導語：消費市場興旺與居民增收互動性研究一文來源于網友上傳，不代表本站觀點，若需要原創文章可咨詢客服老師，歡迎參考。

消費是拉動我國經濟增長的三駕馬車之一，而內需增長相對不足，這也是困擾各地經濟持續增長的重要問題。相比東部和中部地區，西部地區資源稟賦相對薄弱，經濟也相對欠發達，消費水平也相對處于較低水平，因此如何有效培育西部地區的消費增長點，現實意義非常重大。根據亞當•斯密的觀點，消費是不斷積累的，消費與收入的關系是密切的，收入水平的提高，是消費增長的重要條件。凱恩斯認為收入增長一定的前提下，有效需求的刺激則是促進經濟社會發展的關鍵。在經濟社會大局穩定的背景下，居民增收能帶來消費的釋放，反過來消費市場的不斷興旺，也可能會進一步帶動居民增收。西部地區雖然與東部相比屬于后發地區，但如何從消費的角度挖掘后發優勢，是刺激西部地區活力的重要途徑。因此，研究西部地區消費市場興旺與居民增收的互動關系，也是具有重要現實意義的。

西部地區居民消費與收入的現狀特征分析

（一）消費現狀分析。通過對西部地區12個省份（陜西、四川、云南、貴州、廣西、甘肅、青海、寧夏、西藏、新疆、內蒙古、重慶）的人均消費支出額進行梳理，按照人口數，得到西部地區居民人均消費支出額，作為西部地區居民消費水平指標。從2002年至2018年，西部地區總體消費水平顯著上升，人均消費支出額從2279.21元增加至16220.21元，增長了611.6%，年均增幅為13.5%，其中增幅最高的年份增長率達到23%。由此可以表明，我國西部地區近十幾年來居民消費水平顯著提高，消費潛能明顯釋放出來，消費市場總體不斷興旺。從2002年至2018年，西部地區的最終消費率總體上呈下降趨勢，2002年最終消費率65.4%，2008年下降至59.9%，特別像四川、重慶、陜西、廣西等地的最終消費率都呈現明顯下滑。可見，西部地區消費對經濟的支撐作用還有待進一步發揮，消費市場有待進一步培育。為了更加細化分析西部地區消費市場興旺的情況，本文分城鎮和農村居民兩類進行分析，圖1給出了2002年至2018年西部地區城鎮居民人均消費額和農村地區居民人均消費額的變化情況。城鎮市民人均消費額從2002年的5418.87元增加至2018年的22413.56元，年均增幅為11.3%；農村居民人均消費額從2002年的1533.08元增加至2018年的10617.28元，年均增幅為15.9%。由此可見，一方面西部地區城鎮居民消費水平要明顯高于農村消費，另一方面農村居民消費水平的增勢要快于城鎮居民消費。由圖1可以看到，2002年以來西部地區城鄉居民消費比總體上不斷下降，2002年城鄉消費比為3.93，到2018年下降至2.11，下降了46.2%。由此也可以表明，西部地區城鄉居民的消費差距正處于不斷收窄的狀態。（二）收入現狀分析。從2002年至2018年，西部地區總體收入水平也呈現顯著上升的態勢，居民人均可支配收入從2867.4元增加至21888.46元，增長了611.6%，年均增幅為13.9%，高于消費水平的年均增幅。測算2002年至2018年西部地區城鎮居民人均可支配收入和農村居民人均可支配收入，結果如圖2所示。很明顯，西部地區城鎮居民和農村居民的收入水平差距較大。計算發現，西部地區城鄉居民收入的增長態勢差距并不大，其中城鎮居民收入年均增長13.2%，農村居民收入年均增長14.2%，僅相差1個百分點。另外，城鄉居民收入比與消費比也不同，呈現出先上升后下降的態勢，收入比最高點為2006年，收入比為3.75，最低點在2018年，收入比為2.85。從收入消費對比來看，2002年以來西部地區居民消費收入比總體上呈現下滑趨勢，2002年消費收入比為0.79，到2018年降至0.74。由此可見，總體上西部地區居民單位收入中用于消費的比例在降低，居民消費意愿并沒有隨收入增加而提高。從城鄉收入消費比來看，西部城鎮居民消費收入比下降比較明顯，從0.91下降至0.69；而農村居民消費收入比卻在提高，從0.76上升至0.93，說明農村地區居民消費需求正積極釋放。

理論模型與變量數據

（一）理論模型設計。1.因果關系檢驗。采用Granger因果檢驗方法，檢驗西部地區居民消費與收入之間的因果關系，觀察Granger因果關系的系數值是否顯著。若系數值顯著，那么說明因果關系是明顯存在的；反之，則認為因果關系不明顯。2.不變參數計量模型。為了檢驗消費與收入之間相互作用的影響程度，分別構建以收入為自變量、消費為因變量，和以消費為自變量、收入為因變量的模型。其中，消費關于收入的計量模型如下：lnConsumet=c(10)+c(11)*lnIncomet+c(12)*HOCt+c(13)*SUPt+c(14)*RSCt+c(15)*CPIt+εt（1）其中，t表示年份，Consume表示居民消費水平，用西部地區居民人均消費支出作為衡量指標；Income表示居民收入水平，用居民人均可支配收入作為衡量指標；HOC表示消費習慣，因為消費習慣帶有一定的延續性特征，因此用上一期的居民消費水平來衡量，即Incomet-1，體現了上一期消費對本期消費的影響；SUP表示社會供給水平，體現了供給水平的提高對需求水平的影響，本文采用地區生產總值來衡量供給水平；RSC表示購房成本，主要考慮了購房對居民帶來的壓力，也體現了購房對消費是否帶來了顯著的推高作用，采用商品房銷售總額與城鎮居民人均可支配收入的比值作為衡量指標；CPI表示價格水平，主要是考慮到了收入和消費采用的是包含價格因素的數據，因此要檢驗價格因素對消費的影響。收入關于消費的計量模型如下：lnIncomet=c(20)+c(21)*lnConsumet+c(22)*ECRt+c(23)*HCEt+c(24)*FINt+c(25)*CPIt+εt（2）其中，ECR表示經濟增長水平，這是考慮到了經濟普遍增長對收入水平提高的影響，采用地區生產總值的年增長率表示；HCE表示人力資本，檢驗人力資本水平的提高對收入水平帶來怎樣的影響，選取大專以上文化程度的人口占社會總人口的比重表示；FIN表示財政支持，采用中央和地方財政支出額占地區生產總值的比重表示；CPI為價格水平。3.可變參數計量模型。為了考察互動關系影響系數的變化規律，采用狀態空間模型，其基本框架可表示如下：量測方程：yt=c(0)+xt*βt+ztγ+ut[var=exp(c(1))]（3）狀態方程：βt=c(2)+c(3)*βt-1+εt[var=expFc(4))]（4）其中，式（3）為量測方程，βt表示可變參數，即隨著時間發生變化的向量；γ為其他不變參數向量，zt為對應的變量集合，主要根據式（1）和式（2）中除了收入和消費以外的其他變量組合；ut表示量測方程的擾動項；式（4）是狀態方程，實質上是對可變參數β作一階自回歸過程，εt是該過程產生的擾動項。（二）數據選取。通過獲取數據，本文選擇了2002-2018年我國西部地區12個省份的數據進行實證分析。上述模型涉及的指標原始數據來源于國家統計局、各省市區的統計年鑒。在數據整理過程中，對消費習慣HOC、社會供給水平SUP涉及到的指標取對數，以消除量綱；對于消費水平和收入水平，模型中本身設置了對數變量，因此在實際操作過程中也相應取對數。

實證結果與分析

（一）因果關系檢驗。首先，經過ADF檢驗，發現所有變量都至少在2階差分項是平穩的。采用Granger因果檢驗方法，分總體、城鎮和農村三個方面，檢驗收入水平和消費水平之間的Granger因果關系，結果如表1所示。可以發現，無論是總體、城鎮還是農村，Granger結果都拒絕了“收入不是消費的Granger因”和“消費不是收入的Granger因”兩個零假設條件，即支持了收入和消費是相互Granger因果的結論。由此可見，西部地區城鄉居民收入增長與消費興旺之間是存在一定的互為因果關系的。（二）相互影響作用檢驗。首先檢驗西部地區居民收入增長對消費興旺的影響作用，結果如表2所示。從總體層面看，收入變量的參數值為0.6482，在1%水平通過顯著性檢驗，由此可以表明，西部地區居民收入的增加，對消費水平的提高具有顯著的正向推動作用，即居民的增收能顯著帶動消費市場興旺。根據回歸數據，收入水平每提高1個百分點，可以正向拉動消費水平提高0.6482個百分點。從城鎮的樣本來看，收入變量的參數值為0.5727，并且也在1%水平通過顯著性檢驗，由此可以表明，西部地區城鎮居民的增收，能顯著帶動城鎮消費市場興旺。從農村的樣本來看，收入變量的參數值為0.9029，并且也在1%水平通過顯著性檢驗，由此可以表明，西部地區農村居民收入水平的提高，同樣也能顯著帶動農村消費市場的興旺。相比這三個參數值，我們發現農村樣本的參數值最高，也就是說，農村居民增收對消費增長的拉動作用程度要高于城鎮，同時也高于西部整體情況。可以通過邊際效應來解釋這一現象。相比城鎮地區，西部農村地區居民收入水平和消費水平都明顯低于城鎮地區，這在前面的現狀分析中就可以看出。根據收入-消費的邊際效應理論可知，當收入水平較低時，增加一單位的收入水平能帶來的額外消費支出往往更高，但如果收入水平已處于較高水平時，那么對消費帶來的邊際作用就相對較低。因此，農村地區由于本身收入處于較低水平，因而對消費增長的邊際貢獻也越高。再反過來檢驗消費興旺對收入增長的影響作用，結果如表3所示。總體上，消費變量的參數值為0.4837，在1%水平通過顯著性檢驗；從城鎮結果來看，消費變量的參數值為0.5615，在1%水平通過顯著性檢驗；從農村樣本的結果來看，消費變量的參數值為0.3355，在1%水平通過顯著性檢驗。由此可見，西部地區居民消費增長對收入水平的提升也具有顯著的推動作用。居民增收可以引起消費市場不斷發展興旺，反過來消費市場的不斷發展也是有利于居民增收的，即進一步驗證了西部地區居民收入和消費之間的相互促進作用。（三）互動關系動態性檢驗。通過狀態空間模型，檢驗西部地區收入與消費之間的互動關系呈現怎樣的動態變化規律。圖3是居民收入增長對消費增長影響的動態變化規律結果，圖4是居民消費增長對收入增長影響的動態變化規律結果。由圖3可以發現，總體上西部地區居民收入增長對消費增長的正向促進作用處于下滑的狀態中，在2004-2006年收入增長對消費增長的貢獻彈性系數都在1以上，但是到2018年彈性系數下降至0.6284。從城鄉來看，結果又截然不同。城鎮地區居民收入增長對消費增長的促進作用也是處于下滑狀態，而且下降幅度要高于西部總體。但是，農村地區居民收入增長對消費增長的促進作用卻總體上處于上升狀態。這似乎與收入-消費的邊際效應遞減規律相悖，出現這一情況的主要原因是原來西部地區城鄉居民生活水平差距非常大，而隨著我國不斷推進西部開發，農村地區的消費潛力加速被挖掘出來，居民收入的增加，更能激發其消費熱情，開拓消費市場。由圖4可以看到，總體上西部地區居民消費增長對收入增長的正向促進作用處于不斷上升的狀態。同時，城鎮居民消費增長對收入增長的反作用與西部總體狀況基本相似，也是處于不斷上升過程中。但是，農村地區居民消費增長對收入增長的反作用總體強度不大，而且也不像城鎮地區那樣有明顯的提升態勢，更加突出的是2011年以來消費對收入的反作用強度基本上維持在一條水平線上。總體來看，雖然西部地區農村居民收入水平提高能帶來顯著的消費增長，但是消費增長反作用于居民增收的效應還是不強。究其原因，一方面是由于城鄉二元體制的長期約束，農民的增收渠道普遍狹窄；另一方面，相比城鎮，農村地區技術水平普遍偏低，勞動力素質明顯薄弱，因而即使有巨大的消費市場，也很難支撐勞動力工資水平上升。結論及建議綜合以上研究，可得到以下結論：第一，西部地區居民消費水平和收入水平都處于明顯上升趨勢，消費市場興旺與居民增收之間存在顯著的互動關系。不僅從Granger因果關系檢驗方法驗證了西部總體、城鎮和農村的收入與消費之間因果關系都是存在的，而且通過回歸模型驗證了收入與消費之間存在較為顯著的相互促進效應。其中，從收入促進消費的作用渠道看，農村地區的影響作用更為顯著；而從消費反作用于收入的作用渠道看，城鎮地區的影響作用更加明顯。第二，西部地區居民增收對消費興旺的影響效應、消費興旺對增收的反作用效應，都存在明顯的動態變化特征。總體上，西部地區居民增收對消費興旺的促進作用程度有所下滑，但西部農村地區這種作用卻呈現出不斷提升的趨勢。從反作用看，西部地區居民消費增長對收入增長的作用大小不斷上升，但在農村地區這種作用大小卻沒有明顯提升趨勢。本文提出相應的對策建議：一方面，應積極培育新型的消費增長點。實證結果表明了西部城鎮居民收入對消費的促進作用總體明顯下降，這一定程度上是由于消費的產品有限，因而持續的增長已到了一定的瓶頸期。因此，要采取有效手段積極培育新型的消費增長點。應加強對消費市場的調研，充分了解居民的消費需求，從而豐富產品功能。也要創新銷售模式，特別是在新零售發展下，應積極推動線上線下零售和物流的融合，適應時代趨勢。

政府也要積極出臺配套的措施，鼓勵市場主體積極創新產品供給和優化銷售模式，同時也要積極搭建綜合服務平臺，比如通過PPP模式建設綜合電商平臺，助力零售實體經濟與電商融合發展。另一方面，應積極拓寬西部農民的增收渠道。根據實證結果，西部地區農村消費市場興旺對農民增收的促進作用較城鎮明顯偏低，出現這種情況的重要原因是城鄉二元體制的約束，導致了農民增收的渠道狹窄。對此，政府應強化服務，為農民創設更多的收入渠道。應強化政策保障，積極引導農民創辦農民專業合作社、個體工商戶和小微企業，同時強化技能培訓，提高農民職業素養，促進農民充分實現就業。應依托農村優勢，大力發展生態產業，特別是支持農林牧漁等業態發展，培育一批特色農產品集群，并開拓鄉村旅游產業，多渠道促進農民增收。此外，也要進一步優化惠農政策，推進富民安居大工程，深入推動農村產權制度、農村集體經濟、農村金融改革，建立農民增收長效機制，全力保障農民尤其是低收入農民增收致富。

參考文獻：

1.張澤，趙新泉.收入不確定性對農村居民消費結構影響分析[J].商業經濟研究，2018（16）

2.左芊.基于VAR模型的城鎮居民消費與收入關系研究[J].統計與決策，2019（5）

3.吳迪，霍學喜.城鄉居民消費差距和收入差距互動關系的實證研究——來自VEC模型的驗證[J].華東經濟管理，2010（8）

4.鐘成林.城鄉居民收入差距對于居民的消費示范效應影響研究——基于GMM方法的實證分析[J].上海經濟研究，2015（12）

5.馬萬超，李輝.經濟轉型背景下收入差距、財富差距與消費需求的實證研究——來自中國家庭追蹤調查數據的解釋[J].云南財經大學學報，2017（6）

作者:于淼 單位:內蒙古農業大學經濟管理系