賀 晉，李玲玲

(1.中山大學 管理學院，廣東 廣州 510275;2.廣東工業(yè)大學 管理學院，廣東 廣州 510520;3.暨南大學 產業(yè)經濟研究院，廣東 廣州 510632)

一、文獻綜述

收入分配與消費需求是經濟發(fā)展過程中的兩個非常重要的問題。根據波特 (Porter)的競爭優(yōu)勢理論，一個國家需要實現的是具有穩(wěn)定消費需求的消費型社會，消費拉動型經濟增長方式才是真正健康的可持續(xù)的增長方式［1］。自1978年以來，雖然我國GDP保持高速增長，但經濟增長方式并沒有從“投資”拉動向“消費”拉動轉變。而且，近年來我國平均消費傾向下降趨勢比較明顯。從2000—2008年，城鎮(zhèn)平均消費傾向由0.80逐年下降到0.74。針對這種現象，李實試圖從收入差距不斷擴大來解釋近年來我國消費需求不足的問題［2］。但是，本文統(tǒng)計數據顯示，從1978年改革開放以來，我國城鎮(zhèn)、農村以及整體的基尼系數都在上升，收入分配不平等程度在加劇。收入差距對消費需求的影響一直為經濟學家所關注，如Cutler等研究了美國20世紀80年代不同收入階層的收入分布與消費分布的變動關系，發(fā)現收入階層高的居民主要對應的是奢侈品消費［3］。施建淮和朱海婷對我國城市居民預防性儲蓄動機強度進行了研究，結果發(fā)現我國城市居民的預防性儲蓄動機會導致消費需求下降［4］。Blinder指出收入再分配會提高總消費，進一步的計量結果表明，收入分配有可能對總消費沒有影響，也有可能會減少總消費［5］。Della Valle和Oguchi運用37個國家的GDP截面數據對Blinder的觀點重新進行了檢驗，結果發(fā)現把收入水平和基尼系數同時放入回歸方程時，基尼系數的估計參數不顯著;如果只使用基尼系數作為解釋變量，基尼系數變量可以通過檢驗。進一步，當使用總體樣本中10個OECD國家的個人可支配收入數據作為亞樣本，結果發(fā)現收入水平和基尼系數兩個變量都可以通過統(tǒng)計檢驗［6］。Musgrove使用更多國家的可支配收入數據對以上問題重新進行了實證檢驗，結果沒有發(fā)現收入分配對總消費存在顯著的效應;但如果把總體樣本分為高收入組和低收入組兩個亞樣本，高收入組顯示出收入分配效應存在的強烈信號，而低收入組的收入分配效應則不存在［7］。Stoker的計量結果不僅證實了宏觀消費函數的形式和系數不僅取決于微觀函數的形式和系數，還取決于社會的收入分配特征［8］。

近年來我國學者試圖從收入分配影響消費傾向的角度尋找我國消費需求不足的原因。袁志剛和朱國林通過對有關收入分配與消費關系的文獻考察，認為大部分研究文獻從理論和計量兩方面都表明收入分配確實會影響總消費，轉移支付和收入再分配政策有助于提高居民總消費［9］。李軍從理論上嚴格證明了收入差距擴大會降低消費需求水平，實證結果表明收入差距尚不是構成消費需求不足的主要原因［10］。蘇良軍等將協(xié)整分析和面板數據相結合，對中國城鄉(xiāng)居民的消費和收入關系進行了研究，平穩(wěn)性檢驗顯示中國城鄉(xiāng)消費和收入數據存在非常顯著的單位根，協(xié)整關系檢驗結果表明消費和收入之間存在長期、穩(wěn)定的均衡關系［11］。吳曉明和吳棟運用我國1985—2004年城鎮(zhèn)居民消費、收入及其他相關數據，通過誤差修正模型和對數線性模型進行了計量分析，結果發(fā)現城鎮(zhèn)居民收入分配差距的擴大引起了居民平均消費傾向的減小［12］。楊汝岱和朱詩娥考察了我國居民邊際消費傾向與收入水平之間的關系，實證檢驗表明相對于低收入階層和高收入階層，中等收入階層的邊際消費傾向最高［1］。

以上研究成果都是基于收入假說理論，考察了收入分配對消費需求的影響，以及其統(tǒng)計上的相關關系，但是有個共同的缺陷是他們忽略了兩者之間的因果關系。那么，在制定增加消費需求和縮小收入差距之政策措施時可能就抓不住解決問題的重點。本文將利用時間序列數據，研究收入分配與消費需求之間的因果關系，能夠彌補以前研究成果留下的缺陷。

二、理論分析

文獻綜述表明，各種西方消費理論均肯定了可支配收入是影響居民消費的重要因素，因此收入分配必然會對消費行為產生影響。筆者結合凱恩斯消費理論，以及徐索菲、吳曉明和吳棟、楊汝岱和朱詩娥的數學模型［13－12－1］，首先從理論上分析收入分配差異對消費需求的影響，然后在實證部分采用時間序列數據對這兩個概念進行格蘭杰 (Granger)因果檢驗。

凱恩斯的消費函數為:

(1)式中，C表示總消費，Y表示總收入，下標t表示時期。參數b稱為邊際消費傾向，其值介于0與1之間。沿用徐索菲的做法，假設全社會的居民總消費支出為C，總人數為Q，總的可支配收入為Y，將全社會的居民按照收入由低到高劃分為m個階層，每個階層的總消費支出為Ci，每個階層的人數為Qi，每個階層的總可支配收入為Yi，則有:

如果 (2)式中的居民總消費支出C除以總人數Q，則得到人均消費支出c:

(3)式中的c為人均消費支出，ci為不同收入階層的人均消費支出，ni為不同收入階層人數占總人數的比例。設全社會的人均可支配收入為y，不同收入階層的人均可支配收入為yi。根據平均消費傾向定義，(3)式除以y，得到全社會的平均消費傾向APC為:

(4)式中，APCi為不同收入階層的平均消費傾向，Wi為不同收入階層的權重。假設APC、APCi和Wi均為時間t的函數，(4)式對時間t求導后得到如下關系式:

(5)式中，APC'表示總的平均消費傾向變化程度，APC'i表示不同收入階層的平均消費傾向變化程度，W'i表示不同收入階層在收入分配中相對地位的變化程度。經過簡單的數學變換，(5)式可以寫成:

一般情況下，全社會收入分配變化存在兩種情況;一是國民收入從低收入階層向高收入階層流動時，全社會收入分配狀況會進一步惡化;二是國民收入從高收入階層向低收入階層轉移時，全社會收入分配狀況得到改善。根據凱恩斯的消費理論，平均消費傾向 (APC)也會隨著Y的增加而減小，這表明一個人的收入越高，消費在其收入中的比重越小，儲蓄所占的比重就會越大。 (4)式的經濟含義也就意味著如果采取“劫富濟貧”式的收入再分配政策，整個社會的APC就會提高;但如果相反，極端的收入分配不均就會使社會整體的APC降低，從而產生消費需求不足。

三、實證分析

1.數據來源與樣本選擇

本文采用的城鎮(zhèn)人均消費支出、農村人均消費支出、城鎮(zhèn)人均可支配收入和農村人均凈收入4個指標均來源于中華人民共和國國家統(tǒng)計局網站，對應指標為城鎮(zhèn)家庭人均消費支出、農村家庭人均消費支出、城鎮(zhèn)人均可支配收入和農村人均凈收入?；嵯禂禂祿碜岳罱B東［14］。本文樣本為時間序列數據，統(tǒng)計區(qū)間選擇1978—2008年，包括31個觀測值。具體數據如表1所示。

表1 我國1978—2008年基尼系數和城鄉(xiāng)居民平均消費傾向的數據

2.變量選擇

(1)城鄉(xiāng)居民平均消費傾向

城鎮(zhèn)平均消費傾向 (CAPC)=城鎮(zhèn)人均消費支出/城鎮(zhèn)人均可支配收入

農村平均消費傾向 (SAPC)=農村人均消費支出/農村人均純收入

(2)基尼系數

基尼系數 (GN)是國際上通用的反映國家(或地區(qū))居民之間收入分配差異程度的指標。它的基本思路是用正方形45°對角線和洛倫茨曲線之間圍成的面積a與45°對角線下三角形面積A的比值來表示國家 (或地區(qū))居民之間收入分配不平等差異程度?；嵯禂翟酱螅杖敕峙湓讲黄降?基尼系數越小，收入分配越平等。因此，基尼系數逐漸被人們用來衡量社會收入分配差異程度。

3.實證模型與數據處理

經典的計量模型都選取平穩(wěn)數據，而現實中大量數據不平穩(wěn)，為避免偽回歸的出現，本文將先對基尼系數、城鎮(zhèn)平均消費傾向和農村平均消費傾向三個時間序列數據做平穩(wěn)性檢驗。并進行協(xié)整檢驗判斷是否存在長期穩(wěn)定均衡關系，建立誤差修正模型判斷短期波動均衡關系，進而進行Granger檢驗，分析序列間的因果關系。

(1)單位根檢驗

本文采用ADF方法檢驗時間序列的平穩(wěn)性。檢驗模型為:

其中，α是常數項，δt是線性趨勢函數，ρ是最優(yōu)滯后期，εt是隨機誤差項。檢驗的原假設H0:γ=0;備擇假設H1:γ＜0。若ADF檢驗值在一定的置信水平下大于臨界值，則接受原假設，即時間序列為平穩(wěn)序列，否則拒絕原假設，即時間序列為非平穩(wěn)序列。

通過檢驗序列曲線圖可知，三個序列均存在一個偏離0的初始位置并隨即變動，從而估計檢驗時應添加截距項，而基尼系數序列的波動趨勢明顯，城鎮(zhèn)平均消費傾向與農村平均消費傾向相對趨勢不明顯，因此三個序列均添加常數項，但城鎮(zhèn)平均消費傾向與農村平均消費傾向不添加時間趨勢項。單位根檢驗結果如表2所示，三個序列都是一階差分平穩(wěn)，故為一階單整時間序列，因此可以做協(xié)整檢驗和格蘭杰因果關系檢驗。

表2 變量的單位根檢驗結果

(2)協(xié)整檢驗

兩變量間的協(xié)整關系檢驗可以使用E－G兩步法。首先，分別通過最小二乘法建立城鎮(zhèn)平均消費傾向與基尼系數以及農村平均消費傾向與基尼系數的協(xié)整回歸方程:

其次，檢驗 εt和 μt的穩(wěn)定性 (如表3所示)。由于殘差的平穩(wěn)性檢驗不能使用普通的ADF檢驗的臨界值，按照Davidson和MacKinnon以及Sandler和Enders提出的，在Engle－Granger協(xié)整檢驗中有兩個變量、樣本量小于50時的殘差序列單位根檢驗臨界值判斷［15－16］，可見城鎮(zhèn)平均消費傾向對基尼系數回歸的殘差序列沒有單位根，而農村平均消費傾向對基尼系數回歸的殘差不平穩(wěn)，所以城鎮(zhèn)平均消費傾向對基尼系數存在協(xié)整關系，而農村平均消費傾向對基尼系數不存在長期穩(wěn)定均衡關系。

表3 殘差單位根檢驗

最后，在協(xié)整檢驗的基礎上，為考察模型的短期動態(tài)和長期調整狀態(tài)，需建立誤差修正模型。設誤差修正模型為:Δyt=β0+β1Δxt+γecmt－1+εt，其中ecm為誤差修正項。

根據 (8)可得:

由協(xié)整方程 (8)可知，城鎮(zhèn)平均消費傾向與基尼系數存在反向變動關系，基尼系數提高，城鎮(zhèn)居民的平均消費傾向降低。誤差修正模型表示，因為兩者存在長期穩(wěn)定關系，所以當城鎮(zhèn)居民的平均消費傾向出現短期變動時，可以理解為是基尼系數變動的影響和偏離長期均衡的影響。誤差修正項ecmt－1表示當短期波動偏離長期均衡時，系統(tǒng)將以－0.69的調整力度，將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。

(3)格蘭杰因果關系檢驗

由于城鎮(zhèn)平均消費傾向和基尼系數存在協(xié)整關系，所以可以通過格蘭杰檢驗判斷變量之間的因果關系。

格蘭杰因果關系檢驗的基本模型為:

其中，s和k分別是因變量和自變量滯后期的長度。利用最小二乘法 (OLS)進行參數估計，計算F統(tǒng)計量來進行格蘭杰因果分析，F檢驗原假設H0:βj=0，(j=1，2……k)。若F統(tǒng)計量的計算值比F臨界值大，則x是y的格蘭杰原因。

表4 格蘭杰因果檢驗結果

表4的格蘭杰檢驗結果表明，零假設均被拒絕，所以基于本文中的數據，我們可以判斷，基尼系數是城鎮(zhèn)居民平均消費傾向變化的原因，而城鎮(zhèn)居民平均消費傾向也是基尼系數變化的原因。我們的解釋是:收入分配不公平的增加，抑制了部分城鎮(zhèn)居民的消費能力，從而平均消費傾向下降;而平均消費傾向下降，作用于城鎮(zhèn)居民消費結構，從而影響產業(yè)間收入分配結構，又進一步促進了收入分配不平等。

四、結論與建議

通過上述分析，我們可以得出以下結論:(1)筆者利用1978—2008年間的基尼系數值和城鎮(zhèn)平均消費傾向、農村平均消費傾向的時間序列數據，分別分析了前者與后面兩個時間序列之間的長期均衡和短期動態(tài)因果關系。研究結果表明:基尼系數與城鎮(zhèn)平均消費傾向存在長期穩(wěn)定均衡關系，但與農村平均消費傾向不存在協(xié)整關系，更沒有長期關系。短期內城鎮(zhèn)平均消費傾向與基尼系數間還存在波動關系，但從長期看，可以通過誤差修正模型，反向修正到均衡狀態(tài)。(2)通過格蘭杰因果關系檢驗可知，基尼系數和城鎮(zhèn)平均消費傾向之間存在雙向因果關系。該結論結合我國城鄉(xiāng)消費比例逐步擴大的事實，可以解釋我國長期消費需求不足的原因。表明我國的城鎮(zhèn)平均消費傾向長期受到基尼系數擴大影響，并進一步通過產業(yè)結構引起基尼系數本身的變化。長期來看將形成惡性循環(huán)。

針對研究結論和當前中國收入差距的現實，筆者提出以下建議來促進中國的消費需求:

第一，改革現有的稅收制度，提高目前個人所得稅的起征點和累進程度。通過稅收來調節(jié)收入分配并擴大轉移支付經費的來源，這樣有利于國民收入從高收入階層轉移到低收入階層，降低收入差距。

第二，進一步建立健全社會保障制度，提高城鎮(zhèn)最低工資標準和國家收購農產品價格，增加農民收入。

第三，鼓勵民間資本投資，放開壟斷行業(yè)的國有控制，使更多的民間儲蓄能轉化為投資。

［1］楊汝岱，朱詩娥.公平與效率不可兼得嗎?——基于居民邊際消費傾向的研究［J］.經濟研究，2007，(12):45－50.

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［9］袁志剛，朱國林.消費理論中的收入分配與總消費及對中國消費不振的分析［J］.中國社會科學，2002，(2):9－14.

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［15］Davidson，R.， MacKinnon，J.G.Estimation and Inference in Econometrics［M］.New York:Oxford University Press，1993.

［16］Sandler，T.，Enders，W.An Economic Perspective on Transnational Terrorism［J］.European Journal of Political Economy，2004，20(2):322－340.