內(nèi)容摘要：文章采用我國(guó)1993-2017年的省際面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用收斂模型對(duì)中國(guó)省際消費(fèi)水平的收斂性進(jìn)行了分析。結(jié)果表明：中國(guó)省際消費(fèi)水平存在σ收斂趨勢(shì)，但絕對(duì)β收斂不顯著，在控制相關(guān)變量后存在條件β收斂。最后，文章通過(guò)步進(jìn)法得出了影響消費(fèi)水平收斂速度的顯著因素，并指出加大中西部地區(qū)開(kāi)放力度、提高地方社會(huì)保障支出水平能夠進(jìn)一步挖掘我國(guó)的消費(fèi)潛力。
關(guān)鍵詞：省際消費(fèi)水平 收斂速度 影響因素 理論基礎(chǔ)
《消費(fèi)經(jīng)濟(jì)》(雙月刊)創(chuàng)刊于1985年，由湘潭大學(xué)、湖南商學(xué)院、湖南師范大學(xué)主辦。本刊辦刊宗旨：研究消費(fèi)理論指導(dǎo)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)提供消費(fèi)信息引導(dǎo)居民消費(fèi)。主要欄目：理論與探討、國(guó)外消費(fèi)、學(xué)術(shù)爭(zhēng)鳴、消費(fèi)發(fā)展戰(zhàn)略研究、專(zhuān)題調(diào)查、問(wèn)題與建議、消費(fèi)知識(shí)介紹、消費(fèi)問(wèn)題觀點(diǎn)摘要等。經(jīng)濟(jì)刊物。專(zhuān)門(mén)從事消費(fèi)領(lǐng)域理論和實(shí)際問(wèn)題研究。
(一)消費(fèi)理論
消費(fèi)理論的相關(guān)研究表明，消費(fèi)與收入具有很強(qiáng)的相關(guān)性，其中較有代表性的是凱恩斯的消費(fèi)模型：C=a+bY。該模型僅考慮了收入對(duì)消費(fèi)的影響，并且其隱含了平均消費(fèi)傾向遞減這一假設(shè)，即從長(zhǎng)期來(lái)看，隨著收入的增加，消費(fèi)占收入的比例會(huì)逐漸降低。但后來(lái)的實(shí)證研究并不支持平均消費(fèi)遞減假設(shè)，長(zhǎng)期的平均消費(fèi)傾向具有很強(qiáng)的穩(wěn)定性，說(shuō)明影響消費(fèi)的因素除了收入之外，還存在其他諸多因素。目前，國(guó)內(nèi)對(duì)我國(guó)省際經(jīng)濟(jì)的收斂性研究較多，但研究熱點(diǎn)主要集中在收入水平或GDP等指標(biāo)的收斂，其大多數(shù)研究都支持我國(guó)人均收入水平存在條件β收斂。根據(jù)2017年國(guó)家統(tǒng)計(jì)發(fā)布的數(shù)據(jù)，我國(guó)省際的平均消費(fèi)傾向差異較大，其中最高的是江蘇(1.136)，最低的是吉林(0.706)。因此，就區(qū)域的消費(fèi)水平的研究來(lái)說(shuō)，收入差異雖然是造成區(qū)域消費(fèi)水平差異的重要因素，但不是唯一因素。區(qū)域間消費(fèi)水平的收斂性與區(qū)域間收入的收斂性是否一致，十分值得關(guān)注。同時(shí)，影響區(qū)域間消費(fèi)水平收斂性的因素也可能與影響區(qū)域間收入收斂性的因素不相同。近年來(lái)，隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整和轉(zhuǎn)型，特別是以消費(fèi)驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的經(jīng)濟(jì)政策的實(shí)施，使我國(guó)消費(fèi)環(huán)境發(fā)生了很大變化，因此采用最新數(shù)據(jù)來(lái)對(duì)我國(guó)區(qū)域消費(fèi)水平的收斂性進(jìn)行研究很有必要。
(二)收斂性理論
對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的收斂性分析主要包括σ收斂和β收斂?jī)煞N方法，本文將這兩種方法應(yīng)用于中國(guó)省際消費(fèi)水平的收斂性分析。其中σ收斂是指省際消費(fèi)水平的差距呈縮小的趨勢(shì)，可以用省際消費(fèi)水平對(duì)數(shù)值的標(biāo)準(zhǔn)差來(lái)衡量。如果σ收斂存在，則說(shuō)明區(qū)域之間的消費(fèi)的絕對(duì)水平將趨于一致，因此其是一種絕對(duì)收斂;β收斂是從省際消費(fèi)水平的增長(zhǎng)率差異來(lái)考慮收斂性，如果當(dāng)前消費(fèi)水平低的區(qū)域其消費(fèi)水平增長(zhǎng)率高于當(dāng)前消費(fèi)水平高的區(qū)域，那么就意味著各地消費(fèi)水平將趨于一致。β收斂又可分為絕對(duì)β收斂和相對(duì)β收斂，絕對(duì)β收斂是在不考慮其他因素的情況下區(qū)域消費(fèi)水平存在收斂，而相對(duì)β收斂則是在對(duì)影響區(qū)域消費(fèi)水平的其他因素進(jìn)行控制的條件下存在收斂?，F(xiàn)實(shí)中，由于影響區(qū)域消費(fèi)收斂的因素較多，因此一般來(lái)說(shuō)絕對(duì)β收斂是不顯著的，只有在控制一些條件變量后才會(huì)存在顯著收斂。
中國(guó)省際消費(fèi)水平收斂性的理論模型
(一)中國(guó)省際消費(fèi)水平的σ收斂
如前所述，我國(guó)目前省際消費(fèi)水平的絕對(duì)差異是比較大的，因此本文首先通過(guò)σ收斂來(lái)考察省際消費(fèi)水平是否存在絕對(duì)收斂的趨勢(shì)。σ收斂性檢驗(yàn)中，一般采用消費(fèi)水平對(duì)數(shù)值的標(biāo)準(zhǔn)差的變化趨勢(shì)來(lái)衡量收斂的趨勢(shì)：
(1)
其中， Xit是指t時(shí)期i地區(qū)的消費(fèi)水平，Xt是指t時(shí)期全國(guó)各省的平均消費(fèi)水平，n代表地區(qū)的數(shù)量，i=1，2，……，n。通過(guò)計(jì)算各個(gè)時(shí)期的σt值，形成時(shí)間序列，可以考察消費(fèi)水平的σ收斂性。如果σt隨時(shí)間推移逐漸變大，則說(shuō)明σ收斂不存在;反之若 σt逐漸變小，則說(shuō)明中國(guó)省際消費(fèi)存在σ收斂性，即省際消費(fèi)的絕對(duì)差異趨于縮小。
(二)中國(guó)省際消費(fèi)水平的β收斂
1.中國(guó)省際消費(fèi)水平的絕對(duì)β收斂模型。本文借鑒巴羅等人在研究經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的收斂性中所提出的模型，將中國(guó)省際消費(fèi)水平的絕對(duì)β收斂界定為初始消費(fèi)水平與消費(fèi)水平的增長(zhǎng)率呈負(fù)相關(guān)，并提出相應(yīng)的檢驗(yàn)β收斂性的計(jì)量模型：
(2)
其中Ci0表示所考慮期間的期初i地區(qū)的初始消費(fèi)水平，Cit表示所考慮期間的期末i地區(qū)的消費(fèi)水平。模型中的系數(shù)β則驗(yàn)證了β收斂是否存在，若β<0，則說(shuō)明存在β收斂，且此時(shí)可計(jì)算出收斂速度為(其中T是所考慮期間的總期數(shù));若β>0，則說(shuō)明不存在β收斂。
2.中國(guó)省際消費(fèi)水平的條件β收斂模型。絕對(duì)β收斂模型實(shí)際上只考慮了初始消費(fèi)水平這一個(gè)因素對(duì)消費(fèi)水平增長(zhǎng)率的影響，為了考察影響省際消費(fèi)水平收斂性的因素，本文在絕對(duì)β收斂模型的基礎(chǔ)上引入條件β收斂的計(jì)量模型，即在模型中加入可能影響省際消費(fèi)水平收斂性的其他因素，并對(duì)這些因素的顯著性以及引入這些因素后對(duì)模型的影響進(jìn)行檢驗(yàn)，從而得到計(jì)量模型：
(3)
上式中， Xi表示可能影響省際消費(fèi)水平的因素，如房?jī)r(jià)、社會(huì)保障水平等。若在引入某個(gè)條件變量后，該變量顯著且整個(gè)模型的顯著性提高，則說(shuō)明該因素對(duì)省際消費(fèi)水平具有重要意義。
數(shù)據(jù)來(lái)源和數(shù)據(jù)處理
本文所使用數(shù)據(jù)主要來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公開(kāi)出版的中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒，少數(shù)省份某些年份的數(shù)據(jù)在中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒中有缺失，對(duì)此本文通過(guò)查閱該省份的統(tǒng)計(jì)年鑒補(bǔ)齊。其中，消費(fèi)數(shù)據(jù)在中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒中有兩種統(tǒng)計(jì)來(lái)源，一種是根據(jù)支出法計(jì)算的居民消費(fèi)水平，另一種是根據(jù)中國(guó)家庭住戶(hù)調(diào)查統(tǒng)計(jì)得到的家庭居民消費(fèi)支出，兩種數(shù)據(jù)在統(tǒng)計(jì)口徑上略有區(qū)別。需注意的的是，居民消費(fèi)水平數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)歷史較長(zhǎng)，從上個(gè)世紀(jì)90年代就可以查到，而家庭居民消費(fèi)支出只能查到2002年以后的數(shù)據(jù)。為考慮數(shù)據(jù)的連續(xù)性和可得性，本文采用居民消費(fèi)水平作為收斂性分析的依據(jù)。其中σ收斂和絕對(duì)β收斂分析使用了1993-2017年我國(guó)各省(自治區(qū)、直轄市)的消費(fèi)水平數(shù)據(jù)。由于相關(guān)指標(biāo)早期的數(shù)據(jù)缺失，且σ收斂分析顯示2007年以前省際消費(fèi)水平不收斂，絕對(duì)β收斂也不顯著，因此在條件β收斂中本文只采用了2007-2017年的數(shù)據(jù)。另外，消費(fèi)水平數(shù)據(jù)和收入等數(shù)據(jù)本文根據(jù)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值平減指數(shù)進(jìn)行了調(diào)整，從而排除了價(jià)格因素的影響，因此在模型分析時(shí)不再考慮價(jià)格因素。數(shù)據(jù)的處理和分析本文采用SPSS22統(tǒng)計(jì)分析軟件。
(一)省際消費(fèi)水平的σ收斂
首先，本文對(duì)省際消費(fèi)水平得σ收斂進(jìn)行統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)。根據(jù)式(1)計(jì)算的σ值的時(shí)間序列結(jié)果如圖1所示。
由圖1可知，我國(guó)省際消費(fèi)水平σ值的時(shí)間序列在1993-2017年間存在波動(dòng)，其整體趨勢(shì)來(lái)看可以分成兩個(gè)階段：第一階段為1993-2000年，這一階段σ值呈緩慢上升的態(tài)勢(shì)，說(shuō)明該時(shí)期省際消費(fèi)水平呈發(fā)散狀態(tài)，即各省的消費(fèi)水平差距在擴(kuò)大;第二階段為2007-2017年，雖然在2016年σ值出現(xiàn)了短暫上升，但整體來(lái)看這一階段σ值快速下降，這與我國(guó)在2007后實(shí)施的刺激內(nèi)部消費(fèi)的政策有關(guān)，其激發(fā)了中西部相對(duì)落后地區(qū)的消費(fèi)潛力，因此2007-2017年我國(guó)省際消費(fèi)水平的絕對(duì)差異在逐漸縮小。但σ收斂作為一種存量分析，其存在一定的局限性，為進(jìn)一步探索我國(guó)省際消費(fèi)水平收斂的速度和路徑，還需要進(jìn)行β收斂分析。
(二)省際消費(fèi)水平的絕對(duì)β收斂
本文將各省消費(fèi)水平數(shù)據(jù)代入式(2)進(jìn)行回歸，得到的主要統(tǒng)計(jì)量結(jié)果如表1所示。
從回歸結(jié)果來(lái)看，模型的顯著性較強(qiáng)，F(xiàn)值接近20說(shuō)明模型的設(shè)定沒(méi)有顯著錯(cuò)誤，但R平方值不到0.1，說(shuō)明初始消費(fèi)水平對(duì)消費(fèi)水平增長(zhǎng)率的解釋力較差，回歸系數(shù)β為負(fù)，符合理論預(yù)期，但β值極小，不顯著。因此，回歸結(jié)果表明在不考慮其他因素的情況下，我國(guó)省際消費(fèi)水平不存在收斂特性，這與上述我國(guó)存在消費(fèi)水平的σ收斂相悖，同時(shí)這也說(shuō)明存在影響我國(guó)省際消費(fèi)水平收斂性的其他因素。
(三)省際消費(fèi)水平的條件β收斂
如上所述，由于我國(guó)省際消費(fèi)水平的絕對(duì)β收斂并不顯著，因此必須通過(guò)控制其他因素來(lái)考察消費(fèi)水平的收斂性?，F(xiàn)實(shí)中，導(dǎo)致區(qū)域消費(fèi)差異的因素除了收入以外還存在多種因素，但目前學(xué)術(shù)界對(duì)區(qū)域消費(fèi)水平影響因素的研究較少，從已有的關(guān)于消費(fèi)水平的研究結(jié)果來(lái)看，除了收入水平以外，城鄉(xiāng)差異、社會(huì)保障程度、政府行為、消費(fèi)習(xí)慣、對(duì)外貿(mào)易、住房?jī)r(jià)格、人口結(jié)構(gòu)等因素都對(duì)區(qū)域消費(fèi)水平的差異具有很大的影響。對(duì)此本文首先通過(guò)條件β收斂模型對(duì)我國(guó)省際消費(fèi)水平的收斂性因素進(jìn)行了探索性研究，并利用模型(3)構(gòu)建如下的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停?/p>
(4)
模型(4)中，本文根據(jù)前人的研究結(jié)果和數(shù)據(jù)的可得性，考慮了除初始消費(fèi)水平(LogCi0) 外的11個(gè)變量Xi：其中，用初始收入水平和收入增長(zhǎng)率表征區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度;用一般預(yù)算支出和住房保障支出表征區(qū)域財(cái)政情況和社會(huì)保障情況;用總撫養(yǎng)比和平均出生率表征區(qū)域社會(huì)人口特征;用城市人口密度，建成區(qū)面積，城市化率表征區(qū)域城鎮(zhèn)化進(jìn)程;用進(jìn)出口總額表征區(qū)域的對(duì)外開(kāi)放程度;用商品房?jī)r(jià)格表征區(qū)域房?jī)r(jià)漲幅。各個(gè)變量中，初始收入直接采用期初經(jīng)價(jià)格調(diào)整的收入，出生率采用分析期間的平均值，其他變量均采用期末值與期初值之比的對(duì)數(shù)，即的形式進(jìn)入模型?；貧w過(guò)程通過(guò)SPSS22軟件進(jìn)行，輸出回歸結(jié)果如表2、表3所示。
回歸結(jié)果表明，當(dāng)11個(gè)變量全部進(jìn)入模型時(shí)，模型的解釋力和顯著性得到增強(qiáng)，但是各個(gè)變量的回歸系數(shù)的顯著性不理想，除住房保障支出以外，其他變量的顯著性水平均大于0.1，其中顯著性相對(duì)較高的有收入增長(zhǎng)率。考慮到時(shí)間序列數(shù)據(jù)的共線(xiàn)性問(wèn)題，本文在回歸過(guò)程中進(jìn)行了共線(xiàn)性診斷(結(jié)果如表4所示)，結(jié)果表明初始收入水平和城市化率存在較嚴(yán)重的共線(xiàn)性，因此將這兩個(gè)變量剔除以后重新回歸得到結(jié)果如表5所示。
新的回歸結(jié)果的R平方和F值變化不大，故不再列出。剔除共線(xiàn)性之后，各變量回歸系數(shù)的顯著性明顯提升，住房保障支出和進(jìn)出口總額在0.05的水平上顯著，初始消費(fèi)水平和平均出生率在0.1的水平上顯著。此時(shí)表征收斂速度的初始消費(fèi)水平的回歸系數(shù)為-0.231，其值為負(fù)符合理論預(yù)期，結(jié)合分析所考慮時(shí)間區(qū)間(2007-2017)可計(jì)算出收斂速度為0.011。其他變量的系數(shù)符號(hào)也值得關(guān)注，收入增長(zhǎng)率、一般預(yù)算支出、住房保障支出、建成區(qū)面積、進(jìn)出口總額系數(shù)為正，即這些因素促進(jìn)了消費(fèi)的增長(zhǎng);出生率、城市人口密度和商品房?jī)r(jià)格系數(shù)為負(fù)，即這些因素阻礙了消費(fèi)的增長(zhǎng)。其中商品房?jī)r(jià)格表現(xiàn)不顯著，許多研究表明商品房?jī)r(jià)格是影響消費(fèi)的重要因素，但本文的數(shù)據(jù)并不支持這一點(diǎn)。
綜上所述，2007-2017年間，我國(guó)省際消費(fèi)水平的條件β收斂是存在的。在控制了住房保障支出、進(jìn)出口總額、平均出生率、收入增長(zhǎng)率、一般預(yù)算支出等因素后，我國(guó)省際消費(fèi)水平按照每年大約1.1%的水平收斂。
(四)省際消費(fèi)水平的條件β收斂的影響因素
1.步進(jìn)法分析過(guò)程與回歸結(jié)果。為了進(jìn)一步分析影響省際消費(fèi)水平收斂的因素，本文利用SPSS22軟件回歸分析中的步進(jìn)法對(duì)上述變量進(jìn)行分析。本文利用步進(jìn)法將起到兩個(gè)方面的作用：一是找到對(duì)區(qū)域消費(fèi)增長(zhǎng)最顯著的因素，二是通過(guò)依次引入不同的變量考察其對(duì)β0(表征了收斂的速度)的影響，從而確認(rèn)對(duì)區(qū)域消費(fèi)收斂性影響最為顯著的因素。當(dāng)將引入的變量和刪除變量的臨界值分別設(shè)為0.05、0.10和0.10、0.20時(shí)，都只得到進(jìn)出口總額和住房保障支出兩個(gè)變量，臨界值設(shè)為0.20和0.30時(shí)輸出的回歸結(jié)果摘要如表6所示。
表6顯示了步進(jìn)法得到的3個(gè)模型的回歸結(jié)果，這是在設(shè)定的臨界值(進(jìn)入0.20、刪除0.30)的條件下最佳模型。在只考慮進(jìn)出口總額、住房保障支出和收入增長(zhǎng)率這3個(gè)控制變量的情況下，模型的解釋力和顯著性都有所提高，而且除收入增長(zhǎng)率以外，其他變量的回歸系數(shù)都在0.05的水平上顯著。更重要的是，隨著變量的順次進(jìn)入，初始消費(fèi)水平的回歸系數(shù)也在變化，由于已排除了共線(xiàn)性的影響，因此本文可以在保障模型的解釋力和顯著性的情況下，依次分析各個(gè)控制變量對(duì)收斂速度的影響，為了更清楚的分析這一點(diǎn)本文將各個(gè)模型回歸系數(shù)的變化列入表7。
分析結(jié)果表明，進(jìn)出口總額和住房保障支出對(duì)收斂速度有正影響，其中進(jìn)出口總額的影響較大，這表明地區(qū)對(duì)外開(kāi)放程度和社會(huì)保障程度不僅對(duì)消費(fèi)有絕對(duì)的增長(zhǎng)效應(yīng)，而且還是促進(jìn)地區(qū)間消費(fèi)水平收斂的重要因素;收入增長(zhǎng)率雖然自身的回歸系數(shù)為正，即收入的增長(zhǎng)促進(jìn)了消費(fèi)的增長(zhǎng)，但其對(duì)收斂速度的影響為負(fù)，這表明各地區(qū)收入的增長(zhǎng)導(dǎo)致了區(qū)域消費(fèi)水平的發(fā)散。出現(xiàn)這一結(jié)果有兩種可能的原因：一是各地區(qū)收入增長(zhǎng)本身是發(fā)散的，二是各地區(qū)收入增雖然收斂，但收入引起的消費(fèi)水平不同，即各地的消費(fèi)傾向不同。
結(jié)論
本文采用我國(guó)1993-2017年的省際面板數(shù)據(jù)對(duì)我國(guó)省際消費(fèi)水平的收斂性進(jìn)行分析，結(jié)果表明1993-2017年我國(guó)省際消費(fèi)水平存在σ收斂，各省消費(fèi)水平的絕對(duì)差距在縮小，但絕對(duì)β收斂不顯著。在控制了住房保障支出、進(jìn)出口總額、平均出生率、收入增長(zhǎng)率、一般預(yù)算支出等因素后，條件β收斂表明省際消費(fèi)水平按照每年大約1.1%的水平收斂。此外對(duì)影響收斂速度的因素分析表明，進(jìn)出口總額、住房保障支出對(duì)收斂速度有正的影響，而收入增長(zhǎng)率對(duì)收斂的影響為負(fù)，這表明地區(qū)對(duì)外開(kāi)放程度和社會(huì)保障程度是促進(jìn)地區(qū)間消費(fèi)水平收斂的重要因素。對(duì)此政府應(yīng)進(jìn)一步加大中西部地區(qū)開(kāi)放力度、提高地方社會(huì)保障支出水平。
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文章名稱(chēng)：我國(guó)省際消費(fèi)水平的收斂性及其影響因素分析
