我国省际消费水平的收敛性及其影响因素分析
余素芳 陈 靖 副教授 （重庆科创职业学院 重庆 402160）
内容摘要： 文章采用我国1993-2017年的省际面板数据，运用收敛模型对中国省际消费水平的收敛性进行了分析。结果表明：中国省际消费水平存在σ收敛趋势，但绝对β收敛不显著，在控制相关变量后存在条件β收敛。最后，文章通过步进法得出了影响消费水平收敛速度的显著因素，并指出加大中西部地区开放力度、提高地方社会保障支出水平能够进一步挖掘我国的消费潜力。
关键词： 省际消费水平 收敛速度 影响因素
理论基础
（一）消费理论
消费理论的相关研究表明，消费与收入具有很强的相关性，其中较有代表性的是凯恩斯的消费模型：C=a+bY。该模型仅考虑了收入对消费的影响，并且其隐含了平均消费倾向递减这一假设，即从长期来看，随着收入的增加，消费占收入的比例会逐渐降低。但后来的实证研究并不支持平均消费递减假设，长期的平均消费倾向具有很强的稳定性，说明影响消费的因素除了收入之外，还存在其他诸多因素。目前，国内对我国省际经济的收敛性研究较多，但研究热点主要集中在收入水平或GDP等指标的收敛，其大多数研究都支持我国人均收入水平存在条件β收敛。根据2017年国家统计发布的数据，我国省际的平均消费倾向差异较大，其中最高的是江苏（1.136），最低的是吉林（0.706）。因此，就区域的消费水平的研究来说，收入差异虽然是造成区域消费水平差异的重要因素，但不是唯一因素。区域间消费水平的收敛性与区域间收入的收敛性是否一致，十分值得关注。同时，影响区域间消费水平收敛性的因素也可能与影响区域间收入收敛性的因素不相同。近年来，随着我国经济结构调整和转型，特别是以消费驱动经济增长的经济政策的实施，使我国消费环境发生了很大变化，因此采用最新数据来对我国区域消费水平的收敛性进行研究很有必要。
企业财务风险不仅受复杂多变的外界环境影响，而且也和企业自身发展及内部环境有关，比如企业风险防范意识、风险评估能力、内部控制体系等。财务风险控制是企业内部控制的核心内容，对企业的财务活动具有重要的调控作用。
有报道表明，2型糖尿病合并冠心病患者体内sdLDL的水平较健康对照人群明显升高，而LDL-C的水平却并无明显差异。SdLDL形成的途径主要为[11]：VLDL转运的TG在CETP的作用下转化成HDL-C，使富含胆固醇的VLDL残粒、富含TG的HDL颗粒增多。富含TG的HDL颗粒被肝脂肪酶或脂蛋白脂酶水解，使ApoA-I从HDL解离，在肾小球过滤，肾小管细胞降解[7]。小密度LDL-C颗粒浓度增加也通过相同的方式转化，VLDL转运的TG水平增加，CETP促使TG转化成胆固醇酯，LDL转化成LDL胆固醇。富含TG的LDL被肝脂肪酶或脂蛋白脂酶水解，形成小密度LDL颗粒。
（二）收敛性理论
对经济发展的收敛性分析主要包括σ收敛和β收敛两种方法，本文将这两种方法应用于中国省际消费水平的收敛性分析。其中σ收敛是指省际消费水平的差距呈缩小的趋势，可以用省际消费水平对数值的标准差来衡量。如果σ收敛存在，则说明区域之间的消费的绝对水平将趋于一致，因此其是一种绝对收敛；β收敛是从省际消费水平的增长率差异来考虑收敛性，如果当前消费水平低的区域其消费水平增长率高于当前消费水平高的区域，那么就意味着各地消费水平将趋于一致。β收敛又可分为绝对β收敛和相对β收敛，绝对β收敛是在不考虑其他因素的情况下区域消费水平存在收敛，而相对β收敛则是在对影响区域消费水平的其他因素进行控制的条件下存在收敛。现实中，由于影响区域消费收敛的因素较多，因此一般来说绝对β收敛是不显著的，只有在控制一些条件变量后才会存在显著收敛。
图1 σ值的时间序列
中国省际消费水平收敛性的理论模型
（一）中国省际消费水平的σ收敛
如前所述，我国目前省际消费水平的绝对差异是比较大的，因此本文首先通过σ收敛来考察省际消费水平是否存在绝对收敛的趋势。σ收敛性检验中，一般采用消费水平对数值的标准差的变化趋势来衡量收敛的趋势：
主要变量的统计特征如表2所示。Score是核心解释变量，OFDI组的均值略微高于非OFDI组，说明对外直接投资企业的融资约束程度更小。将SA指数作为补充性指标检验结果是否稳健，发现OFDI组的均值更小，所得结论与Score相同，因此本文初步认为融资约束会对企业对外直接投资产生抑制作用。
其中， Xit是指t时期i地区的消费水平，
是指t时期全国各省的平均消费水平，n代表地区的数量，i=1，2，……，n。通过计算各个时期的σt值，形成时间序列，可以考察消费水平的σ收敛性。如果σt随时间推移逐渐变大，则说明σ收敛不存在；反之若 σt逐渐变小，则说明中国省际消费存在σ收敛性，即省际消费的绝对差异趋于缩小。
表1 绝对β收敛回归结果摘要
（二）中国省际消费水平的β收敛
1.中国省际消费水平的绝对β收敛模型。本文借鉴巴罗等人在研究经济增长的收敛性中所提出的模型，将中国省际消费水平的绝对β收敛界定为初始消费水平与消费水平的增长率呈负相关，并提出相应的检验β收敛性的计量模型：
回归结果表明，当11个变量全部进入模型时，模型的解释力和显著性得到增强，但是各个变量的回归系数的显著性不理想，除住房保障支出以外，其他变量的显著性水平均大于0.1，其中显著性相对较高的有收入增长率。考虑到时间序列数据的共线性问题，本文在回归过程中进行了共线性诊断（结果如表4所示），结果表明初始收入水平和城市化率存在较严重的共线性，因此将这两个变量剔除以后重新回归得到结果如表5所示。
模型（4）中，本文根据前人的研究结果和数据的可得性，考虑了除初始消费水平（LogCi0） 外的11个变量Xi：其中，用初始收入水平和收入增长率表征区域经济发展程度；用一般预算支出和住房保障支出表征区域财政情况和社会保障情况；用总抚养比和平均出生率表征区域社会人口特征；用城市人口密度，建成区面积，城市化率表征区域城镇化进程；用进出口总额表征区域的对外开放程度；用商品房价格表征区域房价涨幅。各个变量中，初始收入直接采用期初经价格调整的收入，出生率采用分析期间的平均值，其他变量均采用期末值与期初值之比的对数，即
的形式进入模型。回归过程通过SPSS22软件进行，输出回归结果如表2、表3所示。
如上所述，由于我国省际消费水平的绝对β收敛并不显著，因此必须通过控制其他因素来考察消费水平的收敛性。现实中，导致区域消费差异的因素除了收入以外还存在多种因素，但目前学术界对区域消费水平影响因素的研究较少，从已有的关于消费水平的研究结果来看，除了收入水平以外，城乡差异、社会保障程度、政府行为、消费习惯、对外贸易、住房价格、人口结构等因素都对区域消费水平的差异具有很大的影响。对此本文首先通过条件β收敛模型对我国省际消费水平的收敛性因素进行了探索性研究，并利用模型（3）构建如下的检验模型：
数据来源和数据处理
2.4.5 稳定性试验 按“2.4.3”项下方法配制ATV低、中、高质量浓度（1.25、6.25、25.00 ng/mL）的血浆样本，每个浓度平行配制6份，分别在室温放置12 h、－80℃-室温反复冻融3次、－80℃放置14 d后，按“2.3”项下方法预处理，并按“2.1”项下色谱与质谱条件进样测定。结果显示，ATV低、中、高质量浓度血浆样本的血药浓度RSD分别为5.45%、6.78%、11.53%，RSD均小于15%（n＝6），表明血浆样本中的ATV在上述条件下均较稳定。
数据分析
（一）省际消费水平的σ收敛
4.“中脉巴马国际长寿养生都会”项目突出打造长寿养生养老主题。“中脉巴马国际长寿养生都会”项目位于世界长寿之乡广西巴马瑶族自治县长寿村(弄劳屯)，该项目总投资18.5亿元，于2016年4月14日正式动工兴建，项目以当地天然长寿资源为依托，正在打造一个集观光旅游、休闲度假、高端养生养老于一体的大型健康养生养老综合项目，其项目类型为会员制养生养老服务机构，目前还在建设中。
由图1可知，我国省际消费水平σ值的时间序列在1993-2017年间存在波动，其整体趋势来看可以分成两个阶段：第一阶段为1993-2000年，这一阶段σ值呈缓慢上升的态势，说明该时期省际消费水平呈发散状态，即各省的消费水平差距在扩大；第二阶段为2007-2017年，虽然在2016年σ值出现了短暂上升，但整体来看这一阶段σ值快速下降，这与我国在2007后实施的刺激内部消费的政策有关，其激发了中西部相对落后地区的消费潜力，因此2007-2017年我国省际消费水平的绝对差异在逐渐缩小。但σ收敛作为一种存量分析，其存在一定的局限性，为进一步探索我国省际消费水平收敛的速度和路径，还需要进行β收敛分析。
（二）省际消费水平的绝对β收敛
本文将各省消费水平数据代入式（2）进行回归，得到的主要统计量结果如表1所示。
本文所使用数据主要来源于国家统计局公开出版的中国统计年鉴，少数省份某些年份的数据在中国统计年鉴中有缺失，对此本文通过查阅该省份的统计年鉴补齐。其中，消费数据在中国统计年鉴中有两种统计来源，一种是根据支出法计算的居民消费水平，另一种是根据中国家庭住户调查统计得到的家庭居民消费支出，两种数据在统计口径上略有区别。需注意的的是，居民消费水平数据统计历史较长，从上个世纪90年代就可以查到，而家庭居民消费支出只能查到2002年以后的数据。为考虑数据的连续性和可得性，本文采用居民消费水平作为收敛性分析的依据。其中σ收敛和绝对β收敛分析使用了1993-2017年我国各省（自治区、直辖市）的消费水平数据。由于相关指标早期的数据缺失，且σ收敛分析显示2007年以前省际消费水平不收敛，绝对β收敛也不显著，因此在条件β收敛中本文只采用了2007-2017年的数据。另外，消费水平数据和收入等数据本文根据国内生产总值平减指数进行了调整，从而排除了价格因素的影响，因此在模型分析时不再考虑价格因素。数据的处理和分析本文采用SPSS22统计分析软件。
表2 模型摘要
表3 变异性分析
从回归结果来看，模型的显著性较强，F值接近20说明模型的设定没有显著错误，但R平方值不到0.1，说明初始消费水平对消费水平增长率的解释力较差，回归系数β为负，符合理论预期，但β值极小，不显著。因此，回归结果表明在不考虑其他因素的情况下，我国省际消费水平不存在收敛特性，这与上述我国存在消费水平的σ收敛相悖，同时这也说明存在影响我国省际消费水平收敛性的其他因素。
首先，本文对省际消费水平得σ收敛进行统计检验。根据式（1）计算的σ值的时间序列结果如图1所示。
表4 11变量回归系数及共线性诊断
表5 剔除共线性后的回归结果
（三）省际消费水平的条件β收敛
上式中， Xi表示可能影响省际消费水平的因素，如房价、社会保障水平等。若在引入某个条件变量后，该变量显著且整个模型的显著性提高，则说明该因素对省际消费水平具有重要意义。
暗电流随电子辐照注量的变化关系，如图2所示。可以看出，静态辐照条件下暗电流退化比不加电辐照时退化更严重。暗电流的退化主要是由于电子辐照产生的电离损伤导致浅槽隔离(STI)界面复合电流、掩埋型光电二极管(PPD)表面缺陷复合电流、光电二极管与转移栅(TG)交叠区复合电流等三部分暗电流的增大造成的。由于10 MeV电子辐照还产生了位移损伤，因此暗电流的增大有一部分是由于体缺陷导致耗尽区载流子产生率增大所致。此外，γ射线辐照偏置效应不明显[11]，因此认为位移损伤效应表现出一定的偏置效应。
2.中国省际消费水平的条件β收敛模型。绝对β收敛模型实际上只考虑了初始消费水平这一个因素对消费水平增长率的影响，为了考察影响省际消费水平收敛性的因素，本文在绝对β收敛模型的基础上引入条件β收敛的计量模型，即在模型中加入可能影响省际消费水平收敛性的其他因素，并对这些因素的显著性以及引入这些因素后对模型的影响进行检验，从而得到计量模型：
其中Ci0表示所考虑期间的期初i地区的初始消费水平，Cit表示所考虑期间的期末i地区的消费水平。模型中的系数β则验证了β收敛是否存在，若β＜0，则说明存在β收敛，且此时可计算出收敛速度为
（其中T是所考虑期间的总期数）；若β＞0，则说明不存在β收敛。
新的回归结果的R平方和F值变化不大，故不再列出。剔除共线性之后，各变量回归系数的显著性明显提升，住房保障支出和进出口总额在0.05的水平上显著，初始消费水平和平均出生率在0.1的水平上显著。此时表征收敛速度的初始消费水平的回归系数为-0.231，其值为负符合理论预期，结合分析所考虑时间区间（2007-2017）可计算出收敛速度为0.011。其他变量的系数符号也值得关注，收入增长率、一般预算支出、住房保障支出、建成区面积、进出口总额系数为正，即这些因素促进了消费的增长；出生率、城市人口密度和商品房价格系数为负，即这些因素阻碍了消费的增长。其中商品房价格表现不显著，许多研究表明商品房价格是影响消费的重要因素，但本文的数据并不支持这一点。
综上所述，2007-2017年间，我国省际消费水平的条件β收敛是存在的。在控制了住房保障支出、进出口总额、平均出生率、收入增长率、一般预算支出等因素后，我国省际消费水平按照每年大约1.1%的水平收敛。
（四）省际消费水平的条件β收敛的影响因素
1.步进法分析过程与回归结果。为了进一步分析影响省际消费水平收敛的因素，本文利用SPSS22软件回归分析中的步进法对上述变量进行分析。本文利用步进法将起到两个方面的作用：一是找到对区域消费增长最显著的因素，二是通过依次引入不同的变量考察其对β0（表征了收敛的速度）的影响，从而确认对区域消费收敛性影响最为显著的因素。当将引入的变量和删除变量的临界值分别设为0.05、0.10和0.10、0.20时，都只得到进出口总额和住房保障支出两个变量，临界值设为0.20和0.30时输出的回归结果摘要如表6所示。
表6 步进法回归结果摘要
表7 各控制变量对收敛速度的影响
表6显示了步进法得到的3个模型的回归结果，这是在设定的临界值（进入0.20、删除0.30）的条件下最佳模型。在只考虑进出口总额、住房保障支出和收入增长率这3个控制变量的情况下，模型的解释力和显著性都有所提高，而且除收入增长率以外，其他变量的回归系数都在0.05的水平上显著。更重要的是，随着变量的顺次进入，初始消费水平的回归系数也在变化，由于已排除了共线性的影响，因此本文可以在保障模型的解释力和显著性的情况下，依次分析各个控制变量对收敛速度的影响，为了更清楚的分析这一点本文将各个模型回归系数的变化列入表7。
分析结果表明，进出口总额和住房保障支出对收敛速度有正影响，其中进出口总额的影响较大，这表明地区对外开放程度和社会保障程度不仅对消费有绝对的增长效应，而且还是促进地区间消费水平收敛的重要因素；收入增长率虽然自身的回归系数为正，即收入的增长促进了消费的增长，但其对收敛速度的影响为负，这表明各地区收入的增长导致了区域消费水平的发散。出现这一结果有两种可能的原因：一是各地区收入增长本身是发散的，二是各地区收入增虽然收敛，但收入引起的消费水平不同，即各地的消费倾向不同。
结论
本文采用我国1993-2017年的省际面板数据对我国省际消费水平的收敛性进行分析，结果表明1993-2017年我国省际消费水平存在σ收敛，各省消费水平的绝对差距在缩小，但绝对β收敛不显著。在控制了住房保障支出、进出口总额、平均出生率、收入增长率、一般预算支出等因素后，条件β收敛表明省际消费水平按照每年大约1.1%的水平收敛。此外对影响收敛速度的因素分析表明，进出口总额、住房保障支出对收敛速度有正的影响，而收入增长率对收敛的影响为负，这表明地区对外开放程度和社会保障程度是促进地区间消费水平收敛的重要因素。对此政府应进一步加大中西部地区开放力度、提高地方社会保障支出水平。
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基金项目： 2016年重庆市教育委员会人文社会科学研究项目“基于SSM空间模型的重庆主导产业研究”（题编号：16SKGH105），项目负责人：陈靖
中图分类号： F713
文献标识码： A
标签：省际消费水平论文; 收敛速度论文; 影响因素论文; 重庆科创职业学院论文;