佟成軍

內(nèi)容摘要：在居民消費(fèi)的過程中，消費(fèi)環(huán)境起到了關(guān)鍵作用。因此研究消費(fèi)環(huán)境對城鎮(zhèn)居民消費(fèi)增長的影響具有重要的意義。針對我國居民消費(fèi)水平偏低的現(xiàn)狀，本文以宏觀消費(fèi)環(huán)境為研究視角，借助廣義矩陣估計(jì)法，實(shí)證分析了我國消費(fèi)環(huán)境對城鎮(zhèn)居民消費(fèi)增長的影響。結(jié)果顯示：我國城鎮(zhèn)居民的人均家庭消費(fèi)逐漸提高，但消費(fèi)增長率卻逐年下降；消費(fèi)金融市場的發(fā)展水平與發(fā)達(dá)國家相比明顯偏低；隨著我國區(qū)域的不同，消費(fèi)環(huán)境對城鎮(zhèn)居民消費(fèi)增長所造成的影響也存在較大差異；我國基礎(chǔ)設(shè)施的不完善阻礙了商品的流通，進(jìn)而導(dǎo)致居民消費(fèi)增長率持續(xù)走低。

關(guān)鍵詞：消費(fèi)環(huán)境 居民消費(fèi) 廣義矩陣估計(jì) 動態(tài)面板

問題的提出

在國際經(jīng)濟(jì)競爭日趨激烈的環(huán)境下，我國僅通過加大進(jìn)出口貿(mào)易以及增加投資的方式來維持經(jīng)濟(jì)的持續(xù)發(fā)展已不符合當(dāng)今的經(jīng)濟(jì)形勢，我國居民的消費(fèi)水平較西方發(fā)達(dá)國家消費(fèi)水平存在一定差距，因此，提高我國消費(fèi)增長率是促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的必由之路。在分析之前，有必要對消費(fèi)環(huán)境的內(nèi)涵進(jìn)行闡述，本文將消費(fèi)環(huán)境定義為對我國政治、市場經(jīng)濟(jì)、居民消費(fèi)等均產(chǎn)生影響的宏觀消費(fèi)環(huán)境。宏觀消費(fèi)環(huán)境中的經(jīng)濟(jì)變量之間存在著復(fù)雜且緊密的聯(lián)系，許多經(jīng)濟(jì)學(xué)家曾采取多重角度對經(jīng)濟(jì)變量之間的關(guān)系進(jìn)行剖析。隨著世界經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展，消費(fèi)理論也逐漸成熟，生態(tài)環(huán)境與社會制度等因素均會對消費(fèi)環(huán)境造成影響，且隨著環(huán)境的不同，其受到的影響程度也存在顯著差異。然而，宏觀消費(fèi)環(huán)境的改變能否對城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平產(chǎn)生影響？消費(fèi)環(huán)境改變的程度不同是否對居民消費(fèi)的影響也隨之不同？社會基礎(chǔ)設(shè)施的完善、社會保障制度的更新是否會對居民消費(fèi)環(huán)境產(chǎn)生積極影響？諸如上述的一系列問題均需要得到解答，因此，本文以消費(fèi)環(huán)境的變化為視角，研究其對消費(fèi)增長的影響。

模型設(shè)定與變量選取

（一）模型設(shè)定

（二）變量選取

本文以我國31個省市2010-2017年度的省際面板數(shù)據(jù)為研究內(nèi)容，由于港澳臺地區(qū)與我國內(nèi)地的經(jīng)濟(jì)形勢和社會制度有很大差別，因此，本次研究沒有將港澳、臺地區(qū)的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)列入研究內(nèi)容。所有選取的變量均來自我國經(jīng)濟(jì)與社會網(wǎng)發(fā)布的數(shù)據(jù)，同時，為了排除物價(jià)波動所帶來的影響，本研究所有數(shù)據(jù)均采用CPI進(jìn)行了調(diào)整，模型所闡述的所有變量含義如表1所示。

通過對我國現(xiàn)階段的農(nóng)村居民經(jīng)濟(jì)情況進(jìn)行分析得知，農(nóng)村居民使用信用消費(fèi)的人數(shù)很少，因此，本文將我國城鎮(zhèn)居民作為分析對象。將我國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平表示為Ct，Yt表示我國城鎮(zhèn)居民的家庭人均可支配收入。表示我國不同區(qū)域的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)情況的變量有公路密度highwt、鐵路密度railwt，道路密度值為道路的總公里數(shù)與該省的國土面積的比值，bedt表示城鎮(zhèn)每萬人口醫(yī)療衛(wèi)生部門的病床數(shù)量。creditt表示我國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)金融環(huán)境的標(biāo)準(zhǔn)，creditt的年度數(shù)據(jù)來自我國央行的年度區(qū)域經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)庫，通過對我國金融部門的貸款余額中的居民消費(fèi)數(shù)據(jù)進(jìn)行平均統(tǒng)計(jì)得到。insurt表示我國社會保障的選擇標(biāo)準(zhǔn)。

實(shí)證及結(jié)果分析

（一）數(shù)據(jù)平穩(wěn)性分析

經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)通常隨著時間的變化而產(chǎn)生波動，導(dǎo)致兩個模塊之間的數(shù)據(jù)出現(xiàn)不平穩(wěn)分布，在通過模型對其進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析時容易使得數(shù)據(jù)出現(xiàn)較高的關(guān)聯(lián)性，導(dǎo)致出現(xiàn)“偽回歸”的結(jié)果。因此，本文為了避免“偽回歸”現(xiàn)象的出現(xiàn)，在進(jìn)行回歸檢驗(yàn)之前對所構(gòu)建模型中的所有數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，具體檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

由于城鎮(zhèn)居民的支出和收入等變量均會隨著時間的變化而出現(xiàn)波動，因此，本文將所研究的變量進(jìn)行了一階差分處理。選取經(jīng)過差分處理后的數(shù)據(jù)，通過回歸模型進(jìn)行檢驗(yàn)。通過表2可以看出，兩種形式所檢測出的p值均為0，由此說明當(dāng)所選取的變量顯著水平低于1%時，存在單位根的模型假設(shè)不存在。因此，通過檢驗(yàn)的模型所分析的數(shù)據(jù)均為平穩(wěn)序列，“偽回歸”現(xiàn)象出現(xiàn)的概率為0，與實(shí)證分析的標(biāo)準(zhǔn)一致。

（二）描述性統(tǒng)計(jì)分析

在我國31省市居民消費(fèi)的最初數(shù)據(jù)中，本文對居民消費(fèi)數(shù)據(jù)通過CPI處理得到真實(shí)值，將真實(shí)值與其余變量共同進(jìn)行一階差分處理，同時，對變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析和相關(guān)系數(shù)分析，具體分析結(jié)果如表3和4所示。

對比表3和表4可以看出，在城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的相關(guān)系數(shù)矩陣中，收入與消費(fèi)相關(guān)系數(shù)為0.1965，由于收入與消費(fèi)的相關(guān)系數(shù)較小，但變量的顯著水平卻較高，因此，居民的經(jīng)濟(jì)收入被確定為內(nèi)生變量并不會對整體統(tǒng)計(jì)結(jié)果造成影響；居民消費(fèi)增長的二次方與其消費(fèi)的有關(guān)系數(shù)為0.6527，同時顯著水平較高，居民消費(fèi)增長的二次方與消費(fèi)增長率間具有明顯的關(guān)聯(lián)性，所以有必要將居民的消費(fèi)增長率納入到內(nèi)生變量中。在城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)環(huán)境變量中，居民的社會保險(xiǎn)消費(fèi)與其家庭收益之間的相關(guān)系數(shù)為0.0975，且變量的顯著水平較高；居民社會保險(xiǎn)消費(fèi)與信用消費(fèi)之間的相關(guān)系數(shù)為-0.0857；城鎮(zhèn)居民醫(yī)療衛(wèi)生部門的病床數(shù)量與資金利率之間的相關(guān)系數(shù)為0.2609，同時變量水平顯著。綜上所述，雖然所選取的變量顯著水平較高，但所有變量的相關(guān)系數(shù)值不高，本文對關(guān)聯(lián)性較高的變量分析時排除外界因素的影響，只對兩變量之間的數(shù)值關(guān)系進(jìn)行研究，因此，需要對其進(jìn)行更加深入的分析。

（三）系統(tǒng)CMM估計(jì)結(jié)果分析

本文通過Arellano和Bover提出的廣義矩估計(jì)方法對內(nèi)生變量進(jìn)行分析，同時將居民消費(fèi)環(huán)境變量的滯后項(xiàng)帶入回歸方程。將分析模型所分析的各個變量變換成對數(shù)差分的計(jì)算形式，所以回歸模型所分析的變量結(jié)果可以直接反映出居民消費(fèi)環(huán)境的改變對其消費(fèi)增長率的影響。

本研究采用動態(tài)面板系統(tǒng)廣義矩估計(jì)，對變量的分析結(jié)果如表5所示。其中，不同模型對變量的分析角度也有所不同，模型1排除了波動性對變量的影響，即變量的滯后系數(shù)不發(fā)生變化。模型2與模型3將變量的波動約束影響考慮在分析范圍內(nèi)，即變量的滯后系數(shù)隨著外界因素的變化而發(fā)生改變；同時，模型3與模型2相比，模型3又將居民的收入增長也劃分到內(nèi)生變量的范圍中。

通過表5可以看出，三個模型均具有較好的分析效果，其回歸系數(shù)更加接近真實(shí)數(shù)據(jù)。居民收益的增長對其消費(fèi)增長率的增長具有積極的影響，所有分析模型中的居民消費(fèi)環(huán)境變量的增加與消費(fèi)增長率之間均存在一定的關(guān)聯(lián)性，但隨著消費(fèi)環(huán)境的不同，其與消費(fèi)增長的關(guān)聯(lián)性也存在較大差異。根據(jù)三個模型的變量自相關(guān)性檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，變量的一次、二次方前的常數(shù)項(xiàng)均沒有相關(guān)性。同時，通過三個模型的Sargan檢驗(yàn)可以看出，所有檢測變量的P值均為1，這說明三個模型的構(gòu)建思路符合實(shí)際數(shù)據(jù)的檢驗(yàn)要求。在城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的市場基礎(chǔ)設(shè)施配置方面，在三個模型的統(tǒng)計(jì)結(jié)果中可以看出，公路密度的顯著水平均處于1%以下，且公路的相關(guān)系數(shù)均為正值。與此同時，當(dāng)鐵路密度的顯著水平處于5%以下時，其各個變量滯后項(xiàng)前的系數(shù)均大于0，說明我國31個省市的公路密度與鐵路密度對我國居民消費(fèi)的增長起到促進(jìn)作用，這與我國現(xiàn)階段的城鎮(zhèn)居民消費(fèi)情況基本吻合。

我國經(jīng)濟(jì)步入新常態(tài)以來，加大了在農(nóng)村各地區(qū)的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，大量興建高鐵和公路，逐漸實(shí)現(xiàn)了城市高鐵網(wǎng)和農(nóng)村公路網(wǎng)的全面覆蓋，交通運(yùn)輸系統(tǒng)進(jìn)一步優(yōu)化。隨著我國交通運(yùn)輸系統(tǒng)的逐漸完善，我國農(nóng)村的經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度逐漸提高，農(nóng)村與城市之間的經(jīng)濟(jì)水平差異逐漸縮減，居民消費(fèi)水平不斷提高。增加我國各地區(qū)的鐵路與公路的建設(shè)數(shù)量有利于促進(jìn)我國商品的流通和各地區(qū)的經(jīng)濟(jì)交流，增強(qiáng)不同地區(qū)之間的經(jīng)濟(jì)競爭以及促進(jìn)協(xié)同發(fā)展，為我國實(shí)現(xiàn)不同省市的共同繁榮做出貢獻(xiàn)，提高城鎮(zhèn)居民的生活水平和消費(fèi)標(biāo)準(zhǔn)。

建議

居民就業(yè)壓力的不斷增大，造成我國居民消費(fèi)水平與西方發(fā)達(dá)國家相比仍有較大差距，且居民消費(fèi)增長率的區(qū)域性差異十分明顯，整體呈現(xiàn)東高西低的趨勢；我國消費(fèi)市場基礎(chǔ)設(shè)施的落后抑制了商品的流通，進(jìn)而對我國居民消費(fèi)增長造成負(fù)面影響。

我國需要進(jìn)一步提高基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平，提高公路密度和鐵路密度，進(jìn)而促進(jìn)商品的高效流通，刺激城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)；提高居民就業(yè)率，增加城鎮(zhèn)居民的家庭人均收入，降低外界因素對居民消費(fèi)環(huán)境所造成的影響，提升居民消費(fèi)水平；針對區(qū)域環(huán)境的不同，制定符合當(dāng)?shù)叵M(fèi)狀況的經(jīng)濟(jì)政策，消除居民消費(fèi)的壁壘。

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