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江苏省农村居民收入结构与消费关系的实证研究
作者：张玮 成谢军
1. 江苏省海事研究所，中国南京，211170
2. 江苏省第二师范大学，中国南京，210013
发表来源：亚洲农业研究 2020,12(06):1-3
摘要：中国的经济在进入新时代以后，消费、投资以及进出口三项对经济增长的拉动力就都发生了重大变化。其中，消费逐渐成为经济增长的主要驱动力。因为影响消费的核心因素是收入，所以研究收入及其结构对消费的影响尤为重要。首先根据1992年到2018年江苏的收入及其结构和消费的相关数据，其次利用格兰杰因果关系检验等方法，建立了计量经济模型，然后对两者的关系进行了实证分析，最后得出了结论并提出关于政府要确保江苏农村居民收入增长持续、稳定实现的问题建议。
关键词：收入结构 消费 格兰杰因果关系检验
1 引言
2020年是中国“全面建设小康社会的第一个百年目标”的实现之年。面对新型冠状病毒疾病(covid-19)的突然出现，中国的经济增长遭遇了重大挫折。特别是，进出口对经济增长的拉动力几乎完全丧失，因此急需刺激消费，产生内需来推动经济增长。在中国，江苏省一直是一个经济发达的省份，实行“两个优先事项”。江苏省在许多方面都发挥着主导作用。在当前不利的经济形势下，如何促进江苏居民消费，特别是江苏农村居民消费，则具有重要的现实意义。李瑞、向海荣两人分析了不同类型的收入对江苏农村居民消费的影响，结果发现持续性收入的影响较大，而临时性收入的影响不大。王建宇和徐惠奇两人将收入分为四种来源，根据中国的实际数据对不同来源与消费之间的二者关系进行了实证研究，结果发现持续性收入的边际消费倾向相对稳定，最后建议采取措施使工资收入成为江苏农村居民稳定的收入。龚贤则从恩格尔定律的角度分析了收入与粮食消费二者的关系，发现对我国江苏农村居民来说，经营性收入可以促进粮食的边际消费，因此增加江苏农村居民消费，就需要大规模提高江苏农村居民的各种收入水平。李毅和徐斌两人建立了生态模型，结果发现不同的收入会影响不同江苏农村居民的消费类型，例如在城市工作的江苏农村居民的收入对其消费结构的影响较大，因为他们的收入较高。王燕、郝康辉、鲁宏浩三人则研究了江苏地区农村居民工资性收入和房地产净收入对消费结构的影响，结果发现房地产净收入对于可生存消费有着显著的影响，工资收入对于消费结构的升级有着显著的影响。我们搜集了共263个地级市的面板数据，根据这些数据，梁燕燕、杨乔、陈程三人将房价作为中间变量，发现了如果缩小收入差距则有利于江苏农村居民消费。因此我们提出建议需要增加江苏农村居民收入，以确保江苏农村居民消费的长期与稳定增长。
2. 江苏省农村居民的收入结构与消费现状分析
根据国家统计局对江苏农村家庭人均收入的分类标准来看，收入可以被分为工资收入、净经营收入、财产净收入以及转移净收入四大类。本文为了更好地说明，将江苏农村居民的工资收入记为收入u1，净经营收入记为收入u2，财产净收入记为收入u3，流动净收入记为收入u4，农村居民的人均消费记为csu。这里的下标代表农村地区，接着从绝对收入的角度来看，工资收入和净营业收入是1992年至2018年江苏农村居民的主要收入来源，而房地产净收入和转移净收入的相对比例则相对较低。此外，在增长率方面，我们发现房地产净收入和转让净收入的增长速度是相对较快的，而经营净收入的增长率则相对较慢。
这些现象都反映了江苏农村居民的收入仍然主要取决于工资收入和净经营收入。同时，国家对于江苏农村居民的转移费正在迅速增加，这也就说明了农村居民的社会保障水平也正在大大提高，而且房地产净收入也在迅速增加，也表明了江苏农村居民所拥有的财产也在显著增加。从绝对消费量来看，1992年至2018年间，江苏省农村居民的绝对消费量是逐年增长的。但增长速度仍不稳定，会出现较大幅度的波动，这些现象也表明了农村居民的消费支出仍然会受到许多不确定因素的影响。
3计量经济学模型的建设
3.1解释性变量和数据处理 本篇文章的研究数据选取了1992年至2018年江苏农村居民的工资收入、净营业收入、净财产收入、转移净收入以及江苏农村居民的人均消费的相关数据。该篇论文的初始数据均来自于《江苏省统计年鉴》。为了确保数据之间的可比性，就有必要消除社会价格水平对消费的影响，于是我们以1978年为基准期，开始了对江苏省1992年至2018年的年度数据进行解冻。
3.2 数据处理 为了削弱时间序列的异方差和偏态问题，减少经验分析对极端观察的依赖性，我们就选取了收入u1、收入u2、收入u3、收入u4以及CSu的自然对数。收入u1、收入u2、收入u3、收入u4以及CSu的自然对数分别被表示为ln收入u1、ln收入u2、ln收入u3、ln收入u4以及lncsu。
3.3 模型的建立 在上述分析的基础上，我们可以建立的计量经济学模型如下公式(1)所示：
ln cus=alpha; beta;1ln收入u1 beta;2ln收入u2 beta;3ln收入u3 beta;4ln收入u4 ε (1)
在模型(1)中alpha;代表的是一个常数项，beta;代表的是每个解释变量的参数，ε代表的是余差。
4 实验的结果
4.1数据描述性统计数据和单元根目录测试 统计数据描述统计数据见下表1，单元根目录测试见下表2。从表1我们可以明显看出，ln收入u1、ln收入u2、ln收入u3、ln收入u4以及lncsu五者的ADF测试变量，这就否认了原始净营业收入、财产净收入以及转让净收入三者在5%显著性水平下均为不稳定变量的假设。从另一方面来看，在一阶差之后，所有变量的ADF检验均接受没有单位根的假设，换句话说，ln收入u1、ln收入u2、ln收入u3、ln收入u4和lncsu均是一阶平稳序列。
4.2 Johansen的测试 我们采用了Johansen的协整测试的方法分析了ln收入u1、ln收入u2、ln收入u3、ln收入u4以及lncsu五者之间的协整关系，并且借助于电子视角9.0，最终的测试结果见下表3。根据表3，当处在5%的显著性水平上时，跟踪统计量的值为148。这个值明显地大于临界的临界值。这也就意味着拒绝了“O协积分向量”的零假设，并且在所有变量之间都存在着一种长期且稳定的关系。
表1 数据的基本情况
|
项目 |
lncsu |
ln收入u1 |
ln收入u2 |
ln收入u3 |
ln收入u4 |
|
平均数 |
6.80 |
5.98 |
6.03 |
2.70 |
3.50 |
|
中位数 |
6.68 |
6.02 |
6.00 |
2.55 |
3.43 |
|
最大值 |
7.43 |
6.80 |
6.38 |
4.30 |
4.72 |
|
最小值 |
6.28 |
5.06 |
5.56 |
0.54 |
2.50 |
|
标准偏差 |
0.33 |
0.55 |
0.21 |
1.04 |
0.64 |
|
偏斜 |
0.43 |
－0.25 |
－0.51 |
－0.33 |
0.28 |
|
峰度 |
2.12 |
1.88 |
3.15 |
2.51 |
2.24 |
|
亚尔库－贝拉统计数据 |
1.21 |
1.19 |
0.83 |
0.53 |
0.70 |
|
概率 |
0.55 |
0.55 |
0.66 |
0.77 |
0.70 |
|
累计加和 |
129.28 |
113.64 |
114.52 |
51.22 |
66.52 |
|
累计平方和 |
2.01 |
5.44 |
0.82 |
19.31 |
7.42 |
表2 单位根测试的结果
|
变量 |
ADF检验统计量 |
1%水平 |
5%水平 |
结论 |
|
lncsu |
－1.36 |
－4.62 |
－3.71 |
不固定的 |
|
ln收入u1 |
－1.62 |
－4.62 |
－3.71 |
不固定的 |
|
ln收入u2 |
－2.47 |
－3.89 |
－3.05 |
不固定的 |
|
ln收入u3 |
－3.70 |
－4.62 |
－3.71 |
不固定的 |
|
ln收入u4 |
－1.90 |
－4.62 |
－3.71 |
不固定的 |
|
d lncsu |
－4.18 |
－4.73 |
－3.76 |
固定的 |
|
d ln收入u1 |
－3.17 |
－3.92 |
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