余官勝

[摘要]居民消費需求不足和收入不平等的擴大已經(jīng)成為困擾中國經(jīng)濟可持續(xù)增長的瓶頸,因此兩者之間的內(nèi)在關(guān)系成為學(xué)術(shù)界關(guān)心的熱點。利用VAR模型對收入不平等和居民消費需求之間的動態(tài)關(guān)系進(jìn)行實證研究,發(fā)現(xiàn)兩者之間存在長期的協(xié)整關(guān)系,收入不平等擴大是我國居民消費需求不足的重要原因,而且這種不利影響會持續(xù)相當(dāng)長的時間。因此縮小收入不平等是當(dāng)前刻不容緩的要務(wù)。

[關(guān)鍵詞]收入不平等;居民消費需求;協(xié)整;格蘭杰因果檢驗

[中圖分類號] F047.3[文獻(xiàn)標(biāo)識碼] A

[文章編號] 1673-0461(2009)11-0013-04

一、引言

當(dāng)前我國內(nèi)需不足已經(jīng)成為阻礙經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展的障礙之一。內(nèi)需主要包括投資需求和消費需求,一般而言,擴大投資需求和政府消費需求能在短期內(nèi)見效;而長期內(nèi)推動經(jīng)濟穩(wěn)定增長的因素則為居民消費需求。從我國目前的現(xiàn)狀看,改革開放以來居民消費對GDP的貢獻(xiàn)一直處于下降的趨勢,尤其是本世紀(jì)以來下降的幅度也在增大(見圖1)。到2007年,我國消費需求占GDP的比重僅為48.8%,遠(yuǎn)低于錢納里指出的70%以上的標(biāo)準(zhǔn)。同時,困擾著當(dāng)前中國經(jīng)濟的另一個問題是收入不平等的擴大,尤其是城鄉(xiāng)收入不平等的擴大。從圖一可以發(fā)現(xiàn),由于經(jīng)濟改革先在農(nóng)村進(jìn)行,因此改革初期城鄉(xiāng)收入不平等有所下降,但是隨著改革轉(zhuǎn)移到城市,城鄉(xiāng)收入不平等又以更快的速度急劇擴大。

圖1、我國改革開放以來城鄉(xiāng)收入差距和居民消費需求

注:左坐標(biāo)為城鄉(xiāng)收入差距,右坐標(biāo)為居民消費需求占GDP的比重;城鄉(xiāng)收入差距=城鎮(zhèn)人均可支配收入/農(nóng)村人均純收入;數(shù)據(jù)均由歷年中國統(tǒng)計年鑒計算而得。

鑒于我國同時存在收入不平等和居民消費需求不足的現(xiàn)象,大量的研究指出收入不平等會導(dǎo)致居民消費需求不足。劉文斌(2000)和羅小憨(2004)等均認(rèn)為居民收入差距擴大是我國居民消費需求不足的主要來源[1][2]。王實(2002)則認(rèn)為我國城鄉(xiāng)收入差距的擴大制約了居民消費需求[3]。袁志剛和朱國林(2002)以及朱國林等(2002)在消費理論的框架內(nèi)探討了收入分配和消費支出的關(guān)系,指出我國收入不平等的擴大會阻礙居民消費支出的增加[4][5]。盡管國內(nèi)學(xué)術(shù)界在理論層面上指出收入不平等是居民消費需求不足的原因,然而該研究目前尚缺乏實證分析的支撐,本文正是從這個角度利用我國1978年～2007年間的時間序列數(shù)據(jù)對收入不平等和居民消費需求之間的動態(tài)關(guān)系進(jìn)行實證研究。

二、消費理論中收入不平等的含義

凱恩斯在《通論》中提出了消費理論,在他看來消費支出由個人的可支配收入決定,并且認(rèn)為消費支出滿足邊際消費傾向遞減的心理規(guī)律。因此在凱恩斯理論中,窮人的消費傾向要大于富人,由此可得收入不平等的擴大會減少整個社會的總消費支出。鑒于此,凱恩斯認(rèn)為政府可以通過財政政策擴大消費需求,指出“如果政府使用財政政策作為平均收入分配的工具,那么財政政策對消費傾向的影響會更大?！盵6]劍橋?qū)W派繼承了凱恩斯的衣缽,將收入分為工資收入和利潤收入,并且指出由于工資收入往往用于基本生活支出,因此工資收入的消費傾向往往大于利潤收入的消費傾向。與凱恩斯理論類似,劍橋?qū)W派也認(rèn)為利潤和工資之間的收入不平等擴大不利于消費需求的增加。

莫迪里亞尼的生命周期理論和弗里德曼的持久性收入假說則表達(dá)了與凱恩斯不同的觀點。在他們的理論中,消費者關(guān)心的是其整個生命周期的效用水平,而不僅僅是一時的效用,因此在邊際效用遞減的情況下,消費者平滑其整個生命周期的消費將是最優(yōu)的資源配置。因此在莫迪里亞尼和弗里德曼看來,人們的消費支出僅取決于持久性收入,因而經(jīng)濟周期和經(jīng)濟波動都不會影響消費需求?；魻?Hall,1978)分析了在不確定條件下的個人消費行為,提出了隨機游走假說,指出如果消費是不確定的,個人平滑其各期消費將獲得更大的福利[7]。然而坎貝爾和曼昆(Campell and Mankiw,1989)利用美國總量數(shù)據(jù)進(jìn)行實證研究,拒絕了霍爾的隨機游走假說[8]。

鑒于生命周期理論和經(jīng)驗數(shù)據(jù)不符合,一些學(xué)者提出了更為現(xiàn)實的消費理論。勒蘭德(Leland,1968)提出了預(yù)防性儲蓄的概念,指出由于個人的風(fēng)險厭惡程度是隨財富遞增的,當(dāng)人變得富裕時,其原意放棄更多的消費以避免消費水平的不確定,因此富人將更多收入用于儲蓄以防止消費的波動[9]。由此可見,富人的消費傾向小于窮人,因此收入不平等的擴大將減少消費需求。也有學(xué)者強調(diào)流動性約束對消費支出的影響(Campbell和Mankiw,1991)[10]。在流動性約束的情況下,消費者無法通過借貸平滑其每期消費,因此為了避免下期消費可能出現(xiàn)的急劇下滑,消費者將會增加儲蓄,從而減少了當(dāng)前的消費。由于窮人面臨的流動性約束往往大于富人,因此收入不平等的擴大會減少窮人的消費支出,從而不利于消費需求的擴大。朱國林等(2002)強調(diào)預(yù)防儲蓄傾向和遺贈儲蓄傾向?qū)οM支出的共同影響。他們認(rèn)為窮人面臨較大的收入不確定,因此有較高的預(yù)防儲蓄傾向;而富人則具有較高的遺贈儲蓄傾向,因此窮人和富人的消費傾向都較低,而中產(chǎn)階級的消費傾向最高。因此收入不平等會通過縮小中產(chǎn)階級的規(guī)模而減少總消費需求。

三、實證研究

本文通過VAR模型對我國1978年～2007年間收入不平等和居民消費需求之間的動態(tài)關(guān)系進(jìn)行實證研究。本部分首先給出計量模型設(shè)定和數(shù)據(jù)來源,其次對模型的變量進(jìn)行平穩(wěn)性和協(xié)整檢驗,并進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系分析,最后進(jìn)行脈沖響應(yīng)函數(shù)分析。

(一) 模型設(shè)定和數(shù)據(jù)

由于本文研究的是我國收入不平等和居民消費需求之間的動態(tài)關(guān)系,所以建立以下VAR模型:

Dcont=c10+α11Dcont-1+……+α1pDcont-p+β11Ineqt-1+

……+β1pIneqt-p+μ1t

Ineqt=c20+α21Dcont-1+……+α2pDcont-p+β21Ineqt-1+

……+β2pIneqt-p+μ2t

其中Dcont為t年的居民消費需求,用居民消費支出占GDP的比重表示;Ineqt為t年的收入不平等,用城鄉(xiāng)收入差距=城鎮(zhèn)人均可支配收入/農(nóng)村人均純收入表示。這里p為滯后階數(shù),本文使用似然比檢驗和AIC準(zhǔn)則確定最佳滯后階數(shù)為4,即p=4。本文的數(shù)據(jù)均由歷年中國統(tǒng)計年鑒計算而得。

(二)平穩(wěn)性檢驗

為了避免對非平穩(wěn)時間序列進(jìn)行謬誤回歸,同時也為了保證Johansen協(xié)整檢驗的有效性,本文對VAR模型中的各序列進(jìn)行單位根檢驗。本文使用ADF(Augmented Dickey-Fuller Test)方法進(jìn)行單位根檢驗,滯后階數(shù)由AIC準(zhǔn)則確定。表1列出了檢驗結(jié)果。

從檢驗結(jié)果可知Dincomet和Ineqt均不能在5%水平上拒絕存在單位根的原假設(shè),因此均為非平穩(wěn)時間序列。而它們的一階差分ΔDincomet和ΔIneqt則均在5%水平上拒絕了存在單位根的原假設(shè),因此是平穩(wěn)時間序列。由此可得序列Dincomet和Ineqt均為一階單整時間序列。

表1.各變量平穩(wěn)性檢驗

注:Δ表示一階差分,檢驗形式(C,T,K)依次表示單位根檢驗的截距項、是否有時間趨勢、滯后項。本文根據(jù)各變量的圖形確定檢驗形式。括號內(nèi)為拒絕原假設(shè)的p值,*表示在5%水平上顯著。

(三)協(xié)整檢驗和誤差修正模型

由于Dcont和Ineqt均為一階單整時間序列,因此兩者之間可能存在協(xié)整關(guān)系。本文使用Johansen方法對其進(jìn)行協(xié)整檢驗,取協(xié)整的滯后階數(shù)為3,本文得到表2的結(jié)果。

表2.Johansen協(xié)整檢驗

注:括號內(nèi)表示5%水平上t統(tǒng)計量的臨界值,*表示在5%水平上顯著。

協(xié)整結(jié)果表明無論是跡統(tǒng)計量還是λ-max統(tǒng)計量均在5%水平上拒絕存在0個協(xié)整關(guān)系的原假設(shè),但拒絕不了至多存在一個協(xié)整關(guān)系的假設(shè)。因此Dcont和Ineqt之間存在且只存在一個協(xié)整關(guān)系,即Dcont和Ineqt之間存在長期的穩(wěn)定關(guān)系,并且可得協(xié)整關(guān)系如下:

Dcont=0.740-0.104*(14.79)Ineqt

注:括號內(nèi)表示t統(tǒng)計量,*表示在5%水平上顯著

由上式可得,在長期內(nèi),我國收入不平等程度的擴大將減少消費需求,收入不平等提高一倍將使居民消費占GDP的比重降低10.04個百分點。

(四)格蘭杰因果檢驗

為了確定我國收入不平等和居民消費需求之間的因果關(guān)系,本文對Dcont和Ineqt序列進(jìn)行格蘭杰因果檢驗?？紤]到居民消費行為的時間持續(xù)性,本文分別從短期和長期的角度檢驗收入不平等對居民消費需求的影響,得到表3的結(jié)果。

表3. 格蘭杰因果關(guān)系檢驗

從表中可以發(fā)現(xiàn),在短期內(nèi),當(dāng)滯后期數(shù)為3期時,Dcont不是Ineqt的Granger原因,這是因為根據(jù)相對收入假說,人們的消費習(xí)慣在短期內(nèi)難以改變,短期內(nèi)消費需求具有持續(xù)性,因此在短期內(nèi)收入不平等不會減少居民消費需求。當(dāng)考慮居民消費的長期行為時,取滯后期數(shù)為6期和7期,發(fā)現(xiàn)Ineqt是Dcont的Granger原因,因此可以判斷在長期內(nèi)我國收入不平等確實是居民消費需求不足的原因。此外,從結(jié)果中可以發(fā)現(xiàn)無論是短期還是長期,居民消費不足都是收入不平等擴大的原因,這是因為居民消費不足會阻礙經(jīng)濟增長,從而不利于低收入者的收入增加。

(五)脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

為了更加形象仔細(xì)地說明我國收入不平等和居民消費需求之間的關(guān)系,本文采用脈沖響應(yīng)函數(shù)分析模型的動態(tài)性。圖2、圖3、圖4以及圖5是基于VAR模型采用正交化方法和Cholesky分解技術(shù)模擬的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖。圖中橫坐標(biāo)表示年份,縱坐標(biāo)表示因變量對自變量的響應(yīng)程度,實線為脈沖響應(yīng)函數(shù)的模擬值,兩條虛線分別為脈沖響應(yīng)函數(shù)值正負(fù)兩倍標(biāo)準(zhǔn)差值。

從圖2可以發(fā)現(xiàn),居民消費需求對收入不平等的脈沖反應(yīng)一直為負(fù),這種負(fù)作用在前六期一直在擴大,直到第七期開始有所降低,這說明收入不平等的擴大在相當(dāng)長的時期內(nèi)都會阻礙居民消費需求的擴大。圖3則反映了收入不平等對消費需求的脈沖反應(yīng),并且這種反應(yīng)一直為負(fù),即居民消費需求的減少會擴大收入不平等程度,這是因為居民消費需求的減少不利于經(jīng)濟增長,從而擴大收入不平等程度。基于此,收入不平等和居民消費需求均有自我持續(xù)的趨勢(圖4和圖5)。

圖2、消費需求對收入不平等的脈沖反應(yīng)

圖3、收入不平等對消費需求的脈沖反應(yīng)

圖4、消費需求自身的脈沖響應(yīng)

圖5、收入不平等自身的脈沖響應(yīng)

四、結(jié)論及政策含義

本文利用VAR模型對收入不平等和居民消費需求之間的動態(tài)關(guān)系進(jìn)行實證研究,發(fā)現(xiàn)收入不平等的擴大不利于居民消費需求的增加,并且這種不利影響會持續(xù)相當(dāng)長的時期。因此本文的研究在實證上支持了學(xué)術(shù)界關(guān)于我國收入不平等擴大會減少居民消費需求的觀點。由于居民消費需求的不足已經(jīng)成為我國經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展的瓶頸,而收入不平等又是阻礙居民消費需求擴大的重要原因,因此采取措施縮小收入不平等已成為當(dāng)前刻不容緩的要務(wù)。

全球經(jīng)濟危機的暴發(fā)凸顯出了內(nèi)需對經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展的重要性,而居民消費需求則是擴大內(nèi)需的根源所在。由于西方主要發(fā)達(dá)國家的經(jīng)濟衰退使得我國通過擴大出口增加產(chǎn)出的方式受到了阻礙,因此通過擴大居民消費需求的方式推動經(jīng)濟增長顯得尤為重要?；谏衔膶ξ覈M需求不足原因的實證研究,本文提出以下擴大消費需求的政策建議:

(1)通過再分配政策縮小收入不平等程度,尤其是縮小城鄉(xiāng)收入不平等。一方面,政府可以通過以增加高收入者稅收的方式補貼低收入者;另一方面政府可以通過建設(shè)農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施、增加農(nóng)村教育投入等方式提高農(nóng)村居民的收入。

(2)完善社會保障體系。在老齡化趨勢和就業(yè)困難的背景下,我國應(yīng)建立完善的養(yǎng)老保險體系、失業(yè)保險體系等,這樣才能消除居民的后顧之憂,提高居民的消費傾向。尤其是要增加農(nóng)村社會保障建設(shè)的投入,才能激發(fā)農(nóng)村居民強大的消費需求。

(3)增加消費信貸規(guī)模。為了防止流動性約束對我國消費需求的制約,使得居民能在收入一時下降的情況下也能滿足消費需求,我國應(yīng)該鼓勵信貸規(guī)模的擴大。由于消費信貸業(yè)務(wù)的主體是商業(yè)銀行,政府應(yīng)該通過各種激勵措施鼓勵銀行增加消費信貸。

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Income Inequality and the Lacking of Residents Consumer Demand——An Empirical Research Based on VAR Model

Yu Guansheng

(Economic and management school, Wuhan University, Wuhan 430072, China)

Abstract: Lacking of residents consumer demand and the expansion of income inequality have become the bottleneck of sustainable growth, which has puzzled Chinas economy. So the intrinsic relationship between these two has become a hot academic concern. In this paper, VAR model is used to study the dynamic relationship between income inequality and residents consumer demand. It is found that there is a long-term co-integration between the two, and the expansion is the important reason for the lacking of residents consumer demand. This adverse impact will continue for a long time. Therefore, reducing income inequality has been an imperative job currently.

Key words: income inequality; residents consumer demand; co-integration; Granger test

(責(zé)任編輯:張積慧)