公茂剛，王學(xué)真

(山東理工大學(xué) 商學(xué)院，山東淄博255012)

一、引 言

近年來，在拉動經(jīng)濟增長的三駕馬車中外需疲弱、投資下滑的情況下，擴大內(nèi)需，特別是存在巨大潛力的農(nóng)村市場的開發(fā)日益成為經(jīng)濟增長的主要支撐力量。就山東省而言，2011年農(nóng)村人口占58.87%，而且農(nóng)村居民的消費支出水平與結(jié)構(gòu)明顯低于城鎮(zhèn)居民。2011年山東農(nóng)村居民人均消費支出5901元，僅相當(dāng)于城鎮(zhèn)居民的40.5%，農(nóng)村居民恩格爾系數(shù)為35.7%，高于城鎮(zhèn)2.5個百分點。可見山東農(nóng)村居民消費的擴張與升級還有較大空間。在2009年中央一號文件中也明確指出“擴內(nèi)需、保增長的最大潛力在農(nóng)村”。

居民消費與經(jīng)濟增長關(guān)系的研究一直以來都備受學(xué)者和政策制定者的關(guān)注。李明賢等(2006)認(rèn)為農(nóng)村消費不足導(dǎo)致消費升級不快是制約我國經(jīng)濟增長的重要因素①。姜惠芬(2008)認(rèn)為農(nóng)村居民消費的增長對人均GDP的影響要大于城鎮(zhèn)居民消費增長的影響，刺激我國農(nóng)村市場的消費是擴大內(nèi)需，促進我國經(jīng)濟發(fā)展的重要方面②。陳亮等(2010)對1985～2008年我國農(nóng)村居民消費與經(jīng)濟增長間相互關(guān)系的變動趨勢做了實證分析，并認(rèn)為1995年以前農(nóng)村居民消費對經(jīng)濟增長的拉動作用較為明顯，但之后農(nóng)村居民消費對經(jīng)濟增長的拉動作用顯著降低③。劉曉軍等(2012)對新疆農(nóng)村居民消費與經(jīng)濟增長關(guān)系的演進規(guī)律進行了分析，并認(rèn)為農(nóng)村居民消費水平的變動對于拉動經(jīng)濟增長的貢獻作用相對較?、?。曾國安等(2012)利用我國1978～2009年數(shù)據(jù)實證分析的結(jié)果表明，農(nóng)村居民消費支出每增長1%，GDP平均增長0.24%⑤。高月梅等(2012)通過建立VAR模型進行實證分析的結(jié)果表明農(nóng)村居民消費有力的推動了我國經(jīng)濟增長⑥。此外，在農(nóng)村居民消費對經(jīng)濟增長作用方面做出研究的還有劉東皇等(2011)⑦，韓勇等(2011)⑧，胡琰琰(2012)⑨，劉太琳等(2012)⑩等。

綜上所述，在農(nóng)村居民消費與經(jīng)濟增長的關(guān)系問題上，多數(shù)學(xué)者認(rèn)為農(nóng)村居民消費對經(jīng)濟增長具有顯著貢獻，應(yīng)重點促進農(nóng)村居民的消費，保證經(jīng)濟持續(xù)穩(wěn)定增長。而收入是決定消費的主要變量，無論是Keynes的絕對收入假說、Duesenberry的相對收入假說，還是Friedman的持久收入假說、Modigliani的生命周期假說，無不都在說明消費與收入的密切聯(lián)系。那隨著山東農(nóng)村居民的純收入及其收入不同來源的不斷增長變化，山東農(nóng)村居民的消費對經(jīng)濟增長的作用是否會體現(xiàn)出明顯的階段性變化呢?這一問題正是本文所要解決的。

二、模型構(gòu)建與變量數(shù)據(jù)說明

本研究采用Hansen(2000)?發(fā)展的門檻面板模型，它根據(jù)數(shù)據(jù)本身的特點來內(nèi)生地劃分區(qū)間。基本的門檻面板回歸模型為:

其中，Yit代表被解釋變量;φi為個體效應(yīng);為一系列除Mit外對被解釋變量有顯著影響的解釋變量;代表受門

檻變量影響的解釋變量;λ為相應(yīng)的系數(shù)向量;git為門檻變量;τ為特定的門檻值;β1、β2和β3則分別為門檻變量在git＜τ1、τ1＜ git≤τ2和 git＞ τ2時解釋變量 Mit對被解釋變量 Yit的影響系數(shù);I(·)為指標(biāo)函數(shù)，當(dāng)門檻變量滿足其條件時，該函數(shù)值為1，否則其值為0;模型中的擾動項為白噪聲序列，即

本文中，門檻效應(yīng)檢驗的被解釋變量是經(jīng)濟增長，Mit是基礎(chǔ)型消費和發(fā)展享受型消費，git為純收入、工資性收入、經(jīng)營性收入、財產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入，此外根據(jù)國民收入的決定理論，本文還加入了投資、城鎮(zhèn)居民消費、凈出口和政府購買作為解釋經(jīng)濟增長的控制變量。

本文實證分析的時間范圍為2002－2011年，截面的數(shù)量為17，即山東省的17個地級市。相關(guān)變量的數(shù)據(jù)描述如下:選用GDP作為經(jīng)濟增長的衡量指標(biāo)?；A(chǔ)型消費(Basic)包括食品消費和衣著消費。發(fā)展享受型消費(Devel)包括居住消費、家庭設(shè)備用品消費、交通通信消費、文教娛樂消費和醫(yī)療保健消費。投資(Inv)采用全社會固定資產(chǎn)投資額。城鎮(zhèn)居民消費(Cityx)采用城鎮(zhèn)居民人均消費支出。采用政府財政支出作為政府購買(Gov)的衡量指標(biāo)。凈出口(Nx)是由各地級市海關(guān)統(tǒng)計的出口減進口得到。農(nóng)村居民消費(Rualx)采用農(nóng)村居民人均消費支出。純收入(Inc)使用農(nóng)村居民人均純收入。工資性收入(Sal)、經(jīng)營性收入(Man)、財產(chǎn)性收入(Pro)和轉(zhuǎn)移性收入(Tra)是純收入的四個來源。本文數(shù)據(jù)除投資來源于各地級市2003－2012年的統(tǒng)計年鑒外，其他所有數(shù)據(jù)都來源《山東統(tǒng)計年鑒》(2003－2012)。相關(guān)數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計詳見表1。

表1 變量數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計

三、檢驗結(jié)果及分析

在做門檻效應(yīng)檢驗之前，首先做面板數(shù)據(jù)模型，檢驗山東省農(nóng)村居民消費對經(jīng)濟增長的影響程度。通過Hausman檢驗?，確定采用固定效應(yīng)模型，回歸結(jié)果詳見表2?？蓻Q系數(shù)為0.997，表明擬合效果較好，而且各解釋變量回歸系數(shù)的t值都通過了顯著性水平檢驗，表明各變量對被解釋變量都有顯著的影響。而且各變量對經(jīng)濟增長的效應(yīng)都顯著為正。其中，山東省農(nóng)村居民消費增長1%，GDP將增長0.121%，城鎮(zhèn)居民消費增長1%，GDP將增長0.426%。由此可見，居民消費是影響山東省經(jīng)濟增長的主要因素。但相比較而言，城鎮(zhèn)居民消費對山東省經(jīng)濟增長的作用更大。這可能是由于山東農(nóng)村居民的收入水平還比較低，消費支出較少，消費層次較低造成的。隨著農(nóng)村居民收入的增加，其消費對山東經(jīng)濟增長的作用是否會表現(xiàn)出階段性的不同，這就需要通過門檻效應(yīng)檢驗來確定。

表2 固定效應(yīng)回歸結(jié)果

進行門檻效應(yīng)檢驗，首先要確定門檻的個數(shù)，依次在不存在門檻、一個門檻、兩個門檻和三個門檻的設(shè)定下對相應(yīng)模型進行估計，得到F統(tǒng)計量和自抽樣檢驗結(jié)果。表3是分別以基礎(chǔ)型消費和發(fā)展享受型消費作為受門檻變量影響的變量，分別以農(nóng)村居民家庭人均純收入、工資性收入、家庭經(jīng)營收入、財產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入為門檻變量的門檻效應(yīng)檢驗結(jié)果。從中可以看出，在農(nóng)村居民基礎(chǔ)型消費對經(jīng)濟增長的作用中，農(nóng)村居民的純收入在5%的顯著性水平下具有雙重門檻，工資性收入在5%的顯著性水平下具有三重門檻，經(jīng)營性收入在5%的顯著性水平下具有單一門檻，財產(chǎn)性收入在10%的顯著性水平下具有單一門檻，轉(zhuǎn)移性收入在5%的顯著性水平下具有雙重門檻。在農(nóng)村居民發(fā)展享受型消費對經(jīng)濟增長的作用中，農(nóng)村居民的純收入在5%的顯著性水平下具有雙重門檻，工資性收入在1%的顯著性水平下具有雙重門檻，經(jīng)營性收入在5%的顯著性水平下具有單一門檻，財產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入在10%的顯著性水平下分別具有單一門檻和雙重門檻。表4給出了相應(yīng)的門檻值估計結(jié)果。

表3 門檻效應(yīng)檢驗結(jié)果

Mit git 模型 F值 P值 臨界值1% 5% 10%單一門檻30.681 0.023 39.552 21.49 15.872 Develit Inc it 雙重門檻14.282 0.017 17.092 11.473 8.244三重門檻4.518 0.137 13.837 8.425 5.511 35.511 0.000 20.88813.95810.326雙重門檻單一門檻Develit Sal it 26.718 0.007 24.44219.47716.266三重門檻9.167 0.11 17.717 13.106 9.311單一門檻29.571 0.03 36.344 25.623 19.692 Develit Manit 雙重門檻8.091 0.06 15.053 9.338 6.617三重門檻4.821 0.08 8.541 5.922 4.457單一門檻14.367 0.077 25.346 15.46 10.222 Develit Pro it Develit Tra it雙重門檻 8.336 0.16 17.962 13.302 10.453三重門檻 4.044 0.16 13.298 7.949 5.834單一門檻 15.692 0.247 32.195 26.924 22.631雙重門檻 9.491 0.083 15.396 11.802 8.664三重門檻 8.389 0.207 22.226 17.269 13.452

表4 門檻值估計結(jié)果

表5是以基礎(chǔ)型消費作為受門檻變量影響的變量的回歸結(jié)果。雖然經(jīng)過表3的檢驗，基礎(chǔ)型消費對經(jīng)濟增長的作用受農(nóng)村居民純收入及其四類來源數(shù)量變化的影響。但從表5的回歸結(jié)果來看，在農(nóng)村居民純收入及其四類來源的不同數(shù)量階段，基礎(chǔ)型消費對經(jīng)濟增長的作用并沒有通過顯著性檢驗，即在各階段這種作用不明顯。之所以會出現(xiàn)這種結(jié)果，其原因主要是食品、衣著等基礎(chǔ)型消費屬于生活必需品，其收入彈性較低，因此，隨著收入的增加，基礎(chǔ)類消費的增加較少，其對經(jīng)濟增長的影響也就不顯著。

表6是以發(fā)展享受型消費作為受門檻變量影響的變量的回歸結(jié)果，由表6可知，山東農(nóng)村居民的家庭經(jīng)營收入、財產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入的增長變化顯著影響發(fā)展享受型消費對經(jīng)濟增長的作用。當(dāng)家庭經(jīng)營收入低于2127.32元時，山東農(nóng)村居民的發(fā)展享受型消費增長1%，GDP將增長0.133%;當(dāng)家庭經(jīng)營收入高于2127.32元時，農(nóng)村居民的發(fā)展享受型消費增長1%，GDP將增長0.123%。當(dāng)山東農(nóng)村居民的財產(chǎn)性收入低于88.35元時，農(nóng)村居民的發(fā)展享受型消費增長1%，GDP將增長0.152%;當(dāng)財產(chǎn)性收入高于88.35元時，農(nóng)村居民的發(fā)展享受型消費增長1%，GDP將增長0.142%。當(dāng)山東農(nóng)村居民的轉(zhuǎn)移性收入低于284.5元時，農(nóng)村居民的發(fā)展享受型消費增長1%，GDP將增長0.121%;當(dāng)財產(chǎn)性收入高于284.5元低于664.56元時，農(nóng)村居民的發(fā)展享受型消費增長1%，GDP將增長0.149%，當(dāng)轉(zhuǎn)移性收入高于664.56元時，農(nóng)村居民的發(fā)展享受型消費增長1%，GDP將增長0.142%。由此可見，隨著農(nóng)村居民家庭經(jīng)營收入、財產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入的增加，發(fā)展享受型消費對經(jīng)濟增長的促進作用總體上有一定的減弱，但減弱的幅度很小，而且發(fā)展享受型消費對經(jīng)濟增長的影響始終為正。收入增加造成發(fā)展享受型消費拉動經(jīng)濟增長效應(yīng)的小幅下降，這可能和農(nóng)村居民的消費理念有關(guān)，農(nóng)村居民比較保守，收入的增加并沒有帶來發(fā)展享受型消費的大量增加，造成發(fā)展享受型消費拉動經(jīng)濟增長效應(yīng)的小幅下降。

表5 基礎(chǔ)型消費的門檻效應(yīng)回歸結(jié)果

表6 發(fā)展享受型消費的門檻效應(yīng)回歸結(jié)果

四、結(jié)論與啟示

通過以上分析，本文得出以下四點結(jié)論。

第一，山東經(jīng)濟增長受到農(nóng)村居民消費、城鎮(zhèn)居民消費、投資、政府購買以及進出口的顯著正向影響。而且在目前階段，山東城鎮(zhèn)居民消費對經(jīng)濟增長的作用比農(nóng)村居民消費的作用要大。

第二，根據(jù)門檻效應(yīng)檢驗，山東農(nóng)村居民的基礎(chǔ)型消費對經(jīng)濟增長的拉動作用隨其收入的增長變化體現(xiàn)出階段性的不同，但在以純收入和收入的四類來源作為門檻變量進行回歸時農(nóng)村居民基礎(chǔ)型消費對經(jīng)濟增長的階段性作用并不明顯。

第三，山東農(nóng)村居民的發(fā)展享受型消費對經(jīng)濟增長的作用受其收入增長變化的顯著影響，特別是不同來源收入的增長變化對農(nóng)村居民發(fā)展享受型消費拉動經(jīng)濟增長的作用有較大差別。

第四，隨著山東農(nóng)村居民家庭經(jīng)營收入、財產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入的增加，發(fā)展享受型消費對經(jīng)濟增長的促進作用總體上呈減弱趨勢，但幅度較小，而且該作用始終為正向影響。

由此可以得出的啟示是:既然農(nóng)村居民消費是促進山東經(jīng)濟增長的重要因素，因此應(yīng)擴大農(nóng)村居民消費規(guī)模，提高其消費水平，使農(nóng)村居民消費不斷優(yōu)化升級。而要增加農(nóng)民消費就必須提高其收入水平，特別是工資性、經(jīng)營性和財產(chǎn)性收入。

［注釋］

①李明賢，文春暉:《農(nóng)村消費不足對我國經(jīng)濟增長的約束分析》，《消費經(jīng)濟》，2006年第6期。

②姜惠芬:《擴大我國農(nóng)村居民消費需求對經(jīng)濟的拉動潛力探討》，《消費經(jīng)濟》，2008年第3期。

③陳亮，朱琛:《我國農(nóng)村居民消費對經(jīng)濟增長拉動作用的實證分析及對策》，《經(jīng)濟縱橫》，2010年第2期。

④劉曉軍，戴俊生:《農(nóng)村居民消費與經(jīng)濟增長關(guān)系的演進規(guī)律研究》，《消費經(jīng)濟》，2012年第3期。

⑤曾國安，張群卉:《論中國農(nóng)村居民消費增長的作用及制約因素》，《福建論壇》(人文社會科學(xué)版)，2012年第5期。

⑥高月梅等:《農(nóng)村消費啟動與中國經(jīng)濟增長關(guān)系的統(tǒng)計檢驗》，《統(tǒng)計與決策》，2012年第5期。

⑦劉東皇，孟范昆:《金融危機背景下我國居民消費的經(jīng)濟增長效應(yīng)研究》，《統(tǒng)計與決策》，2011年第1期。

⑧韓勇，劉放:《農(nóng)村消費啟動與中國經(jīng)濟增長:基于1985－2009年經(jīng)驗數(shù)據(jù)的實證檢驗》，《財經(jīng)科學(xué)》，2011年第4期。

⑨胡琰琰:《消費拉動我國經(jīng)濟增長的約束條件和政策啟示》，《當(dāng)代經(jīng)濟》，2012年第21期。

⑩劉太琳等:《我國農(nóng)村居民消費與經(jīng)濟增長關(guān)系分析》，《東岳論叢》，2012年第10期。

? Hansen Bruce E.Sample Splitting and Threshold Estimation.Econometrica，2000，68(3):575 －603.

? Hausman Jerry A.Specification Tests in Econometrics.Econometrica，1978，46(6):1251－1271.