靳共元，王冬梅

（1.山西財經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，山西 太原 030031；2.德州市財政局，山東 德州 263014）

自1997年東南亞金融危機以來，我國的宏觀經(jīng)濟政策就一直提倡擴大內(nèi)需，但是多年來的結(jié)果卻是消費需求非但沒有真正啟動起來，最終消費率反而在持續(xù)下降。甚至從某種意義上可以說，這次金融危機是我國自身高投資、低消費模式的初步崩潰，要使我國經(jīng)濟依靠自身本有的消費走向良性循環(huán)需要我們改變這種經(jīng)濟發(fā)展模式，而要改變這種發(fā)展模式，就要尋求消費需求長期不振背后的原因。造成我國消費需求偏低的其中一個首要因素便是收入差距的持續(xù)擴大，這種持續(xù)擴大的收入差距使得低收入群體數(shù)量一直比較龐大，從而其消費潛力一直被壓抑。本文試圖在對我國收入分配差距和消費需求現(xiàn)狀分析基礎(chǔ)之上，對二者之間的關(guān)系進行實證分析和計量檢驗，并提出相應(yīng)的政策建議。

一、我國收入分配的差距分析

（一）我國收入分配差距的總體描述

國際上常用的衡量一國居民收入分配差距的一個指標是基尼系數(shù)，在這里我們用gini表示。借助基尼系數(shù)這一指標，我們可以對我國收入分配的總體狀況有一個基本判斷。不過由于數(shù)據(jù)統(tǒng)計口徑和計算方法的差異，不同學(xué)者對我國基尼系數(shù)的估計結(jié)果也有所不同，但是大體的趨勢基本是相似的。我國基尼系數(shù)在20世紀90年代初已經(jīng)超過了0.4的警戒線，雖然在1994—1996年稍有下降，但整體趨勢是逐漸上升的且上升幅度較大，這說明我國收入分配的差距是逐漸增大的。同國際上其他國家橫向比較看，世界銀行公布的2004年我國基尼系數(shù)為0.47，高于同期印度的0.37，柬埔寨的0.42，越南的0.37，泰國的0.42，僅低于阿根廷、巴西等少數(shù)南美國家。

常用的衡量收入差距的指標還有庫茲涅茨指數(shù)（即收入最高的20%人口與收入最低的20%人口占總收入的份額）。從這一指標看，世界銀行公布的2004年中國最富的20%人口占全部收入的比重為51.86%，高于同期印度的45.34%，越南的44.81%，柬埔寨的49.59%，馬來西亞的44.36%，泰國的48.99%，僅低于南非、阿根廷、巴西、墨西哥等少數(shù)國家。2004年我國收入最低的20%人口所占總收入的份額為4.25%，低于同期印度的8.08%，柬埔寨的6.82%，越南的7.14%，馬來西亞的6.35%，泰國的6.07%，僅高于阿根廷、巴西、南非等極少數(shù)拉美和非洲國家。

綜上，無論是從我國自身的發(fā)展縱向看，還是同國際上橫向比較看，我國的收入差距都到了非扭轉(zhuǎn)不可的態(tài)勢。

（二）我國收入分配差距的具體體現(xiàn)

我國收入分配的差距既表現(xiàn)為城鄉(xiāng)差距、地區(qū)差距，也體現(xiàn)為勞資收入的差距及體制性因素所造成的差距。

1.我國城鄉(xiāng)收入差距。改革開放以來我國城鄉(xiāng)居民收入增長的趨勢都較明顯，但是城市人均可支配收入增長遠比農(nóng)村居民人均純收入增長迅速，尤其是1992年以來，城市人均可支配收入幾近指數(shù)式增長，致使二者之間差距迅速拉大。改革開放以來城鄉(xiāng)收入差距有兩次明顯的下降過程，一次是1979—1985年，因為改革首先是在農(nóng)村開始的，一方面家庭聯(lián)產(chǎn)承包責任制的實行極大地調(diào)動了農(nóng)民的生產(chǎn)積極性，提高了糧食產(chǎn)量，增加了農(nóng)民的農(nóng)業(yè)收入，另一方面對集貿(mào)市場管制的放開、鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的開辦等增加了農(nóng)民的非農(nóng)收入；另一次是1994—1997年，主要是由于國家對主要農(nóng)產(chǎn)品進行保價收購，提高了糧食價格，一定程度上增加了農(nóng)民收入。但是城鄉(xiāng)收入差距總體趨勢是擴大的，即使2006年農(nóng)業(yè)稅的取消也未能改變這種擴大的趨勢。

上述只是城鄉(xiāng)居民貨幣收入的部分差距，尚未包括城市居民的各種隱形收入如單位實物發(fā)放、外出旅游等福利、養(yǎng)老等各種保險以及其他價格、財政補貼等。從收入的用途上看，城市居民的人均可支配收入主要用于消費和儲蓄，而農(nóng)村人均純收入除用于消費外，還要用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，如購買化肥、農(nóng)藥、機械等，從這個意義上說，城市人均可支配收入和農(nóng)村人均純收入這兩個不同統(tǒng)計指標的比較只能部分反映城鄉(xiāng)居民收入差距。

2.地區(qū)之間的差距。衡量地區(qū)差距的一個常用指標是泰爾指數(shù)，因為這個指數(shù)可以把總體差距劃分為區(qū)內(nèi)差距與區(qū)間差距。依據(jù)這一指標可以對我國東中西部地區(qū)區(qū)間及區(qū)內(nèi)的收入差距變化做一基本了解。1978年以來我國東中西地區(qū)的區(qū)間差距雖有幾次小幅降落，但整體上升趨勢很明顯。而區(qū)內(nèi)差距則有升有降，具體說來，東部地區(qū)的區(qū)內(nèi)差距下降很明顯，20世紀80年代急速下滑，90年代以后下降速度較緩慢，降幅較小。中部地區(qū)內(nèi)部的收入差距呈螺旋式下降態(tài)勢，期間有幾次大的上升和下降，下降路線不穩(wěn)定，但整體下降趨勢也較明顯。西部地區(qū)區(qū)內(nèi)差距波動幅度較大，有輕微上升趨勢，2000年以后更是急速上升，可能是由于西部大開發(fā)戰(zhàn)略的實施使得某些地區(qū)獲得政策上的優(yōu)勢發(fā)展較快，加上西部地理空間上的廣闊性，增大了其內(nèi)部的差距。

3.勞資所得及其他體制性因素造成的收入差距。20世紀80年代末以來大批農(nóng)村青壯年勞動力對城市務(wù)工需求源源不斷的充裕供給以及城市國有企業(yè)改制形成的大量下崗人員造成了我國勞動力市場長期供大于求的格局，從而使得勞方在勞資博弈的過程中總是處于劣勢地位。而地方政府為追求GDP增長對招商引資的熱衷及對資方“奉為上賓”的禮遇進一步增強了資方在用工過程中的優(yōu)勢地位。另一方面，資本所得的一個重要特征是隨著資本數(shù)量的增大，依資本所獲得的收入會增長較快，獲得的過程也相對較容易，即通常所說的“以錢生錢易”。而勞動所得的增長則要緩慢得多。勞資雙方長期不對等的地位和勞資所得的不同特征所導(dǎo)致的結(jié)果是勞動收入在GDP中所占比例逐漸下降。

無論是以基尼系數(shù)還是以庫茲涅茨指數(shù)衡量我國的收入差距，都遠超過美國、英國等市場經(jīng)濟及其制度較完善的西方發(fā)達國家，而我國市場經(jīng)濟的發(fā)育仍落后于這些國家，可見僅僅由市場因素來解釋我國收入差距的形成是遠遠不夠的。事實上，我國收入差距短短三十余年所發(fā)生的戲劇性扭轉(zhuǎn)在很大程度上可歸結(jié)為市場以外的體制性因素：20世紀80年代價格雙軌制的實行造就了一批“倒爺”，這批人成為了利用體制漏洞和依靠行政批文的優(yōu)勢獲得非正常收入的第一批人；國有企業(yè)的改制，尤其是對中小國有企業(yè)的承包制、私有化以及股份制改革造成了部分企業(yè)以低價被變賣，這一過程也造就了一批利用管理和法律空隙而獲得巨額財富的群體；政府主導(dǎo)的趕超發(fā)展戰(zhàn)略使地方政府權(quán)力部門掌控了土地等許多資源，而在權(quán)力缺少有效制約的情況下導(dǎo)致了部分權(quán)力與金錢的交易，而地方政府傾向資本的態(tài)度也在某種程度上增加了權(quán)力與金錢的親密程度，方便了其交易；我國特殊的人情社會和法制的不健全所導(dǎo)致的灰色收入如金融機構(gòu)索要的貸款以外的額外費用、部分單位物資采購中的收取的回扣等，多數(shù)由低收入群體流向高收入群體，進一步擴大了收入差距。

二、我國消費需求狀況

（一）我國消費需求的總體現(xiàn)狀

自20世紀80年代始，我國最終消費率呈明顯下降態(tài)勢。雖然1997年東南亞金融危機后中央采取種種措施刺激消費需求，如實施消費信貸、高等教育收費制度、住房的商品化，但這些措施效果并不明顯，僅在1998年、1999年短期起到些許作用，消費率在2000年以后一路下行。同國際比較看，中國的消費率不僅低于美國、日本等發(fā)達國家，也低于印度等發(fā)展中國家。20世紀80年代以來，美國、日本的消費率呈緩慢上升趨勢，2007年美國消費率為86.8%，日本為74.2%。同作為發(fā)展中的大國，印度消費率2000年后的變化趨勢和我國有些類似，都呈下降趨勢，但印度消費率的下降速度比我國要緩慢得多，整體消費率水平也一直遠遠高于我國，2007年印度消費率為65%，我國則為49%，低于印度16個百分點。

（二）我國消費需求內(nèi)部結(jié)構(gòu)分析

總消費包括政府消費和居民消費，居民消費在我國又可劃分為農(nóng)村居民消費和城鎮(zhèn)居民消費兩部分。

1.政府和居民消費。由于日本和我國同屬政府主導(dǎo)性的市場經(jīng)濟，故相對于其他自由市場經(jīng)濟國家而言，政府消費在總消費中所占比重相對較大，中國、日本的政府消費比重遠高于美國、印度。雖然我國與日本具有類似的經(jīng)濟體制，但其政府消費所占的比重并不同，我國政府消費比重高于日本，尤其是1996年以后我國政府消費比重增長迅速，更是遠超于日本。政府消費比重較高一方面說明政府占有的資源較多，在國民收入分配中處于較強勢地位，即“國強”；另一方面政府消費比重過高也在一定程度上替代了居民消費，導(dǎo)致了“民弱”。與政府消費占總消費的比重相反，日本和我國居民消費占總消費的比重遠低于美國、印度。同日本相比，我國居民消費占總消費的比重近年來又遠低于日本，1996年后居民消費的下降速度更快。

2.城鄉(xiāng)消費需求比較。由于二元經(jīng)濟體制的存在，我國居民消費明顯呈現(xiàn)出城鎮(zhèn)、農(nóng)村二元經(jīng)濟格局，農(nóng)村、城鎮(zhèn)消費的差距可以通過城鎮(zhèn)、農(nóng)村居民消費各自占居民總消費的比重，城鎮(zhèn)、農(nóng)村居民的邊際消費傾向兩個指標反映出來。從圖1中可以看出，改革開放以來農(nóng)村居民消費占居民總消費的比重持續(xù)下降，城鎮(zhèn)居民消費占總消費的比重一直在上升，但1990年之前農(nóng)村居民消費占總消費的比重是高于城鎮(zhèn)居民的，1990年以后農(nóng)村居民的消費比重開始下降至城鎮(zhèn)居民的消費比重之下，之后兩個比重朝著相反的方向前進，差距越來越大。到2008年底城鎮(zhèn)居民占總?cè)丝诘?5.68%，其消費卻占到居民總消費的74.9%，占總?cè)丝?4.32%的農(nóng)村居民的消費只有居民總消費的25.1%，由此可見我國的消費主體是占總?cè)丝诓坏揭话氲某擎?zhèn)居民。

圖1 1978-2008年我國城鎮(zhèn)和農(nóng)村消費占居民總消費比重的變化

為估算城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民的邊際消費傾向，我們分別以城鎮(zhèn)的人均可支配收入、人均消費和農(nóng)村的人均純收入、人均消費為變量，通過構(gòu)造非線性消費函數(shù)的形式進行回歸分析。

首先，計算城鎮(zhèn)居民的邊際消費傾向，設(shè)城鎮(zhèn)居民的消費函數(shù)形式為：CZXF=β1+β2×CZSRβ3 +Ut，式中CZXF為城鎮(zhèn)人均消費，CZSR為城鎮(zhèn)人均可支配收入，Ut為誤差項。記MPCCZ為城鎮(zhèn)居民的邊際消費傾向，則MPCCZ=β2×β3×CZSRβ3-1。我們選取的樣本空間是1985—2008年，價格水平采用的是以1985年為基期的城市居民消費價格指數(shù)，城鎮(zhèn)人均可支配收入和人均消費是經(jīng)過價格處理后的實際值，采用NLS（非線性）估計方法，所作的估計結(jié)果如下：

根據(jù)估計結(jié)果可計算，

MPCCZ=1.800085×0.887267×CZSR0.887267-1，見圖2。

其次，采用同樣的方法計算農(nóng)村的邊際消費傾向，選取的樣本空間依然是1985—2008年，價格水平采取的是以1985年為基期的農(nóng)村居民消費價格指數(shù)，農(nóng)村居民人均純收入和人均消費也是經(jīng)過價格處理后的實際值。設(shè)農(nóng)村居民的消費函數(shù)為NCXF=α1+α2×NCSRα3 +Ut，其中NCXF、NCSR分別為農(nóng)村居民的實際人均消費和實際人均純收入，Ut為誤差項，則農(nóng)村居民的邊際消費傾向MPCnc=α2×α3×NCSRα3-1。采用NLS（非線性）估計方法，估計結(jié)果如下：

因為α2=0.013919，其t值不顯著，故我們默認NCSR前系數(shù)為1，這樣農(nóng)村居民的消費函數(shù)形式就變?yōu)榱薔CXF= α1+NCSRα2 +Ut，再次采用OLS估計方法，其結(jié)果如下：

據(jù)此估計結(jié)果可計算

MPCnc=0.955163×NCSR0.955163-1，具體見圖2。

圖2 1985—2008年城鎮(zhèn)和農(nóng)村邊際消費傾向的變化

由圖2可以看出，我國農(nóng)村居民的邊際消費傾向基本比較穩(wěn)定，1985年以來僅有緩慢、小幅的下降，而城鎮(zhèn)居民的邊際消費傾向則下降較快，1992年以后降至農(nóng)民居民邊際消費傾向之下，2008年時已經(jīng)遠遠低于農(nóng)村居民的邊際消費傾向，這可能是由于城鎮(zhèn)居民人均可支配收入增長遠高于農(nóng)村人均純收入所致。

通過上述城鎮(zhèn)、農(nóng)村居民消費各自占居民總消費比重的比較可知，農(nóng)村居民占總?cè)丝诘?4.32%，消費卻僅占居民總消費的25.1%，看似農(nóng)村消費市場中孕育著巨大的潛力有待挖掘。但通過城鎮(zhèn)、農(nóng)村居民邊際消費傾向的比較可知，農(nóng)村居民邊際消費傾向已遠高于城鎮(zhèn)，因此采取家電、汽車下鄉(xiāng)等旨在撬開農(nóng)民僅存少量收入的口袋，鼓勵其購買的行為會使本來儲蓄不多而又缺少養(yǎng)老等社會保障的農(nóng)村未來更加貧窮和危險。努力增加農(nóng)民人均純收入才是充分挖掘農(nóng)村消費潛力的長遠之道。

3.極端分化的兩極消費。近年來，越來越多的奢侈品商開始瞄向我國消費者，奢侈品展紛紛選擇駐足中國，奢侈品店也接連落戶我國。在這種情勢下，許多人開始對奢侈品消費拉動我國消費的前景與作用給予積極期望。但是這些富人群體所購買的奢侈品主要集中在時裝、私人游艇、高檔跑車等產(chǎn)品上，而這些產(chǎn)品幾乎全部為國外的品牌，對國內(nèi)需求的增加幾近于無。此外，高收入群體還常常選擇進行境外旅游、入住高檔酒店等服務(wù)性消費，甚至注冊國外銀行賬戶，直接轉(zhuǎn)移資金，所有這些帶來的需求同樣與內(nèi)需無關(guān)。與高收入群體奢侈性消費相反的是，低收入群體的消費仍處于“食裹腹、衣敝體”的溫飽階段，其更高層次的消費需求長期受到壓抑。消費差距的兩端分化，使得我國居民消費結(jié)構(gòu)升級換代的時間差過大，阻礙了消費鏈的平衡遞推，由此形成了一個間隙巨大的“消費斷層”。

三、收入分配對消費需求的影響

在前述對我國收入分配差距和消費需求現(xiàn)狀的分析基礎(chǔ)上，我們進一步探討收入分配差距對消費需求的影響。這里收入分配差距對消費需求的影響是通過分析基尼系數(shù)對邊際消費傾向的影響來體現(xiàn)的。而要分析基尼系數(shù)對邊際消費傾向的影響，就要獲得基尼系數(shù)和邊際消費傾向的相關(guān)數(shù)據(jù)。鑒于基尼系數(shù)的計算比較復(fù)雜，故在此引用許冰、章上峰在《中國經(jīng)濟增長與收入分配不平等的倒U測度研究》一文中所給出的數(shù)據(jù)。邊際消費傾向的數(shù)據(jù)采用前述對城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民邊際消費傾向的估算方法，只是這里數(shù)據(jù)處理較前復(fù)雜些。

（一）總消費函數(shù)的邊際消費傾向與人均消費函數(shù)的邊際消費傾向的估算

總消費函數(shù)是指社會總體消費函數(shù)，是居民總消費關(guān)于總收入的函數(shù)。首先對社會總消費函數(shù)進行估算，設(shè)其形式為ZXF=δ1+δ2×ZSRδ3 +Ut，式中ZXF為居民總消費，ZSR為居民總收入，Ut為誤差項。則總消費函數(shù)的邊際消費傾向MPCzt= δ2×δ3×ZSRδ3-1。我們選取的樣本空間是1981—2006年，價格水平采用的是1981年為基期的居民消費價格指數(shù)，居民總消費和居民總收入均是經(jīng)過價格處理后的實際值。需要說明的是由于統(tǒng)計年鑒并沒有居民總收入的數(shù)據(jù)，這里采用國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP減掉政府稅收后的數(shù)據(jù)來近似。運用NLS估計方法，估計結(jié)果如下：

據(jù)此可得，

MPCzt=5.895441×0.763505×ZSR0.763505-1，具體結(jié)果見圖3。人均消費函數(shù)是指人均消費關(guān)于人均收入的函數(shù)，設(shè)人均消費函數(shù)形式為PJXF=λ1+λ2×PJSRλ3 +Ut，式中PJXF、PJSR分別代表人均消費和人均收入，Ut代表誤差項。則人均消費函數(shù)的邊際消費傾向MPCpj=λ2×λ3×PJSRλ3-1。由于國家統(tǒng)計局在統(tǒng)計人均收入和人均消費時是按照城鎮(zhèn)和農(nóng)村兩個部分分別統(tǒng)計的，并沒有全國統(tǒng)一的人均收入、人均消費數(shù)據(jù)，因此這里以城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎亍⑥r(nóng)村人口占總?cè)丝诘谋戎胤謩e為城鎮(zhèn)人均可支配收入、城鎮(zhèn)人均消費的權(quán)重和農(nóng)村人均純收入、農(nóng)村人均消費的權(quán)重，經(jīng)加權(quán)平均可得到全國人均收入和人均消費的數(shù)據(jù)。樣本空間依然是采用1981—2006年的數(shù)據(jù)，運用NLS估計方法，得估計結(jié)果如下：

據(jù)此可得，

MPCpj=0.853176×0.978213×PJSR0.978213-1，具體結(jié)果見圖3。

由圖3可以看出，總體消費函數(shù)的邊際消費傾向遠低于人均消費函數(shù)的邊際消費傾向，人均消費函數(shù)的邊際消費傾向基本保持穩(wěn)定，稍有下降，而總體消費函數(shù)的邊際消費傾向則呈大幅下降趨勢。這是因為人均消費函數(shù)采用的變量均為人均量，這樣既消除了收入分配的差距，也消除了消費的差距，而社會總體消費函數(shù)則包含了收入分配的差距對消費的作用。

圖31 9 8 1—2 0 0 6年的總體邊際消費傾向和人均邊際消費傾向

（二）邊際消費傾向差與基尼系數(shù)的Granger因果檢驗及回歸分析

凱恩斯認為人們的消費和收入之間存在一條基本的心理規(guī)律，即在一般情況下，當人們的收入增加時，其消費也會增加，但消費的增加不像收入增加得那樣多，也就是說，人們的邊際消費傾向存在遞減的趨勢。我們用人均消費函數(shù)的邊際消費傾向近似人們的邊際消費傾向遞減規(guī)律，用社會總消費函數(shù)的邊際消費傾向減去人均消費函數(shù)的邊際消費傾向，這樣可以盡量弱化此心理規(guī)律的作用。此外，由于人均消費函數(shù)的邊際消費傾向的估算使用的是人均收入和人均消費，消除了收入分配的差距對消費傾向的影響，而社會總消費函數(shù)的邊際消費傾向則包涵了收入分配差距對消費的影響，故后者減去前者后可以更精確地衡量由于收入分配差距所導(dǎo)致的邊際消費傾向的變化?；诖耍覀冇脙蓚€邊際消費傾向的差額與基尼系數(shù)兩個變量做Granger因果檢驗。但在具體的數(shù)據(jù)處理過程中，我們使用的是人均消費函數(shù)的邊際消費傾向減去社會總體消費函數(shù)的邊際消費傾向，這樣就避免了兩者差額是負值。這種處理做法并不影響對兩個變量之間關(guān)系的檢驗，只不過符號、方向相反而已。

根據(jù)ADF及Granger因果分析理論和方法，本部分采用反映收入分配差距的基尼系數(shù)與和反映消費需求的兩個邊際消費傾向差來分析收入分配差距和消費需求之間的關(guān)系。樣本空間為1981—2006年，為減弱變量的時間趨勢，這里對兩個變量都取了對數(shù)，Y代表邊際消費傾向差的對數(shù)形式，X代表基尼系數(shù)的對數(shù)形式。

1.ADF檢驗結(jié)果。在做ADF檢驗時，首先對基尼系數(shù)的對數(shù)形式、邊際消費傾向差的對數(shù)形式作折線圖，以觀察其時間趨勢。

從圖4和圖5中可以看出，邊際消費傾向差和基尼系數(shù)都具有明顯的時間趨勢，因此在對它們進行ADF檢驗時要選擇既具有趨勢項又具有常數(shù)項的方程。為使其變?yōu)槠椒€(wěn)時間序列，對其進行一階差分，然后觀察一階差分的折線圖，見圖6和圖7。

從圖6和圖7中可以看出，經(jīng)過一階差分后，邊際消費傾向差和基尼系數(shù)都較為平穩(wěn)了。因為邊際消費傾向差的一階差分基本在零均值以上，所以在進行ADF檢驗時選取帶有常數(shù)項無趨勢項的方程?；嵯禂?shù)的一階差分基本在零均值以下，故選擇既無趨勢項又無常數(shù)項的方程，具體檢驗結(jié)果見表1。

圖4 邊際消費傾向差（對數(shù)）的變化趨勢

圖5 基尼系數(shù)（對數(shù)）的變化趨勢

圖6 邊際消費傾向差序列一階差分趨勢圖

圖7 基尼系數(shù)序列一階差分趨勢圖

由表1可以看出，變量X、Y的ADF值都顯著大于5%的臨界值，所以在5%的顯著水平上，變量X、Y都存在單位根，是非平穩(wěn)的。經(jīng)過一階差分后，dX、dY的ADF值都顯著小于5%的臨界值，不再存在單位根，是平穩(wěn)時間序列。

2.Granger因果檢驗結(jié)果。由上面的ADF檢驗可知dX、dY均為平穩(wěn)時間序列，對dX、dY的Granger因果檢驗經(jīng)過幾次對滯后項選擇后，發(fā)現(xiàn)滯后項數(shù)為4時結(jié)果較顯著，檢驗結(jié)果如下：

表1 單位根的ADF檢驗結(jié)果

表2 Granger因果檢驗結(jié)果

由表2結(jié)果可知，在10%的顯著水平下拒絕dX不是dY的Granger原因，即接受dX是dY的Granger原因，同時也接受dY不是dX的Granger原因的假設(shè)，也就是說基尼系數(shù)是邊際消費傾向差的原因。

在驗證了基尼系數(shù)的上升是邊際消費傾向差上升的原因后，進一步地分析收入分配差距對邊際消費傾向的影響程度。選取基尼系數(shù)（對數(shù)形式）、邊際消費傾向差（對數(shù)形式）進行最小二乘估計，其結(jié)果如下：

從上式中可以看出，基尼系數(shù)增加1個單位會引起社會總消費函數(shù)的邊際消費傾向偏離人均消費函數(shù)的邊際消費傾向1.892769個單位，即收入分配差距的擴大會通過降低消費傾向從而引起消費需求的下降。因此要擴大我國居民消費關(guān)鍵是提高居民的邊際消費傾向，而要提高整個社會的邊際消費傾向則必須努力縮小我國收入分配差距。

四、改善收入分配和擴大消費需求的政策建議

（一）縮小城鄉(xiāng)居民收入差距

1.改善農(nóng)民工的就業(yè)和生活環(huán)境，以推進農(nóng)村勞動力向城市的較快轉(zhuǎn)移。目前我國農(nóng)民家庭多數(shù)為兼業(yè)型，勞務(wù)收入占其收入的相當比重，但是外出務(wù)工人員職業(yè)的不穩(wěn)定性又使得這種勞務(wù)收入存在很大的波動性。因此政府相關(guān)部門應(yīng)采取一些措施，盡力保障農(nóng)民工就業(yè)的穩(wěn)定性，如加強企業(yè)對新《勞動合同法》的貫徹施行，促使企業(yè)在雇傭和解聘農(nóng)民工過程中嚴格遵守相關(guān)法律程序，提高其隨意解聘的成本；逐步成立一些工會等中立組織以保障農(nóng)民工工資隨物價而上調(diào)的權(quán)益，減少一些企業(yè)故意拖、欠工資的惡性行為；完善農(nóng)民工在養(yǎng)老、失業(yè)、工傷等方面的保險制度，并不斷探索社會保險跨區(qū)轉(zhuǎn)移的可行方式。同時逐步消除農(nóng)民工在子女教育、城市廉租房等公共資源方面所受的歧視和不公待遇。通過上述這些措施逐步使農(nóng)民工穩(wěn)定扎根在城市，不再依賴土地收入，從而為農(nóng)村土地的規(guī)模流轉(zhuǎn)創(chuàng)造條件。

2.促進農(nóng)地的合理流轉(zhuǎn)以形成規(guī)模經(jīng)營。當前一家一戶的土地細碎化經(jīng)營方式已經(jīng)成為大型機械和現(xiàn)代科技推廣、利用的阻礙，并且農(nóng)民依靠如此小規(guī)模的土地，也很難實現(xiàn)小康式的富裕生活。因此在二三產(chǎn)業(yè)不發(fā)達地區(qū)但農(nóng)戶已具有穩(wěn)定的職業(yè)和收入，不再依賴土地的情況下試行農(nóng)地流轉(zhuǎn)；在二三產(chǎn)業(yè)較發(fā)達地區(qū)較大規(guī)模地推進農(nóng)地流轉(zhuǎn)，是促進農(nóng)民收入增加的有效途徑。與此同時，還要圍繞承包農(nóng)地大戶的產(chǎn)前和產(chǎn)后做好相關(guān)服務(wù)，比如完善農(nóng)村水利設(shè)施的興修，加強對化肥、農(nóng)藥、機械等生產(chǎn)資料的供應(yīng)以及進行大規(guī)模農(nóng)業(yè)生產(chǎn)所需的金融服務(wù)。

3.完善農(nóng)村的道路、交通、垃圾處理設(shè)施等公共服務(wù)項目。首先，雖然目前農(nóng)村地區(qū)基本實現(xiàn)了公路村村通，但是在公路暢通的同時，公交運輸并未隨之發(fā)展起來，因此尚存在巨大的開發(fā)空間和潛力。而公交運輸?shù)陌l(fā)展能夠方便村民到相應(yīng)市、縣就近務(wù)工、購物，從而增加農(nóng)民收入和相應(yīng)的消費。其次，隨著農(nóng)村太陽能、洗衣機等現(xiàn)代生活設(shè)施的增多，污水的排放以及垃圾的處置成為了農(nóng)村十分棘手的事情，而下水道、垃圾處理設(shè)施的修建一方面可以方便農(nóng)民本身的生活，另一方面可吸引廠商前來投資以增加農(nóng)民的就業(yè)機會和收入。再次，農(nóng)村的教育急需改善和提升，城鄉(xiāng)教育的公平是縮小城鄉(xiāng)收入差距的一個重要途徑，但是目前城鄉(xiāng)在教育軟件和硬件方面卻相差甚遠。比如多數(shù)地方農(nóng)村教室還比較簡陋，尤其北方冬季取暖設(shè)施嚴重不足，電腦、多媒體、實驗室等現(xiàn)代教學(xué)設(shè)施也幾乎沒有配備。通過對農(nóng)村教育設(shè)施的財政投入和師資的充實可以增加農(nóng)村孩子升學(xué)比率，提高其素質(zhì)，從而減少務(wù)農(nóng)人口。

（二）改善地區(qū)之間收入分配差距

雖然中央為縮小地區(qū)間的收入分配差距相繼實施了西部大開發(fā)、中部崛起戰(zhàn)略，但是目前尚未扭轉(zhuǎn)地區(qū)差距越來越大的趨勢。因此中央應(yīng)該在縮小地區(qū)差距方面繼續(xù)采取措施：一方面可以促進經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)官員向經(jīng)濟較落后地區(qū)流動，這樣不僅能為經(jīng)濟落后地區(qū)帶去較開明、民主和先進的管理方法、管理經(jīng)驗，以改進較落后地區(qū)的政治生態(tài)，還能利用被調(diào)動官員加強與其原工作地的經(jīng)濟發(fā)展聯(lián)系，吸引一批投資者，帶動經(jīng)濟落后區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展和就業(yè)；另一方面，加強中央財政對經(jīng)濟落后地區(qū)的財政轉(zhuǎn)移支付和對相應(yīng)財政資金的監(jiān)督審計以及對經(jīng)濟較落后地區(qū)的政策支持，并保證政策支持真正落到實處。對中西部地區(qū)自身而言，首先要克服等、靠、要的懶惰思想和一味抱怨、自甘貧窮落后的態(tài)度；其次，努力提高行政效率和政府的服務(wù)意識，營造透明、民主的政治氛圍，減少行政審批制度和暗箱操作行為，以吸引生產(chǎn)制造企業(yè)、投資商以及高素質(zhì)人才；再次，根據(jù)本地的資源和生態(tài)環(huán)境特色選取適合地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的合理模式；最后，善于利用中央的政策優(yōu)惠和發(fā)達地區(qū)的對口支援。

（三）加強收入再分配的調(diào)節(jié)作用

收入再分配政策主要是通過稅收和轉(zhuǎn)移支付兩種手段起作用的。而我國稅收的調(diào)節(jié)分配作用尚未發(fā)揮出來，還有諸多漏洞需彌補：財產(chǎn)稅的征收應(yīng)提上稅收體系改革的日程，財產(chǎn)稅的征收可以減弱居民對財富的過度積累和繼承行為，從而把手中財富盡可能地投入生產(chǎn)、慈善等有效需求領(lǐng)域，以達到縮小收入差距的目的；研究制定個人收入所得稅合理的起征點并使其隨著經(jīng)濟發(fā)展和物價水平的上升而提高；積極借鑒西方經(jīng)驗，探求合理統(tǒng)計居民收入及財產(chǎn)狀況的統(tǒng)計技術(shù)和方法，同時完善相關(guān)的法律政策，盡量使所有收入歸入合法與非法之列，減少處于合法與非法中間地帶的灰色收入。轉(zhuǎn)移支付方面尤其重要的是要加強對低收入者的養(yǎng)老、醫(yī)療、失業(yè)等社會保障。我國目前對養(yǎng)老、醫(yī)療和失業(yè)等社會保障所采用的付費方式為個人、其所在單位和國家財政三方共同負擔，但是低收入者的一個重要特征是沒有穩(wěn)定的工作和單位，這樣就形成了一個矛盾，即低收入者通常不具備三方付費的條件，這樣常常就將其排除在了社會保障之外。我國的醫(yī)療保險現(xiàn)已基本覆蓋了城鄉(xiāng)，養(yǎng)老保險也應(yīng)借鑒醫(yī)療保險的經(jīng)驗繼續(xù)在城鄉(xiāng)推進，使之覆蓋全民，而失業(yè)保險的健全更是任重道遠，在失業(yè)人口的登記管理及失業(yè)保險金的發(fā)放方面還有待研究和推進。此外，作為慈善、捐贈的第三次分配對收入的調(diào)高補低作用也漸漸凸顯，故對如何合理、積極地發(fā)揮慈善作為第三次分配的應(yīng)有作用還應(yīng)該進行探討，對其注冊管理和基金使用還應(yīng)進行不斷地改革。

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