表明，2014年上海和广州两市城镇居民家庭收入平均值分别2.037和1.919，其对应的家庭平均值大致分别为20.37万元和19.19万元，因此，上海市城镇居民家庭收入平均值较同期广州的平均值高1.18万元，高6.15%，这一结果与国家统计局公布的上海和广州两市人均GDP绝对数据是相对应的。
三、两市城镇居民家庭虾类产品消费需求模型构建
为了更详细地分析影响两市城镇居民家庭虾产品消费需求因素及其差异性。为此，必须建立相应的计量模型，并通过实证分析方法查找具有一定解释力的影响因素。根据经济学基本原理，可以初步建立居民家庭虾产品消费需求计量模型：
其中，代表样本家庭每周虾产品消费量，分别表示影响居民家庭虾产品消费量的因素，结合本项研究的主题及其特点，一般而言，影响居民家庭虾消费量的因素通常涉及到居民家庭收入、虾产品自身价格涨幅变化、以猪肉等替代品的价格涨幅变化、居民消费习惯或偏好、家庭60人以上老人数量和18岁以上的小孩数量，等等，因而，居民家庭虾产品最终消费量的计量模型可设定为：
在模型（2）中，代表样本居民家庭虾产品每周的消费量，Y代表居民家庭年收入，P代表虾产品自身价格涨幅波动程度，代表以猪肉等替代品价格涨幅波动程度，S代表居民对虾产品的消费偏好程度，ZO和ZY分别代表居民家庭60岁以上老人数量和18岁以下小孩数量，各变量的详细定义（见表2）。
结合对上海和广州两市城镇居民家庭2015年虾产品消费需求调查数据，可以分别构建上海市（221个样本）和广州市（358个样本）2市城镇居民家庭虾产品消费量计量模型，按照逐步回归并剔除不显著影响因素，最终得到2个不同的计量模型，各变量前的系数详细情况（见表3）。
四、上海、广州两市城镇居民家庭虾类产品消费差异性分析
（一）上海市居民家庭虾产品消费量计量模型
从模型1的结果看，P（虾价格上涨幅度）和ZY（家中18岁以下孩子人数）这2个变量没有通过相应水平的统计假设检验，而居民家庭年收入、猪肉价格涨幅、消费者偏好和家中60岁以上老人数4个变量均对居民家庭虾产品消费量产生显著的影响。其中，家庭收入前的系数值为0.272，表明在猪肉价格上涨幅度、消费者偏好和家中60岁以上老人数3个变量保持不变的前提下，当家庭年收入每增加1个等级，家庭每周虾类产品消费量平均相应增加0.272个等级；同理，在其他条件保持不变的前提下，猪肉价格每上涨1个等级，家庭每周虾类产品消费量平均相应增加0.166个等级；当消费者偏好每提升1个等级，家庭每周虾类产品消费量平均相应增加0.415个等级；当家中60岁以上老人每增加1人，家庭每周虾类产品消费量平均相应增加0.102个等级。其中，在4个影响因素中，消费者偏好对上海市居民家庭虾类产品每周平均消费量变化的影响程度最大。
（二）广州市居民家庭虾产品消费量计量模型
从模型2结果看，（猪肉价格上涨幅度）和ZO（家中60岁以上老人人数）这2个变量没有通过相应水平的统计假设检验，而居民家庭年收入、虾价格上涨幅度、消费者偏好和家中18岁以下孩子人数4个解释变量均对居民家庭虾产品消费量有显著的影响。其中，家庭年收入水平前系数为0.571，表明当其他变量保持不变时，当居民家庭年收入每增长1个等级，家庭每周虾类产品消费量平均相应增加0.564个等级；同理，在其他条件保持不变的前提下，若虾价格上涨幅度每增加1个等级，家庭每周虾类产品消费量平均相应下降0.086个等级；当消费者偏好每提高1个等级时，家庭每周虾类产品消费量平均相应增加0.136个等级；当家中18岁以下孩子数量每增加1人，家庭每周虾类产品消费量平均相应增加0.171个等级。其中，在4个影响因素中，家庭年收入情况对广州市居民家庭虾类产品每周平均消费量变化影响程度最大。
nlc202309090747
（三）上海与广州两市居民家庭虾产品消费需求差异性影响因素分析
模型1和模型2的计量结果表明，居民家庭年收入和消费者偏好这两个解释变量均对两市居民家庭虾产品消费量有显著的正向影响，其余解释变量对居民家庭虾类产品消费量的影响差异性较大。其中，上海市居民家庭成员因偏好程度引起虾产品消费需求增长幅度高于同期广州市平均水平0.279个等级，即上海市城镇居民家庭购买虾产品的偏爱程度远高于同期广州市城镇居民家庭；而广州市居民家庭收入增长变化引起虾产品消费需求增长幅度高于同期上海市平均水平0.292个等级，即广州市城镇居民家庭虾产品收入消费需求弹性系数高于同期的上海市平均水平；换言之，广州市城镇居民家庭收入增长对虾产品消费需求变化的敏感程度较大。此外，还有一些因素对两市城镇居民家庭虾产品消费需求影响程度较大。
1.虾价格涨幅因素
对广州市城镇居民家庭而言，虾价格涨幅变动对其家庭虾产品消费需求有显著的影响，而同期在上海市居民家庭却没有受到影响，表明虾价格涨幅变动对上海市城镇居民家庭虾产品消费需求影响程度较低；而同期的广州市居民家庭消费需求影响程度较大，即虾价格变化会立即影响到广州市居民家庭虾产品消费需求量。其主要原因是上海市居民家庭收入普遍高于同期的广州，高收入有利于居民家庭烫平因虾价格上涨所带来的不利影响。
2.猪肉价格涨幅因素
对上海市居民家庭而言，猪肉价格涨幅变动对其家庭虾产品消费需求有显著的影响，而同期在广州市居民家庭却没有受到影响。相对于上海市而言，由于广州市猪肉价格相对便宜，猪肉价格涨幅不大，而上海的猪肉价格涨幅较大，一旦猪肉价格上涨幅度过大，必然会引起消费者选择虾产品这类替代品的消费需求，因而出现这种结果。
3.家中60岁以上老人数量
计量结果表明，上海市居民家庭60岁以上老人人数每增加1人，则家庭虾产品消费需求量相应增加0.102个等級，而同期广州市居民家庭却没有出现这种现象。由于上海市老年化程度高于同期的广州，因此，上海市居民家庭更加注重从老人需求的角度购买虾产品消费，以最大限度地满足老人身体健康的需求。
4.家中18岁以下孩子数量
计量结果表明，广州市居民家庭18岁以下孩子人数每增加1人，则家庭虾产品消费需求相应增加0.171个等级，而同期上海市居民家庭却没有出现这种现象。由于广州市居民家庭18岁以下孩子平均数量远高于同期的上海，因此，广州市居民家庭更加注重从孩子需求的角度购买对虾产品消费，以最大限度的满足孩子成长的需要。
五、对策建议
促进虾产业健康稳定发展，不仅可以为广大消费者提供物美价廉的虾产品，而且能够更好地满足广大城乡居民生活需要，改善居民副食品消费结构，同时，为生产企业或养殖农户创造更多的利润，为此，需要做好以下几方面工作。
（一）努力提高居民家庭收入，提升居民家庭虾产品的购买力
因为居民家庭收入水平决定着消费需求及其变化，因此，各级政府要出台相应的政策措施，努力拓宽城镇居民就业渠道，不断提高居民家庭收入，为城镇居民家庭扩大消费支出（包括对虾消费）提供强有力的资金支持。
（二）加强虾类产品的宣传力度，巩固消费者对虾类产品消费需求的偏好
要充分利用各种营销渠道，加强对虾类产品在其营养价值、质量安全以及有利于促进人体健康等相关专业知识的宣传力度，进一步挖掘虾产品的各项功能，提高消费者对各类虾产品的认知度，巩固和提升消费者对虾类产品消费需求的偏好，力争吸纳更多的消费者关注对虾产品，努力扩大消费者虾类产品的需求。
（三）加强对虾类产品生产者的管理，确保虾产品质量安全
要严格落实虾产品生产者质量安全主体责任制，严禁在虾类产品的生产过程中投喂各种类型的抗生素，探索虾产品生态养殖模式，逐步建立虾产品质量安全追溯体系，确保虾类产品生产的全过程质量安全，努力提升虾类产品在消费者心目中的质量安全地位。
（四）大力支持生鲜冷链物流建设力度，降低虾类产品的运输成本
在逐步搭建能够连接生产者、经销商和消费者等不同利益主体等多方不同利益主体之间电商平台的前提下，政府应大力鼓励和支持生鲜冷链物流建设力度，努力降低生鲜水产品的运输成本，以最大限度地刺激消费者对虾类产品的消费需求。
参与文献：
[1]上海市统计局.2015年上海市国民经济和社会发展统计公报[EB/OL].（2016-2-29）.http：//district.ce.cn/newarea/roll/201602/29/t20160229_9173984.shtml.
[2]广州市统计局.2015年广州市国民经济和社会发展统计公报[EB/OL].（2016-3-26）.http：//news.sina.com.cn/o/2016-03-26/doc-ifxqssxu8229514.shtml.
（责任编辑：陈爱军）
消费差距 篇5
改革开放以来我国经济快速发展, 国民收入水平大幅提高。但随着社会财富增加的同时, 收入分配问题也凸显出来, 全国基尼系数由1980年的0.23上升到2005年的0.47, 居民收入差距已超过合理限度。同时我国居民消费率持续走低, 过低的消费率使国内需求相对不足, 经济增长不得不依靠高投资、高出口来维持。受2008年全球金融危机的影响, 我国GDP增长速度明显回落, GDP增速放缓的背后折射出我国经济增长过度依赖于投资和出口而内需不足的缺陷。我国内需不足是多种因素综合作用的结果, 其中居民收入差距持续扩大是导致消费需求不足的一个重要因素。
2 收入差距对消费需求影响的模型分析
2.1 模型参数提出及假设
现将全体居民按某一标准线划分为高收入群体和低收入群体, 收入标准线根据不同国家和地区的实际情况来确定, 随着经济的发展而改变。收入等于或高于标准线的居民为高收入群体, 收入在标准线以下的居民为低收入群体。设定高收入群体的总收入为Yh, 其平均消费倾向为Ch (0
2.2 收入差距对消费影响的数理模型
平均消费倾向是收入中用于消费的比率, 因此高收入群体的消费总量为YhCh, 低收入群体的消费总量为YlCl, 全体居民总消费量为:
C=YhCh+YlCl (1)
由Yl=Y-Yh及Yh=βY, 代入式 (1) 可得
C=[ (Ch-Cl) β+Cl]Y (2)
由 (2) 式变形得
C=[βCh+ (1-β) Cl]Y (3)
记βCh+ (1-β) Cl=, 则undefined, 为全体居民的平均消费倾向。这里的平均消费倾向是两类不同收入群体平均消费倾向的加权平均, 因此包含了收入差距的结构效应结果。由Ch
由βCh+ (1-β) Cl=解出β, 可得收入差距的测算公式:
undefined (4)
(4) 式表明, β可由全体、高收入和低收入群体的平均消费倾向来确定。
根据C=[ (Ch-Cl) β+Cl]Y, 对于相同的Y, 不同的β取值对应不同的C值。这说明即使是对相同的总收入水平Y, 由于收入结构的不同, 总量消费C的水平也就不同, 从理论上证明了收入差距与消费水平有直接影响的关系。
由于Ch
收入差距的变动体现在收入结构的变动上, 因此收入差距对消费的作用可以用∂C/∂β来度量。由 (1) 和 (4) 式计算出
∂C/∂β=Y (Ch-Cl) (5)
由 (5) 式计算消费C对β的弹性系数
undefined
undefined (6)
由于undefined, 因此undefined, 说明β的变动方向对消费C的作用是反方向的, 即当β下降时C上升, 当β上升时C下降。其绝对值为undefined, 绝对值的大小取决于Cl与比值的大小, 即Cl与的比值越大, 弹性数值的绝对值就越大。
2.3 不同收入增加对消费的影响效应
不同收入阶层增加收入, 对总量消费产生的结果不同。假定总收入Y中存在一个增量ΔY, ΔY有三种方式实现:增加高收入者的收入, 而低收入者的收入不增加;增加低收入者的收入, 高收入者的收入不增加;高、低收入者各有收入增加。对于相同的ΔY, 三种增长方式对总量消费C产生的效应是否一样?
对 (1) 式求微分得
dC=ChdYh+CldYl (7)
第一种方式的条件为dYh=ΔY, dYl=0, 此时总量消费C的增量为ChΔY;
第二种方式的条件为dYl=ΔY, dYh=0, 此时总量消费C的增量为ClΔY。
由于Ch
3 城镇居民收入差距对消费影响的测算
根据城镇居民历年收入消费支出情况, 计算消费对收入差距变动的弹性系数, 如下表所示。
数据来源:根据2001—2010年《中国统计年鉴》按收入等级划分城镇居民家庭基本情况相关数据计算所得。
从上表中可以看到, 随着收入的增加, 城镇居民平均消费倾向呈下降趋势, 低收入户的平均消费倾向要高于高收入户的平均消费倾向。收入差距变动对消费作用效应可通过消费C对β的弹性系数来体现, 对2000—2009年的弹性系数进行加权平均, 其结果为-0.15, 这表明城镇居民的收入差距上升1%, 消费水平要下降0.15%。
4 结论与政策建议
我国消费需求不足的主要原因是居民收入增长缓慢, 收入差距的扩大也不利于扩大消费需求。要扩大内需, 充分发挥消费需求的导向作用, 必须提高中低收入者的收入, 缩小居民收入差距。
4.1 提高中低收入者的收入水平
加大对中低收入群体的扶持力度, 对低收入者进行技术培训, 提高其劳动技能, 设法创造更多的就业机会, 切实解决他们的就业问题;建立健全最低工资制度, 建立完善的工资稳定增长机制, 不断提高企业职工工资水平;多渠道增加农民收入, 贯彻落实农民减税增收的政策措施, 切实解决农民工的工资拖欠问题。
4.2 完善社会保障制度
由于我国当前社会保障制度的不完善, 提高了居民未来预期的不确定性, 导致居民现期消费需求不断降低。要健全社会保障制度, 扩大社会保障覆盖范围, 增加政府公共服务产品供给, 提高社会保障水平;完善城镇居民养老、医疗、失业等社会保险制度, 加快建立农村养老、医疗保险制度, 健全城乡社会救助制度, 建立城镇居民住房保障制度。
4.3 建立健全税收体系
完善个人所得税的征收体系, 加强个人所得税的征管, 使个人所得税的征收以实际收入为依据, 充分发挥税收对收入分配差距的调节作用;建立遗产税和赠予税, 避免由于继承和赠予导致生产条件占有的不平等;实行更加优惠的惠农税收政策, 提高农民收入。
摘要：针对目前我国居民收入差距不断扩大和消费率持续走低的事实, 本文建立收入差距与消费需求关系数理模型, 得出收入差距扩大和消费需求是负向关系, 缩小收入差距可以提高居民消费倾向。要扩大内需、充分发挥消费需求的导向作用, 必须调整收入分配结构, 缩小收入差距。
关键词：收入差距,消费需求,消费倾向
参考文献
[1]李晓宁, 刘静.初次分配效率与公平失衡的“连锁效应”分析[J].经济学家, 2011 (6) :38-46.
消费差距 篇6
一、文献综述
近年来, 国内学者对我国城镇化、城乡收入差距与消费之间的关系进行了大量的研究, 但大部分文献集中在研究两两之间的关系, 将三者放在同一个分析框架中进行研究的文献较少。一是关于城镇化与城乡收入差距之间关系的研究。陆铭、陈钊 (2004) 认为城市化对城乡收入差距具有双向效应, 并通过实证分析发现城市化缩小城乡收入差距的效果大于扩大城乡收入差距的效果。陈迅、童华建 (2007) 利用1985~2003年全国统计数据, 对城市化及其相关变量与城乡收入差距进行多元回归分析, 结论显示城市化扩大了我国城乡收入差距。程开明等 (2007) 对城镇化与城乡收入差距之间的相互作用效果进行了实证研究, 实证结果显示城镇化是造成城乡收入差距扩大的原因, 而城乡收入差距是城市化水平上升的原因。显然, 上述学者对城市化与城乡收入差距作用关系的结论是不完全一致的。二是关于城镇化与消费之间关系的研究, 部分学者认为城镇化不能起到拉动我国城乡居民消费增长的作用或者作用非常微小, 更多的学者则认为城镇化对居民消费需求增长具有正向促进作用。田成川 (2004) 认为我国城乡二元结构是制约消费增长的根本原因, 在城乡二元结构下我国农村居民收入较低使得农村的整体购买力比较有限, 而且城乡分割的工业化现状导致城镇化速度落后于工业化速度, 服务业发展缓慢, 这也在一定程度上限制了农村消费水平的提高, 因此, 他认为城镇化是解决我国消费不足的重要途径。张书云, 周凌瑶 (2010) 结合我国1978~2008年的年度数据, 利用VAR模型对我国城镇化与农村居民消费之间的关系进行了实证分析, 结果表明城镇化与农村居民之间存在相互促进的关系。孙虹乔, 朱琛 (2012) 选取2009年我国205个地级市的截面数据实证分析了城镇化水平对农村居民消费的影响, 结果显示城镇化对农村消费的增长具有显著促进作用, 而且随城镇化程度的提高而提高。三是关于城乡收入差距与消费之间关系的研究。李军 (2003) 通过对居民收入差距对消费需求的影响进行研究发现, 收入差距的扩大会产生降低居民消费需求水平。王少平、欧阳志刚 (2008) 认为城乡收入差距扩大是导致我国目前总需求不足的重要原因, 而总需求不足主要表现为消费需求不足。吴迪, 霍学喜 (2010) 对城乡居民生活消费差距与生活收入差距之间的关系进行了验证, 实证结果显示城乡居民消费差距可以引起城乡居民收入差距, 而城乡居民收入差距不能引起城乡居民消费差距。另外, 他还通过Chow.s断点检验发现, 城乡居民生活消费差距和生活收入差距的动态关系呈现出明显的阶段性。
笔者试图将城镇化、城乡收入差距与消费放在同一个分析框架中, 利用1978~2011年的年度宏观数据, 对改革开放以来我国城镇化、城乡收入差距与消费的动态关系及相互作用机制进行探究。
二、城镇化、城乡收入差距与消费之间的作用机制
(一) 城镇化与城乡收入差距
在各项改革不断深化的进程中, 我国逐渐形成了以户籍制度和土地制度为基础的二元经济结构, 主要表现:城市经济以现代化的大工业生产为主, 而农村经济以典型的小农经济为主;城市的道路、通信、卫生和教育等基础设施发达, 而农村的基础设施落后;城市的人均消费水平远远高于农村等等。这在一定程度上限制了农村居民向城市的流动, 增加了城镇化对城乡收入差距影响的不确定性。
一方面, 城镇化有缩小我国城乡收入差距的效应:一是大量农村剩余劳动力涌入城市, 这提高了农村的生产效率和人均拥有耕地面积, 而由于城市中的整体收入水平要高于农村, 所以涌入城市的这部分劳动力可以获得比在农村更多的收入, 从而有利于提高农村的收入水平。二是农村劳动力向城市的转移增加了城市中劳动力的供给, 加剧了城市中劳动力市场的竞争程度, 从而降低了劳动力的均衡工资水平, 有助于缩小城乡收入差距。三是转移到城市中的农村劳动力在城市中积攒了资金, 学习了新知识, 提高了自身技能, 返乡后可以进行消费和投资, 从而带动农村的经济发展, 提高农民收入。
另一方面, 城镇化有扩大我国城乡收入差距的效应。一是农村的人力资本不断向城市中流动, 为城市建设贡献力量, 促进了城市的较快发展。而且, 劳动力向城市的集聚带动了产业向城市的集聚, 促进了城市工业的发展。这都进一步扩大了乡村与城市发展水平的差距, 从而加大了城乡收入差距。二是从我国户籍制度现状来看, 农村居民向城市居民转化大都通过户籍买卖、结婚就业、置办房产等方式实现, 这意味着农村居民中收入水平和受教育程度较高的居民有更大的机会转为城市居民, 这在统计上必然进一步扩大城乡收入差距。三是农村劳动力的大量涌给城市带来了诸如城市基础设施不足、农民工子女受教育难等问题, 政府将更多的资金投入城市用于解决这些难题, 在一定程度上减少了本该投入到农村的资金, 进一步扩大了城乡收入差距。
(二) 城镇化与消费
城镇化可通过多种机制对居民消费尤其是农村居民的消费水平施加影响, 最主要的体现在以下几个方面:一是农村劳动力在城市可以获得比在农村更高的收入, 而收入是影响消费水平的最重要因素, 因此城镇化可以通过调节居民收入的变化影响消费。二是农村居民进入城市之后, 消费水平不仅会与同一阶层的农村居民进行比较, 还会与具有更高消费水平的城市居民进行比较, 城镇化会带来示范效应, 通过改变农村居民的消费观念来影响消费。三是城镇化促进了城市和农村消费市场的对接, 既方便了城市居民对农产品的消费, 又有利于城市工业消费品流向农村, 从而带动居民整体消费水平的提高。
(三) 城乡收入差距与消费
城乡收入差距扩大会改变社会收入结构, 进而改变社会消费倾向、社会消费结构来影响居民消费。首先, 城乡收入差距扩大会使社会财富集中于少数人手中, 低收入和中等收入居民所占比例减少, 而低收入与中等收入居民的消费倾向低于高等收入居民, 因此社会整体消费水平会发生变化;其次, 收入差距扩大使得高收入居民所占比例减少, 对价格较高的高档商品的消费人群减少, 而中、低档物品的消费群体增加, 居民消费机构发生变化, 收入差距的扩大可以通过改变消费结构来影响消费, 而消费结构的变化带来产品结构的变化, 产品结构的变化又反过来影响居民消费。
三、实证分析
(一) 变量选取、数据来源
城镇化水平是衡量城镇化发展程度的指标, 用城镇人口占总人口的比重作为其代理变量;城乡收入差距用城市居民可支配收入与农村居民的人家纯收入之比来度量;用全国居民的生活消费支出作为消费的衡量指标, 全国居民的生活消费支出可以由全国居民人均生活消费支出与总人口数的乘机得到, 并用我国的城乡居民消费价格指数 (CPI) 对其进行了通胀处理。
本文所采用的所有数据都来源于1978~2011年的《中国统计年鉴》。为了消除时间序列的异方差性的影响, 本文对城镇化水平、城乡收入差距、消费的统计数据都进行了取对数处理, 分别用LNUR、LNIG、LNC来表示。
(二) 实证结果与分析
1. 单位根检验
为了防止时间序列数据分析因为“伪回归”造成结论无效, 本文首先采用扩张的狄克-富勒 (Augmented Diekey-Fuller, 简称ADF) 方法对选取的时间序列数据进行平稳性检验。ADF检验结果见表1。
注:检验类型 (C, T, K) 中的C, T, K分表示单位根检验模型中的常数项、时间趋势和滞后阶数。
从表1可以看出, LNUR、LNIG、LNC的ADF统计量均大于5%显著水平下的临界值, 因此城镇化、城乡收入差距和消费的原序列数据均不平稳。经过一阶差分后, 三个序列均是平稳的, 即LNUR、LNIG、LNC~I (1) 。
2. Johansen协整
由于LNC、LNIG、LNUR均是一阶单整序列, 因此三个变量之间具有存在协整关系的可能。本文采用Johansen协整检验来判定三个变量之间是否具有长期均衡关系。在进行Johansen协整检验之前先要确定滞后期阶数, 这里利用VAR模型来确定滞后期, 通过比较VAR滞后不同阶数下AIC和SC值的大小, 最终选择滞后期阶数为4。Johansen协整检验结果见表2。
注:*表示在5%的显著水平下拒绝原假设
从表2可以看出, LNC、LNIG、LNUR之间存在2个协整关系, 因此城镇化、城乡收入差距与消费之间存在长期均衡关系。
3. VAR模型
由于LNUR、LNIG、LNC~I (1) , 而且由AIC和SC准则可以得出最优滞后阶数为4, 因此可以建立城镇化、城乡收入差距和消费的VAR (4) 模型。三个变量的VAR模型方程如下:
实证结果显示, VAR模型中三个方程的可决系数分别为0.999246、0.999557和0.988086, 表明VAR模型拟合程度较好。但由于VAR模型中系数比较多, 而且VAR模型中每个系数只是反映了一个局部的动态关系, 而并不能捕捉全面复杂的动态关系, 因此无法通过分析模型系数估计值来分析VAR模型, 本文将借助脉冲响应函数和方差分解来作进一步分析。
4. 脉冲响应
图1和图2分别反映了城乡收入差距和消费对城镇化的随机误差项的一个标准差冲击的响应路径和效果。图中横轴表示响应函数的追踪期数;纵轴表示被解释变量对解释变量冲击的响应程度;曲线表示脉冲响应函数, 代表各相应变量冲击的动态响应;两侧的虚线是脉冲响应函数加减两倍标准差的值, 表明冲击响应的可能范围。
收入差距的脉冲响应图收入差距
费的脉冲响应图收入差距
从图1中可以看出, 城乡收入差距对城镇化率的一个标准差信息冲击的响应程度在前9年表现为正向的;到第9年之后, 开始转变为负向。具体的响应轨迹是:城镇化率的增加在第2年对城乡收入差距有一个较大正向的冲击, 城镇化率提高1个百分点, 城乡收入差距大约上升0.018个百分点。此后, 城镇化率的冲击力度逐渐减弱, 并在第7年左右减弱为零。第9年之后, 城乡收入差距对城镇化率的冲击开始呈现出明显的负向响应。从对图形的分析中我们可以得出以下结论:在短期内, 我国城镇化会扩大城乡收入差距, 而在长期城镇化具有缩小城乡收入差距的作用。我国城镇化与城乡收入差距在短期具有正相关关系的原因主要有以下两个:一是在城镇化开始阶段, 我国城市偏向政策比较严重, 政府将更多的资源和资金投入到城市建设中, 城市的经济发展要快于农村经济发展, 这在一定程度上扩大了城市和乡村居民之间的收入差距。二是我国城镇化进程中存在城镇化与产业发展不协调的问题, 在推进“人口城镇化”和“土地城镇化”的同时忽略了“产业城镇化”, 导致城镇化没有产业的支持, 部分农村居民转变为城镇居民后没有固定的收入来源, 从而导致了城乡收入差距的扩大。而在长期, 城镇化发展到比较成熟的阶段, 城镇化水平和质量都达到比较高的水平, “人口城镇化”、“土地城镇化”和“产业城镇化”协调发展, 城镇化有利于缩小城乡居民的收入差距。
从图2中可以看出, 消费对城镇化率的一个标准差信息冲击的响应程度在前7年表现为正负向相互交替;到第7年之后, 消费对城镇化率的冲击开始呈现出明显的正向响应。从对图形可以得出, 我国城镇化对消费具有促进作用, 可以在一定程度上带动消费水平的提高。这说明城镇化是推进我国经济增长的重要途径, 是拉动我国消费的潜在动力, 需要进一步推进城镇化进程, 提高我国城镇化的水平和质量。
5. 方差分解
脉冲响应函数显示的是一个变量的冲击对另一个变量的动态影像路径, 而方差分解则提供了关于每个扰动项因素影响VAR模型内各个变量的相对程度。文中表3为城镇化率的方差分解结果。
从图3可以看出, 城镇化率变动起初受自身变动的影响比较大, 随后城镇化自身的影响逐渐降低, 贡献率大约稳定在29%左右。城乡收入差距变动对城镇化变动的影响不断增强, 贡献率从0逐渐增加到33%左右。而消费变动对城镇化的影响则经过了先增加后下降的过程, 消费变动的贡献度在第9期达到最大值, 大约为42.84%。此后, 消费变动的影响逐渐下降, 并逐渐稳定在36%左右。
四、结论及建议
基于本文所得结论, 可以提出如下政策建议:一是用科学发展观对城镇化进程进行引导, 保证城镇化科学发展。要对城镇化各个阶段的发展定位、放心和重点进行规划, 建立比较科学的城镇化建设体系。二是继续优化地方财政支出结构, 加大对农村的财政支持力度。一方面要将更多的资源和资金从城市转移到农村来, 促进农村的经济发展和基础设施建设;另一方面要建立或完善农村地区在公共教育医疗保险等方面的保障体系, 使农村居民能够享受到城镇化带来的成果。三是加快产业发展, 增强各产业对我国城镇化的支撑作用。产业发展不仅可以为农村经济增加活力, 而且可以解决城镇化过程中农村居民的就业问题, 因此要加快产业结构调整, 增强产业集聚程度, 促进“人口城镇化”、“土地城镇化”和“产业城镇化”协调发展。
摘要：通过选取1978～2011年全国统计数据建立Var模型, 对我国城镇化、城乡收入差距与消费之间的关系进行实证分析发现:城镇化、城乡收入差距与消费三者之间存在长期均衡关系;我国城镇化对城乡收入差距的影响在长期和短期存在差异, 城镇化在短期会扩大城乡收入差距, 而在长期有利于缩小城乡收入差距;城镇化有利于促进我国消费水平的提高。
关键词：Var模型,城镇化,城乡收入差距,消费
参考文献
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消费差距 篇7
改革开放以来，经济建设成为社会生活的主体，经济实现了跨越式发展，城乡居民收入水平进一步提升，我国已经成为世界上中上等收入国家。但是高速的经济发展之下不可避免地暴露出很多问题，城乡居民收入差距进一步增大，城乡经济发展很不平衡。虽然在经济飞速发展的大背景下消费水平进一步提高，但是从整体情况来看，消费只实现了量的增长，没有实现质的提升，消费水平呈总体下降的发展趋势，这无疑给国民经济的进一步发展带来隐患。虽然政府已经采取了一系列经济措施来扩大内需，影响消费水平的周期性因子已经得到了一定程度的缓解，但是收入分配因子还没有的到明显改善，收入差距增大的态势也没有得到进一步缓解，国民经济发展内劲不足。因此，有必要针对我国的经济发展现状对城乡收入差距与消费需求变化之间的关系进行研究，以求为进一步缩小城乡差距、扩大内需提供政策支持。
二、中国城乡居民消费水平与收入分配现状
随着我国社会经济的不断发展，居民的收入不断提升，但是从现实情况来看，城市居民与农村居民的人均收入差距呈逐渐扩大的趋势，这就使国家扩大内需的经济政策难以很好地实现。由于有效供给不足，高收入的城市居民的消费倾向逐渐下降。而低收入的农村居民虽然消费意愿强烈，但是受收入水平的限制其消费能力也受到一定制约。总体来说，我国经济发展中表现出的问题主要有以下几个方面：
1、消费水平错位
从基本的经济发展规律来考量，适度的内需是保持经济长期稳定发展的基本因素。但是从我国经济发展现状来看，一方面面对城市高收入群体，我国企业制造的中低端产品供给过剩，高端产品供给不足，单纯的价格调节已经不再能够“出清”供求平衡。造成有效供给不足，从而制约了经济发展。另一方面农村消费水平的持续低迷也制约了我国经济的快速发展。农村居民收入水平较低，有效需求不足，商品经济难以达到良好的发展效果；再者，农村居民受传统消费观念的影响，储蓄数额呈逐年上涨的趋势，消费和生产之间产生了巨大的矛盾，供求关系的不平衡导致了经济发展态势不能够长期稳定保持。
2、城乡收入差距不断扩大
虽然改革开放以来我国经济发展取得了突出成就，人均收入水平有了很大改善，经济结构逐渐向多样化发展，但是不可否认的是收入差距逐渐增大。在我国社会转型中，政府权力的干预、城乡二元结构的限制、政治与经济机会的分配不均以及利益集团的存在都在使中国的城乡收入差距扩大。并且在市场经济中“马太效应”日趋明显，加重了收入分配问题的复杂性。虽然我国农村收入水平在不断提高，但其发展速度仍难以与城市发展速度相比。收入差距的进一步增大意味着一部分人虽然绝对收入有所提升但是相对收入却在下降，相应的购买力也在逐渐下降。人均收入差距进一步扩大带来的另一问题就是形成了不同的收入群体与消费群体，高收入人群与低收入人群的矛盾进一步激化，社会稳定面临更加严峻的挑战。
我国采用分离的方法分别统计城市和乡村的人均收入水平。据国家统计署的统计数字显示，城乡收入水平之间的差距呈现先减小后增大的态势，改革开放初期城乡收入差距指数达到了2.56，并在一段时间内该数据逐渐减小，在1983年城乡收入差距指数达到了最小值1.82，但一直到现在，该数据逐渐增大，目前城乡收入差距指数达到了3.33。城乡收入差距指数的变化表明，城乡收入差距进一步扩大。
三、消费水平与收入分配之间的关系
1、平均消费倾向方面
消费收入方程可以表现如下：
C表示消费数额，C0表示自主消费，a表示边际消费倾向，Yd表示可支配的自由资金。从上式方程和一般消费规律来看，消费水平与可支配的自由资金有直接的线性关系，而可支配的自由资金又与收入水平直接挂钩，可知收入水平直接影响了消费水平。对于低收入者来说，用于基本生活需求的资金占收入的大部分，用于其他娱乐活动的资金相对较少。收入水平达到一定水平之后，居民开始进行预防性储蓄和遗赠性储蓄，同时有更多的资金用于其他娱乐活动，从而实现了效用最大化。因此，平均消费倾向随着收入水平的提升而不断下降。另外，如果收入分配极不平衡，高收入人群占有全部资产的绝大部分，整个社会的边际消费倾向和平均消费倾向就会下降，从而抑制消费水平的进一步增长，减缓经济长期平稳发展的态势。
2、储蓄动机方面
受传统文化和消费意识的影响，我国大多数居民都有储蓄的习惯，从储蓄动机来看，有预防性储蓄和遗赠性储蓄两种形式。预防性储蓄是指人们为了应对未来未知意外事故的花费需求而进行的储蓄，但是对于大多数低收入者来说预防性储蓄要求不能得到充分满足，超出其收入承受能力的消费计划就不能实现。随着人均收入水平不断提升，预防性储蓄的数额也不断增大，相应的消费能力也会受到一定程度的影响。在满足了基本生活需求和具有了一定预防性储蓄之后，开始为下一代进行储蓄的意愿尤为突出，尤其是在我国这种情况更为普遍。同时，在不同收入人群中人均遗赠性储蓄数额差异巨大，高收入人群具有更多的额外资金进行遗赠性储蓄，这也是造成收入差距增大的另一原因。
四、扩大居民消费需求的重要途径
1、推动供给侧改革
近年来，澳洲奶粉、韩国化妆品、日本马桶盖、欧美奢侈品等备受国人的青睐。中国游客海外购物的疯狂态势世界瞩目。然而在此背后却是国内消费增长的低迷，2010年到2014年名义增速从18.3%下滑到12%;2015年，仍然在持续下降。通过供给侧改革，一方面建立有效的过剩产能退出机制，减少无效供给；另一方面，从生产、供给端入手，通过创新来提高生产效率，调整供给结构，增加有效供给，刺激人们的消费需求，为真正启动内需，打造经济发展新动力寻求路径。供求是双方面的平衡，供给侧改革是在解决供给问题，同时也在创造新的需求，而且这种与供给相平衡的需求才是更可靠、更实在、更具有可持续性。
2、合理调整积累与投资的比例
20世纪90年代以来，在国家经济政策大力扶植之下，我国的投资率一直居高不下，国民将多余资金用于黄金、股票、债券等投资项目，经济在一段时间内实现了稳定增长，但是最终消费率却增长缓慢，消费与投资的增长速度很不平衡。因此国家有关部门应立足于我国的基本国情，适当的控制投资的增长速度，努力提高积累效率和消费率，保持投资与消费之间的增长平衡，进一步提升消费水平。
3、努力提升农村地区的收入水平
我国是一个农业大国，大多数农村地区经济发展相对落后，大部分农村居民都属于低收入人群，因此，提升农村地区居民收入水平对于促进全国经济发展和调节城乡居民收入差距具有重要的现实意义。首先，国家和政府应该加大对农业经济的保护力度，制定多种经济扶植政策保证农业经济的长期稳定发展，如制定农产品收购的最低限价制度、增大农耕机械购买的资金扶植力度以及减少农民的风险成本等，减轻农民负担，提升农业经济发展水平。其次，政府应该加大对农业的资金投资力度，如在农村教育、医疗设施建设、科学研究和农村副业等领域设置专项资金，并加强对农民工的保护，因地制宜积极开展城镇经济建设，增加就业岗位，提升农村人均收入水平。
4、加快基本保障制度的建设
良好的经济发展需要以完善的保障体系为重要依托。在很长一段时间内国内的社会保障制度都是针对城镇地区来建立的，涉及到农村地区的相对较少，农村居民大多数游离于社会保障体系之外，继而影响到了生活水平的提升。因此国家社会保障部门应该尽快通过户籍制度改革、扩大社会保障覆盖面等措施使农村居民享受到平等待遇，并且应该设置多元化的社会保障资金用于养老保障制度、医疗保险制度等涉及到大多数农村居民保障制度的建设，从根本上保障农村居民的合法权益，减小与城镇地区的差距，进而提升农村地区的消费需求。
五、结束语
本文从现实角度出发，对我国城乡人均收入情况以及消费需求等进行了重点介绍，并对他们之间的影响关系进行了分析，指出应该从供给侧改革、合理调整积累与投资的比例、努力提升农村地区的收入水平以及加快基本保障制度的建设等三个方面进行努力。缩小城乡收入差距以及扩大内需是一个艰巨而持久的工作，应该立足于我国基本国情，探究城乡收入差距与消费需求之间的深层次关系，激发经济发展潜力，进一步缩小城乡收入差距，实现城乡经济的共同发展。
参考文献
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消费差距 篇8
1 江苏省内农村居民衣着消费的现状及其分析
近年来, 江苏省内农村居民在衣着方面的消费呈现不断增长的趋势, 从2005年的191.1元增加到2010年的350元, 增长率达到83.2%, 平均每年增长16.6%。但是从衣着消费占总消费的比例来看, 从2005年5.3%上升到2006年5.4%, 然后在2007年出现下降趋势, 2007年和2008年均为5.2%, 接着增长到并稳定在2009年的5.3%, 另外, 受过2008年金融危机的影响, 农村居民收入减少, 在满足基本消费需求后减少了其他多样化的消费 (如表1) 。这一切证实消费结构变动规律, 即衣着所占比重会上升, 然后趋于稳定, 甚至下降。因为这是由衣着需求的特性决定的, 虽然衣着日益多样化, 但其购买数量有限, 当衣着需求基本满足后, 其支出比重就会呈现稳定或下降趋势。
2 江苏省农村不同收入组对衣着消费的现状研究
随着农村居民收入水平的提高, 从而提高居民购买力水平, 农村高收入户对衣着的消费绝对额大幅度增长, 将近低收入户的3倍, 对衣着的质量、面料都要求较高。另外, 高收入户衣着消费观念的改变, 更加注重舒适、漂亮;相反, 当前农村中低收入户仍然以低档为主, 追求衣着的省钱、耐用。
农村市场不断开放, 使得农村居民与外界的接触机会增多, 农村高收入户尤其是年轻人对衣着的款式、色彩和流行元素有很高的要求, 衣着消费初步向时装化、成衣化、个性化方向发展;农村中低收入户对衣着的品牌和时尚没有要求, 其需求处于低档次。
从图1中可以清晰地看出, 观察各个不同收入曲线变动幅度: (1) 低收入组和高收入组的变动幅度较大, 其最高占比与最低占比分别相差0.6个百分点和0.5个百分点; (2) 其次是中低收入组和中高收入组, 其最高占比与最低占比都相差0.5个百分点; (3) 变动幅度最稳定的是中等收入组, 最高和最低占比相差0.1个百分点。这说明, 在衣着消费方面, 中等收入组消费稳定性>中低收入组和中高收入组>低收入组和高收入组。另外, 衣着消费占比例数值较低, 说明农村居民在满足衣着基本需求后, 用于享受型的比例下降, 即农村居民衣着处于一种基本生存需要, 未达到精神层面。
但是从衣着消费的绝对值来看, 低收入组的衣着消费从2005年的122.1元上升到2010年216.4元, 增长了77.2%, 中高收入组从163.2元增长到259.7元, 增长了58.1%, 中等收入组从185.9上升到310.6元, 增长了67.1%, 中高收入组从212.8元上升到409.7元, 增长了92.5%, 高收入组从295.2增长到605.3元, 增长了105.1%。这说明, 在这六年间江苏省内农村居民衣着消费的差距进一步拉大, 2010年农村高收入组衣着支出是低收入组的2.8倍, 高收入组追求品牌、档次, 而低收入组对衣着的需求还处于低档次的缺衣买衣的被动消费。
3 江苏省农村居民不同收入组对衣着消费影响的实证研究
根据凯恩斯的消费理论, 一个人的现期消费主要取决于他的现期收入, 由于农村居民收入水平低且难以通过借贷满足消费, 又因农村消费增长相对缓慢, 故假设农村居民的衣着消费在2004～2010年间基本上不受时间因素的影响, 将模型设为:yit=αi+βixit+εit, i=1, 2, …, 5, t=2003, 2004, …, 2010, 其中yit是第个收入组在第t年的人均生活衣着消费支出, xit是第i个收入组第t年的平均每人纯收入。
αi=α0+γi+zi, α0为平均截距, γi表示仅随个体不同的省略变量对同变量的影响, 表示各收入组的自发消费;表示仅随时间不同的省略变量对因变量的影响 (这里假设zi为0)
本文仅仅就各个不同收入组的资料进行研究, 所以将模型取为固定效应模型, 所有的数据来自2004～2011年《中国统计年鉴》, 利用EVIEWS软件直接计算 (表2) 。
从回归估计结果看, 衣着各年值都在0.981以上, 说明各年纯收入与衣着支出高度相关, 本文使用ELES模型对农村居民衣着消费支出进行分析完全可行。
从模型的识别上可见: (1) 不同收入组农民在衣着消费支出上, 各收入组农民不仅自发消费不同, 而且边际消费倾向也存在较大差异; (2) 农村居民衣着消费倾向较低, 说明农村居民对衣着不够重视, 收入增加后对衣着方面的消费增加较少。其中, 低收入户边际消费倾向是中低收入户的1.8倍, 是高收入户的2.9倍, 且自发消费相对最小, 表明低收入组在衣着上的购买潜力非常大, 而中高收入和高收入户的自发消费还是相对较高。这与农村居民生活环境有关, 收入较低的农村居民多是从事体力劳动, 决定了农村居民平时更愿意穿普通服装。且越贫困的农村居民有节俭的传统, 虽然会有几件质地好、款式新的衣服, 但只在走亲访友或过节时穿。
4 主要结论与建议
(1) 从2003～2010年江苏省农村居民衣着消费的实证分析来看, 其结论如下: (1) 农村居民衣着消费支出与人均年纯收入显著相关; (2) 农村居民衣着边际消费倾向较低, 农村居民收入中用于衣着消费的增量下降: (3) 农村居民衣着消费差距随收入差距进一步拉大, 低收入居民在满足衣着基本消费后几乎没有用于衣着的享受, 而高收入户已经开始进入衣着需求的精神层面。
(2) 基于上述论述, 主要建议如下: (1) 注重建立农民增收的长效机制, 从战略高度调整农业结构以提高农业的整体支出, 同时减少农民的负担, 加快建立农村社会保障体系, 减少未来的不确定性, 让农民的收入更多的用于享受型消费, 尤其是低收入户和中低收入户, 政府需积极为农村低收入户提供农业技术指导或提供外出打工的信息和就业指导, 优先安排其在乡镇企业就业。 (2) 农村居民衣着消费水平虽整体较低, 但收入较高层次的居民尤其是年轻人对衣着的消费已提升到品质层次。农村衣着的供给要针对不同层次的居民提供适销对路的产品。但当前农村市场衣着的供给仍然以低档为主, 不能满足农村居民的不同层次的需求, 从而压制了居民对衣着的消费热情。所以为了调动农村居民对衣着消费的积极性, 衣着供给方要深入农村, 进行调研分析, 从实际出发, 供给各种档次的服装给不同收入层次和不同年龄段的农村居民。 (3) 疏通农村衣着流通渠道, 减少流通环节, 使农村居民能在不远的集市购买到物美价廉、质量优的产品, 而不必到城镇的服装店购买, 减少农村居民在衣着购买过程中发生的路费、餐饮费的支出, 相应地减少了购买成本, 同时也激发了农村居民对衣着的购买欲。
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消费差距 篇9
很多国内学者认为我国日益扩大的收入差距导致了内需不足。臧旭恒、张继海 (2005) 采用持久收入消费模型, 验证了收入差距与总消费间的负相关关系;王小鲁 (2007) [1]通过对国家统计局有关收入消费数据的统计分析, 认为收入差距过大致使我国储蓄过度、消费不足;通过AIDS消费系统模型, 王艳、范金 (2007) [2]从消费结构的角度研究了收入差距对居民消费行为的影响, 发现收入差距对消费需求、尤其对耐用品消费具有一定的影响;基于协整理论和误差修正模型, 程磊 (2011) 发现城镇基尼系数、农村基尼系数和城乡收入比均是消费率下降的Granger原因;张屹山、陈默 (2012) 使用泰尔指数讨论了收入分配与扩大内需的关系, 认为收入差距的拉大是阻碍我国扩大内需战略实施及经济增长方式转变的根本因素。
虽然学者们使用不同的计量模型或方法, 验证了我国收入差距与内需不足间的因果关系, 但认为收入差距的扩大会制约消费的观点, 其理论依据源于Keynes (1936) [3]提出的绝对收入假说, 即著名的“边际消费倾向递减规律”———即高收入者的消费倾向要小于低收入者的消费倾向。目前, 多数研究均不加证明地把其作为前提使用, 但也有学者对该理论提出质疑。李军 (2003) [4]在对我国收入差距对消费影响的测算中, 发现我国高收入阶层目前的消费倾向依然较高, 收入差距扩大尚构不成内需不足的主因;在使用分位数回归对我国居民收入和消费的实证研究中, 陈建宝等 (2009) 也指出消费倾向总是随收入增加而减小的直观感觉并不可靠。
基于对收入差距与内需不足问题的已有研究, 本文选择使用CHIP2007城镇家庭调查数据, 采用门限回归模型检验我国城镇居民消费需求的非线性特征, 并进一步讨论收入差距与内需不足之间的关联性。
(注:数据来源于中国社会科学院金融统计数据库, 消费率经计算所得)
二、消费需求非线性特征的验证方法
(一) 模型选择
以往的包含结构突变点的非线性模型, 其突变点的选取及其个数的确定主要依靠于人为经验的判断和选定, 这种人为因素的干扰必然会使对潜在突变结构的估计出现偏差。对于我国居民消费需求非线性特征的定量测度, 本文拟采用Hansen (1999) [5]提出的门限回归模型 (Threshold Regression Model, TRM) 。门限回归模型是以内生的方式, 从样本估计中分离出以门限变量为基础的两个或几个样本, 能够更为准确地捕捉自变量和因变量之间内在的非线性关系, 对二者间结构性突变的度量也更为可信。
(二) 单门限回归模型估计
对于样本, 门限变量qi为连续标量, 而且也可是自变量xi本身。Hansen (2000) [6]给出的一般单门限模型形式如下:
其中I (·) 为Heaviside示性函数, 当门限变量qi≤γ时, I (qi≤γ) =1, I (qi>γ) =0, 则yi=μi+β'1xi+ei, 反之亦然。
(1) 式可进一步改写为以下紧凑的形式:
其中xi (γ) = (xiI (qi≤γ) xiI (qi>γ) ) ', β= (β'1β'2) '。对任意给定的γ, 通过最小二乘估计 (OLS) 便可得到 (2) 的待估参数β的估计值:
其对应的残差平方和记为S1 (γ) , 由此可见门限回归模型的关键在于如何确定门限值γ。Chan (1993) [7]和Hansen (1999) [5]建议把门限变量qi的每一个取值作为门限值, 分别对 (1) 或者 (2) 式进行OLS估计, 认为其中使得残差平方和S1 (qi) 最小的qi变为真实门限值γ的估计值, 即:
得到之后, 通过 (3) 式估计得到模型 (2) 的系数估计值, 残差方差σ12可用残差平方和除以其自由度来估计, 即:
其中k为包含xi在内的模型中的自变量个数, 残差序列自由度为 (n-k-1) 的原因, 是OLS估计中对残差序列施加了 (k+1) 个约束。
(三) 模型可信性检验
得到门限估计值后, 为确保模型的可信性, 还需验证以下两个问题:一是门限效应的显著性检验和门限个数的确定;二是门限估计值的一致性检验, 验证在大样本下γ是否为真实值γ0。通过这两个问题的相关性检验, 模型才可用于后续收入分布和内需不足问题的讨论。所以, 对于单门限效应的检验, 使用Hansen (1996[8], 1999[5]) 的LR统计量:
假设检验为H0:β'1=β'2, H1:β'1≠β'2, S0表示不存在门限情况下的残差平方和。在初始假设H0成立的情况下, 该检验分布不是标准的, 门限值γ并未参与回归, 是不可识别的。Hansen (1996) [8]使用在H0假设下回归得到残差, 通过多次自举法 (Bootstrap) 计算似然比统计量 (6) 的模拟值, 而后计算其大于临界值的概率p值, 如果该值小于给定的显著水平, 便拒绝H0不存在门限效应的初始假设。
对于门限个数的确定, 可重复使用上述检验方法, 检验第二个门限值的显著性。此时LR统计量为, 初始假设H0:有一个门限值, 备选假设H1:有两个门限值, 其中S2和分别是双门限回归模型:
的残差平方和与残差方差估计值。依次可检验三门限、四门限模型等等, 直至不再显著, 进而可知模型最终的门限个数。
对于门限估计值的一致性检验, Hansen (2000) [6]认为最好的方式是通过构造“不拒绝区间”, 构造门限估计值的渐进可信区间。在初始假设H0:γ=γ0下, 似然比统计量为:
Hansen证明了对于给定的显著水平α, 当时接受初始假设, 求解不等式便得到其渐进“不拒绝区间”。
(四) 数据说明及回归方程设计
本文数据主要使用中国收入分配研究院“中国家庭收入调查项目” (China Household Income Projects) 2007年城镇家庭调查的数据, 以下简称“CHIP2007”。该项数据包括我国上海、江苏、浙江、广东、河南、湖北、安徽、四川和重庆共9省市5 000多户家庭的收入、消费及有关家庭基本信息。在剔除掉少量存有信息缺失的家庭后, 本文最终筛选出满足研究需求的家庭共5 000户。相关价格指标使用中经网 (http://db.cei.gov.cn/) 综合年度数据库中2007年对应省份的价格指数数据, 以“全国=100”进行折算。
随着我国金融市场的逐渐完善, 财产性收入对家庭消费的影响日益显著, 同时考虑到不同收入群体对于价格的敏感性是不同的, 本文把财产性收入比例和价格指数视为解释变量。模型采用指标包括家庭消费性支出 (exp) 、家庭总收入 (hinc) 和财产性收入比例 (inc K) 、价格指数 (p) , 以及一些家庭特征的控制变量:省份 (prov) 、户主年龄 (age) 、家庭是否发生重大事件 (d) 、住宅位置 (h) 。其中重大事件包括结婚、子女出生、找到好工作、离婚或分居、生大病或意外伤害、家人去世、家里盖房或买房, 住宅位置分为主城区、城乡结合区、镇中心、镇乡结合区和特殊区域五类, 单门限模型设计如下:
其中门限变量为hinci, xi= (ln (hinci) inc Kipi) ', β1= (β11β12β13) ', β2= (β21β22β23) ', 控制变量Familyi主要为表征省份、重大事件、住宅位置等信息的一系列“0-1虚拟变量”。此外, 包含连续变量户主年龄, 用ln (age) 度量, Familyi项具体参与回归形式不再累述。双门限模型回归方程中增加一个示性函数, 如 (7) 所示, 依次类推。
三、收入-消费非线性作用机制的估计结果
(一) 门限值的估计
本文样本容量较大, 对门限变量家庭年收入每一个值带入 (8) 进行估计选择门限值工作量很大。考虑到处于相同收入阶层的家庭消费行为相似, 把能反映整个收入分布的特定分位数带入估计γ, 本文考察{2.5%, 5%, 7.5%, …, 97.5%}共39个分位点, 循环引入 (8) 式各分位点残差平方和分布曲线如图2所示。由图2可得以下结论: (1) 曲线S1完全处于S0线下方, 证明单门限模型较无门限模型对我国居民消费需求拟合得更好, 可初步判断居民消费需求非线性特征的存在性; (2) 单门限值γ1的估计值为处于60%分位点处的收入值, 即 (元) , 其对应的残差平方和; (3) 很有可能存在其他门限, 而且下一个门限值很有可能位于γ1的左边, 因为S1曲线存在两个连续极小值, 下一个为27.5% (残差平方和为846.54) 分位点。
对于第二个门限值, 当时, 双门限回归方程可设为:
当时相类似, 门限1和门限2互换位置即可。将39个分位点循环代入估计得到残差平方和分布, 结果如图3。图3可看出: (1) 分布曲线S2处于直线S1下方, 双门限模型拟合效果更佳; (2) 第二个门限值为27.5%分位点处的收入值, 即 (元) , 其残差平方和; (3) 曲线S2仅有一个显著连续极值点, 不存在其他门限值。
(注:直线S0是无门限残差平方和估计值, 曲线S1是单门限残差平方和分布)
(注:直线S1是单门限残差平方和估计值, 曲线S2是单门限给定情况下双门限残差平方和分布)
综上所述可知我国城镇居民收入-消费存在非线性的作用机制, 且收入对消费具有非线性双门限效应。对CHIP2007城镇调查数据的拟合结果, 显示门限区间为 (0, 30337.7]、 (30 337.7, 52 800]和 (52 800, +∞) , 在接下来的估计中分别称之为“低收入组”、“中等收入组”和“高收入组”, 各收入组主要变量的描述性统计如表1所示。
(二) 收入-消费的非线性双门限机制可靠性检验及估计结果
首先, 依次给出门限效应的显著性检验、渐进置信区间等模型可靠性检验结果;其次, 在确定模型形式基础上进行异方差性检验, 给出模型的估计结果。由表2的检验结果可判断: (1) 对于门限估计值52 800 (元) 和30 337.7 (元) , 两个门限显著性检验的统计量分别为13.14和13.98。由自举法模拟1 000次计算得到的拒绝原假设的概率均小于1%, 可知两个门限效应均很显著。 (2) 估计值均位于置信区间内, 置信区间内的估计值均满足LR1* (γ) ≤7.35 (95%的临界值) , 故接受门限估计值为真实门限一致估计量的初试假设。由此可知收入和消费间的非线性双门限模型是可靠的, 由其估计结果进一步讨论收入差距和内需不足的关联性是合理的。
由于本文使用的是大样本横截面数据, 估计前需进行异方差性检验, 模型的White异方差检验结果如表3所示。异方差检验结果显示P值等于0.0000, 故拒绝同方差的原假设, 认为存在异方差。对于异方差的处理, 陈强 (2010) [9]比较了常用的一些处理方式, 认为在大样本下采用“OLS+稳健标准差”的估计方式, 可以保证回归系数和标准差估计的一致性。估计的大样本一致性正是本文所看重的, 故模型将采用“OLS+稳健标准差”的估计方法, 估计结果见表4。
注:***、**、*分别表示在1%、5%和10%水平下显著。
四、收入差距与内需不足的讨论
(一) 双门限模型估计结果分析
由表4对消费需求非线性特征的双门限估计结果, 可知2007年我国城镇居民整体的消费倾向还是比较高的, 与同期的日本最终居民消费率0.573 (中经网数据计算得到) 相当;在1%显著水平下, 各收入组的收入对消费支出的影响均显著, 但不同收入组的消费倾向明显不同, 低收入组的0.575最高, 高收入组的0.566次之, 中等收入组消费倾向最低为0.525, 我国城镇居民消费需求随收入由低到高呈现“U”型的非线性特征。由此说明我国城镇居民的消费需求相对于收入确实存在非线性特征, 但并不满足“边际消费倾向递减”的假设, 这说明我国高收入家庭的消费倾向还是较高的, 反而中等收入消费热情并不高。另外, 财产性收入对高收入家庭来说会略微地增强其消费倾向, 但对中低收入家庭并不产生显著影响。另一个对消费影响显著的因素是价格或通胀, 中等收入组的消费稳定性最高, 高、低收入组对价格敏感性相对较高, 稳定性相对较差, 这表明中等收入家庭消费较为谨慎, 不会随价格的涨落盲目改变自己的消费支出计划。
(二) 探讨非线性特征下内需不足的成因
通过双门限估计结果的分析, 发现收入对我国城镇居民消费需求呈非线性“U”型特征。从整体社会福利的角度考虑, 高收入家庭消费的效用低于低收入家庭, 收入差距的扩大会降低社会整体福利效用。因此, 若单从消费需求的角度考虑, 收入差距可能并不是现阶段我国内需不足的主要原因。另外, 与邻国日本同期消费率对比, 我国城镇居民高低收入组的消费倾向基本与其处于同一水准, 而中等收入阶层却明显存在约5%的需求不足。因此, 有理由认为中等收入家庭的消费需求不强是我国现阶段内需不足的关键, 中等收入消费需求不足必然与其现阶段所处的消费阶段有关。考虑到消费的“攀比效应”, 可以拿中等收入的消费支出数据和高收入阶层进行比较, 具体见表5对CHIP2007数据的中、高收入组消费结构的统计结果。
食品和医疗为基础性消费, 家庭设备和交通通信涉及家电、汽车等耐用品消费, 表征基础消费外的第二级消费, 考虑到住房消费的现阶段特征于后者更为相似, 把居住也归为第二级, 文教娱乐和其他服务消费代表更高一级的消费。由表5的统计结果可知中等收入阶层与高收入阶层相比, 其食品、医疗等基础性消费对其需求制约仍较大, 约占其60%的支出, 其余的6项消费高收入支出比例均高于中等收入, 均是中等收入阶层未来潜在消费对象, 消费结构级别一般由低到高演变, 可判断现阶段中等阶层正处于耐用品消费阶段。一方面, 跨越住房、汽车及高档家庭设备的消费阶段本身需要的时间较长;另一方面, 现阶段物价、尤其是房价的快速增长, 使中等收入阶层陷于耐用品消费阶段的困境, 难以实现消费结构进一步升级, 导致其消费热情减退, 进而形成消费需求的“U”型非线性特征。该特征长时间存在产生累积效应, 进而致使内需不足的形成。所以, 在我国消费需求的非线性“U”型特征下, 一味强调低收入群体的增收只会使更多人陷入到这种消费结构的困境, 致使消费率进一步走低。
五、结论
1.对于消费需求非线性特征的检验和度量, CHIP2007数据的结果显示我国城镇居民消费需求确实存在双门限的非线性特征, 门限值分别为30 337.7元和52 800元, 进一步的检验结果表明这一双门限模型是稳健可靠的, 可用作分析收入差距和内需不足的讨论。
2.双门限模型的“OLS+稳健标准差”的估计结果, 显示由门限值划分的不同收入组的消费倾向明显不同, 低收入组的0.575最高, 高收入组的0.566次之, 中等收入组消费倾向最低为0.525, 我国城镇居民消费需求随收入由低到高呈现“U”型的非线性特征。
3.在本文的需求非线性特征下, 单从需求的角度考虑, 我国现阶段的收入差距不足以解释收入差距是内需不足的主要原因。通过对CHIP2007数据的中、高收入组的消费结构数据对比, 发现我国中等收入阶层所面临的以耐用消费品为主的消费结构困境, 可能是内需不足的主要症结所在。
基于上述结论, 关于收入分配制度改革方面, 除了在扩大内需过程中关注低收入群体外, 在保证公平的前提下也要着重确保中等收入阶层收入的稳定增长, 同时控制物价、尤其是房价等耐用品价格的膨胀, 保障其实际消费购买力的增长, 助其突破现有消费结构困境, 形成以中等收入阶层消费为主导的需求模式, 实现居民消费的稳定持久增长, 旨在完成我国经济增长方式由投资到消费拉动的转变。
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