蘇　鵬，孫　巍，1b，姜　博

（1.吉林大學(xué)a.商學(xué)院；b.數(shù)量經(jīng)濟(jì)研究中心，長(zhǎng)春130012；2.新加坡國(guó)立大學(xué)理學(xué)院，新加坡119077）

收入分布變遷對(duì)社會(huì)總消費(fèi)的影響

蘇鵬1a，孫巍1a，1b，姜博2

（1.吉林大學(xué)a.商學(xué)院；b.數(shù)量經(jīng)濟(jì)研究中心，長(zhǎng)春130012；2.新加坡國(guó)立大學(xué)理學(xué)院，新加坡119077）

摘要：在異質(zhì)性偏好假設(shè)下，收入分布變遷會(huì)對(duì)總消費(fèi)產(chǎn)生水平效應(yīng)、規(guī)模效應(yīng)和分配效應(yīng)三方面影響?；?002年和2007年的CHIP微觀調(diào)查數(shù)據(jù)的門限回歸的異質(zhì)組群劃分，對(duì)收入分布變遷三個(gè)效應(yīng)的度量結(jié)果表明：水平效應(yīng)對(duì)總消費(fèi)變化的影響占主導(dǎo)地位，規(guī)模效應(yīng)由于組群間由高到低的人口回流也體現(xiàn)出對(duì)總消費(fèi)的一定抑制作用，組間分配效應(yīng)雖然各組差異較大，但整體上作用微小，收入差距并不像想象中對(duì)總消費(fèi)的影響那么大。

關(guān)鍵詞：收入分布變遷；門限回歸；水平效應(yīng)；規(guī)模效應(yīng)；分配效應(yīng)

一、引　言

當(dāng)前，困擾我國(guó)經(jīng)濟(jì)的一個(gè)突出問(wèn)題是社會(huì)總需求的持續(xù)低迷。進(jìn)入21世紀(jì)后，我國(guó)消費(fèi)率不斷下降，最終消費(fèi)率由2000年的0.62下降到2011年的0.49，特別是剔除了政府消費(fèi)后的同期居民消費(fèi)率從0.46減少到0.35。后危機(jī)時(shí)代，我國(guó)出口貿(mào)易遭受沖擊后，國(guó)內(nèi)消費(fèi)的經(jīng)濟(jì)拉動(dòng)作用顯得更加重要。能否實(shí)現(xiàn)由投資拉動(dòng)向消費(fèi)拉動(dòng)的成功轉(zhuǎn)型，已經(jīng)成為決定我國(guó)經(jīng)濟(jì)能否進(jìn)一步騰飛的關(guān)鍵。因此，政府及其各界人士紛紛將目光聚集到如何擴(kuò)大內(nèi)需上來(lái)，“十二五”規(guī)劃更是把擴(kuò)大內(nèi)需提升到了國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略的核心地位。

依據(jù)西方消費(fèi)理論，收入是消費(fèi)的最主要決定因素。因此，研究總消費(fèi)問(wèn)題首先應(yīng)從收入這一主要矛盾切入。而中國(guó)經(jīng)濟(jì)的飛速發(fā)展使得短時(shí)間內(nèi)數(shù)億居民收入水平及分配結(jié)構(gòu)處于快速地不斷變化中，這是其他國(guó)家從未有過(guò)的。據(jù)2000～2010年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》公布的數(shù)據(jù)計(jì)算，這10年間城鎮(zhèn)居民的平均可支配收入翻了3番，收入標(biāo)準(zhǔn)差增大了4.2倍，七個(gè)收入等級(jí)的收入由低到高分別增長(zhǎng)了2.2、2.6、2.7、2.9、3.1、3.3、3.9倍。本文將收入分布體現(xiàn)出的這種收入水平及其內(nèi)部分配結(jié)構(gòu)的變化統(tǒng)稱為“收入分布變遷”。

本文針對(duì)上述內(nèi)需不足和收入分布變遷的現(xiàn)狀，研究我國(guó)居民收入分布變遷對(duì)社會(huì)總消費(fèi)的影響效應(yīng)。首先，本文的收入分布變遷視角更為全面，其包含收入水平影響效應(yīng)和收入分配影響效應(yīng)兩方面，而以往對(duì)收入和總消費(fèi)關(guān)系的研究（程磊（2011）［1］和張屹山、陳默（2012）［2］等）往往忽略了收入水平影響效應(yīng)，單純地分析收入差距等對(duì)總消費(fèi)的影響，這樣做很有可能夸大收入分配的作用；其次，已有對(duì)收入分配和總消費(fèi)關(guān)系的探討，多借助于基尼系數(shù)、泰爾指數(shù)等反映收入分配的不平等指數(shù)，并利用相關(guān)計(jì)量工具直接度量收入分配對(duì)總消費(fèi)的影響，這種停留在總量層面上的討論存在一定的粗略性，且缺乏嚴(yán)密性。

從根源上講，收入分配影響消費(fèi)的觀點(diǎn)源于Keynes（1936）［3］提出的“邊際消費(fèi)傾向遞減規(guī)律”，但該觀點(diǎn)的建立并未經(jīng)過(guò)效用函數(shù)和效用最大化等嚴(yán)密地?cái)?shù)理推導(dǎo)，更多的是依據(jù)其先驗(yàn)性經(jīng)驗(yàn)判斷，即Keynes的消費(fèi)理論本身就缺乏充分的微觀主體行為的邏輯基礎(chǔ)（袁志剛、朱國(guó)林，2002）［4］，目前多數(shù)學(xué)者并未在理論上予以證明，且李軍（2003）［5］和陳建寶等（2009）［6］的實(shí)證結(jié)果也表明，我國(guó)居民邊際消費(fèi)傾向的確有變化，但遞減規(guī)律并不一定嚴(yán)格成立。Keynes之后的相對(duì)收入理論、生命周期理論、持久收入理論等經(jīng)典消費(fèi)理論，包括較新的Hall（1978）的理性預(yù)期下的持久收入理論，雖在更加貼近于現(xiàn)實(shí)的消費(fèi)行為假設(shè)下，通過(guò)實(shí)現(xiàn)效用最大化得到了各自的消費(fèi)函數(shù)，但也均未給出收入分布與社會(huì)總需求間的關(guān)系。［7］

定稿日期：2013－10－20

明確包含收入分布會(huì)對(duì)總消費(fèi)產(chǎn)生影響的消費(fèi)理論首次出現(xiàn)在Blinder（1973）的遺贈(zèng)儲(chǔ)蓄模型中，其結(jié)果表明：只要消費(fèi)的邊際效用彈性不等于遺贈(zèng)的邊際效用彈性，居民的平均消費(fèi)傾向便會(huì)隨著收入的不同而不同，收入分布便會(huì)對(duì)總消費(fèi)產(chǎn)生影響。［8］而預(yù)防性儲(chǔ)蓄理論作為消費(fèi)理論的最新進(jìn)展，進(jìn)一步在儲(chǔ)蓄中加入了預(yù)防性儲(chǔ)蓄，較有代表性的有Zeldes（1989）［9］、Dynan（1993）［10］等。但袁志剛等（2002）指出風(fēng)險(xiǎn)的存在只是會(huì)影響遺贈(zèng)的邊際效用彈性，但在遺贈(zèng)動(dòng)機(jī)下的收入分布和總消費(fèi)的關(guān)系不受影響。［4］考慮儲(chǔ)蓄的消費(fèi)模型雖能證明收入分布對(duì)消費(fèi)影響的存在性，但實(shí)證中很難抉擇，因?yàn)槿藗兊膬?chǔ)蓄動(dòng)機(jī)多種多樣，各種模型又難分優(yōu)劣。其實(shí)，這一問(wèn)題本質(zhì)上是如何實(shí)現(xiàn)微觀個(gè)體的消費(fèi)向宏觀整體的總消費(fèi)過(guò)度的問(wèn)題。Stoker（1986）在討論微觀變量加總到宏觀變量時(shí)指出，討論“分配效應(yīng)”問(wèn)題應(yīng)與微觀主體行為的非線性相聯(lián)系，Stoker所說(shuō)的非線性也可理解為個(gè)體異質(zhì)性偏好的差異。［11］段先盛（2009）也指出，現(xiàn)有宏觀消費(fèi)理論在面對(duì)這一難題時(shí)，均采用了一種“代表性消費(fèi)者”的模型簡(jiǎn)化方式，而該種假設(shè)其實(shí)暗示社會(huì)上所有家庭或居民的“同質(zhì)性”，收入分配的差異很大程度上依賴于微觀個(gè)體的異質(zhì)性特征。［12］因此，要研究收入分布變遷對(duì)總消費(fèi)的影響必須以消費(fèi)者偏好的異質(zhì)非線性為前提。這一點(diǎn)Campbell＆Mankiw（1991）提出“λ假說(shuō)”消費(fèi)理論的處理方式值得借鑒，即假設(shè)經(jīng)濟(jì)中存在兩類消費(fèi)者，一類消費(fèi)者以服從生命周期假說(shuō)的方式安排消費(fèi)，另一類消費(fèi)者則由當(dāng)期收入決定消費(fèi)。［13］同時(shí)，國(guó)內(nèi)學(xué)者林文芳（2009）［14］、陳建寶和李坤明（2013）［15］等的研究也印證了我國(guó)居民消費(fèi)確實(shí)存在異質(zhì)的非線性特征。

綜上所述，本文將首先在個(gè)體消費(fèi)者異質(zhì)性偏好假設(shè)下，從微觀的層面出發(fā)構(gòu)建個(gè)體消費(fèi)行為模型，并加總到宏觀層面，理論上證明和分析收入分布變遷的總消費(fèi)影響效應(yīng)；然后借助于門限回歸模型對(duì)2002年和2007年的中國(guó)家庭收入調(diào)查（CHIP）數(shù)據(jù)的組群劃分，進(jìn)一步完善我國(guó)收入分布變遷對(duì)總消費(fèi)的影響效應(yīng)的定量分析；最后針對(duì)性地給出本文的有關(guān)擴(kuò)大內(nèi)需的政策建議。

二、數(shù)理分析

假設(shè)個(gè)體消費(fèi)者的消費(fèi)行為主要受其偏好、收入和價(jià)格三個(gè)因素影響，偏好只隨收入水平變化，且其消費(fèi)的目的是最大化其效用。社會(huì)中存在m類異質(zhì)性偏好的消費(fèi)組群，組群內(nèi)具有同質(zhì)性，組群的人口規(guī)模記為Ni，消費(fèi)者面對(duì)n類商品，其中，第j類商品的價(jià)格為pj，第i類消費(fèi)者收入均值用yi表示，對(duì)第j類商品的消費(fèi)量記為xij。效用函數(shù)設(shè)為常見的可加對(duì)數(shù)效用，即，效用函數(shù)可加且形式相同，相當(dāng)于對(duì)各商品獨(dú)立偏好的一個(gè)加權(quán)，對(duì)系數(shù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，即設(shè)，故對(duì)于第i類消費(fèi)者的效用最大化問(wèn)題表述如下：

構(gòu)建拉格朗日方程求解最優(yōu)化解，則有：

由式（1）可看出表征偏好的參數(shù)αij實(shí)質(zhì)上是剔除價(jià)格后的消費(fèi)傾向，于是社會(huì)總消費(fèi)額為：

第i組群對(duì)各類商品的總消費(fèi)傾向記為αi，式（2）兩邊除以社會(huì)總收入Y，得到社會(huì)總消費(fèi)率為：

把式（3）兩端對(duì)時(shí)間t取差分，總消費(fèi)率變動(dòng)可分解為：

由式（4）的數(shù)學(xué)表達(dá)式及其各變量的含義可得，總消費(fèi)率的變化等于由各異質(zhì)組群的偏好變化、人口規(guī)模變化和相對(duì)收入變化引起的三部分變化的加總。

具體分析之前，本文首先給出不同組群的收入分布變遷結(jié)果的表現(xiàn)形式，見圖1。圖1中有三條收入分布曲線，其中“2002年反事實(shí)分布”是假設(shè)2002年收入保持分布形狀不變達(dá)到2007年收入水平的反事實(shí)收入分布，且每條分布曲線均被兩條垂線分割為三段，假定中間部分是要研究的固定人群，內(nèi)部的黑點(diǎn)均代表該組群的中心，中心的變化軌跡由箭頭示出。該過(guò)程的具體實(shí)現(xiàn)可參考Jenkins＆VanKerm（2005）［16］和孫巍、蘇鵬（2013）［17］等有關(guān)收入分布變遷的研究。

圖1　異質(zhì)組群的收入分布變遷表現(xiàn)

收入分布變遷包含收入水平和分布形狀的改變，具體來(lái)說(shuō)，2002年收入分布和其反事實(shí)收入分布的差異體現(xiàn)的是收入水平的變化，而2002年反事實(shí)收入分布和2007年收入分布體現(xiàn)的差異反映的是分布形狀或分配狀況上的改變。對(duì)于固定組群來(lái)說(shuō)，其收入分布變遷的體現(xiàn)亦可從收入水平和其收入分配狀況兩方面予以說(shuō)明，由中間組群的中心變化軌跡可明顯看出這點(diǎn)：第一個(gè)箭頭體現(xiàn)的是組群收入水平的變動(dòng)，第二個(gè)箭頭則表示組群規(guī)模和組群所處的收入階層（相對(duì)收入水平）等收入分配狀況的改變。

因此，式（4）本質(zhì)上體現(xiàn)的正是收入分布變遷對(duì)總消費(fèi)的影響效應(yīng)，偏好的變化反應(yīng)的是收入水平的變動(dòng)，人口規(guī)模變化和相對(duì)收入變化一起對(duì)應(yīng)收入分布形狀的改變。本文分別稱之為水平效應(yīng)、規(guī)模效應(yīng)和分配效應(yīng)。從單個(gè)消費(fèi)者角度分析更加容易理解，其收入水平?jīng)Q定其偏好（異質(zhì)性假設(shè)下收入和消費(fèi)是非線性的關(guān)系），組群規(guī)模是其在市場(chǎng)中面臨的與其具有相同偏好的消費(fèi)者規(guī)模，相對(duì)收入水平體現(xiàn)其在社會(huì)整體中的收入地位。

三、計(jì)量方法

1.組群的劃分：門限回歸

由前面的理論分析可知，異質(zhì)組群的劃分是效應(yīng)度量的前提，該步主要是期望得到偏好不同的組群，換句話說(shuō)，即期望刻畫消費(fèi)和收入間的非線性作用機(jī)制。而門限回歸（ThresholdRegression，TR）模型一個(gè)重要的應(yīng)用便是基于連續(xù)分布變量對(duì)實(shí)證樣本進(jìn)行分割，進(jìn)而度量因變量和自變量在門限變量下的非線性關(guān)系。同時(shí)門限回歸模型是以內(nèi)生的方式，即完全依賴于樣本數(shù)據(jù)本身的信息來(lái)確定門限值及其個(gè)數(shù)，避免了人為經(jīng)驗(yàn)劃分造成的樣本污染，使得后續(xù)計(jì)算結(jié)果更為可信。故本文采用門限回歸完成組群的劃分。

2.效應(yīng)的計(jì)算步驟

異質(zhì)性偏好人群確定之后，要完成式（4）的分解效應(yīng)的度量，擬分3步進(jìn)行：①固定組群的人口規(guī)模變化的計(jì)算，進(jìn)而估計(jì)規(guī)模效應(yīng)的影響；②組群的偏好及其變化的計(jì)算，完成水平效應(yīng)的度量；③計(jì)算組群相對(duì)收入水平變動(dòng)值并估算組間相對(duì)分配效應(yīng)的大小。

以上三個(gè)步驟均涉及到考察跨期變化，但數(shù)據(jù)的不連續(xù)性無(wú)法保證組群的跨期可比性。以2002年和2007年為例，先選擇對(duì)數(shù)正態(tài)分布對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行擬合，而后通過(guò)逆密度函數(shù)轉(zhuǎn)換得到2007年門限值在2002年的反事實(shí)收入值，即

由式（5）得到2007年門限值在2002年對(duì)應(yīng)的收入值，進(jìn)而保證了組群間的可比性，于是計(jì)算步驟如下：使用2002年的分布函數(shù)可計(jì)算各組群的人口密度，進(jìn)而得到兩期的組群人口規(guī)模的變化值，完成第①步；由對(duì)兩期的既定門限模型的回歸，得到各組群的邊際消費(fèi)傾向，相當(dāng)于得到了各年的偏好分布。在2002年偏好的分布下，依據(jù)人口密度進(jìn)行加權(quán)加總得到2007年反事實(shí)分布下各組群的偏好大小，與2007年實(shí)際偏好的差異便是期望得到的結(jié)果，借此完成第②步；第③步最為簡(jiǎn)單，計(jì)算2007年反事實(shí)分布和實(shí)際分布下的各組群的收入水平，與整個(gè)分布的均值相比便可實(shí)現(xiàn)。

3.數(shù)據(jù)來(lái)源及說(shuō)明

本文數(shù)據(jù)主要使用中國(guó)收入分配研究院“中國(guó)家庭收入調(diào)查項(xiàng)目”（ChinaHouseholdIncomeProjects，CHIP）中2002年和2007年的城鎮(zhèn)家庭調(diào)查數(shù)據(jù)。CHIP2002數(shù)據(jù)根據(jù)地理分布包含北京、山西、江蘇、遼寧、四川、甘肅等共13省份家庭調(diào)查數(shù)據(jù)。CHIP2007數(shù)據(jù)包括我國(guó)上海、江蘇、浙江、廣東、河南、湖北、安徽、四川和重慶共9省市家庭信息。

本文在剔除掉少量存有信息缺失的家庭后，最終篩選出2002年6834戶和2007年4962戶家庭數(shù)據(jù)?？紤]到我國(guó)家庭消費(fèi)的集體性，使用的數(shù)據(jù)以“家庭”為基礎(chǔ)單位。同時(shí)考慮家庭人口、戶主性別、年齡、受教育程度、婚姻狀況及家庭分布地區(qū)（按東中西劃分）等家庭主要特征信息。相關(guān)價(jià)格指標(biāo)則使用中經(jīng)網(wǎng)（http：／／db.cei.gov.cn／）綜合年度數(shù)據(jù)庫(kù)中對(duì)應(yīng)省份的價(jià)格指數(shù)數(shù)據(jù)，以“2002年全國(guó)＝100”進(jìn)行折算。

四、估計(jì)結(jié)果及分析

1.異質(zhì)組群劃分結(jié)果

通過(guò)編寫的R軟件門限回歸程序?qū)?002年和2007年門限的估計(jì)及個(gè)數(shù)確定結(jié)果見表1和表2。

表1　2002年門限值和個(gè)數(shù)的確定及檢驗(yàn)結(jié)果

表2　2007年門限值和個(gè)數(shù)的確定及檢驗(yàn)結(jié)果

由表1和表2的結(jié)果顯示，CHIP數(shù)據(jù)中2002年和2007年家庭消費(fèi)行為具有非線性特征，且在1%水平下存在顯著的三重門限效應(yīng)，并依各年所得3個(gè)門限把各年的家庭按其消費(fèi)傾向的不同分為4類組群。進(jìn)一步通過(guò)Shapiro－Wilk檢驗(yàn)我國(guó)收入是否服從對(duì)數(shù)正態(tài)分布，2002年的檢驗(yàn)p值為0.053，2007年為0.004，在0.1的水平下均認(rèn)為是顯著的，選擇對(duì)數(shù)正態(tài)分布進(jìn)行反事實(shí)分析是合理的。表3給出式（5）計(jì)算得到的2007年門限的反事實(shí)收入值。

表3　2007年門限的反事實(shí)收入值估計(jì)（單位：元）

2.各步計(jì)算結(jié)果

根據(jù)表3中的2007年及其反事實(shí)收入數(shù)據(jù)，利用R軟件中對(duì)數(shù)正態(tài)分布的分布函數(shù)計(jì)算各組群人口密度及以2007的異質(zhì)組群對(duì)應(yīng)的其反事實(shí)分布的人口規(guī)模變化結(jié)果如表4所示。

表4　異質(zhì)性偏好組群人口規(guī)模及變化

對(duì)于各組群偏好的估計(jì)，考慮到本文使用大樣本的橫截面數(shù)據(jù)，為保證回歸系數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)差估計(jì)的一致性，故對(duì)各組群偏好的估計(jì)使用“OLS＋穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)差”的估計(jì)方式。對(duì)各組群回歸方程設(shè)定如下：

其中，C為家庭消費(fèi)性支出，Y為家庭總收入，P為價(jià)格（2002年全國(guó)＝100），H為家庭特征向量，包括家庭人口、戶主的性別、年齡、受教育程度、婚姻狀況及家庭分布地區(qū)。

表5　組群偏好的估計(jì)及變化

由表4給出的2002年和2007年的反事實(shí)收入分布組群人口密度，可確定計(jì)算反事實(shí)分布下偏好權(quán)重，進(jìn)而計(jì)算其偏好值。2002年和2007年的既定組群的偏好估計(jì)結(jié)果（見表5），只給出關(guān)注的系數(shù)β的估計(jì)值，同時(shí)給出2007年反事實(shí)分布的組群偏好并計(jì)算其變動(dòng)值。由表5的計(jì)算結(jié)果可知，2007年四個(gè)組群相對(duì)于其在2002年的邊際消費(fèi)傾向均有下降，2007年前兩組和后兩組形成顯著的消費(fèi)斷層。對(duì)于第③步各組相對(duì)收入水平及其變動(dòng)的計(jì)算相對(duì)簡(jiǎn)單，其結(jié)果不再給出。

3.收入分布變遷對(duì)總消費(fèi)的影響效應(yīng)估算及分析

依據(jù)式（4）得到的收入變遷對(duì)總消費(fèi)影響效應(yīng)的度量結(jié)果見表6①。

表6　收入分布變遷對(duì)總消費(fèi)影響效應(yīng)的度量

水平效應(yīng)在三個(gè)效應(yīng)中起主導(dǎo)作用，對(duì)總消費(fèi)率的下降貢獻(xiàn)率最大，而且其各組綜合效應(yīng)更是高達(dá)80%以上（0.2534／0.3044＝0.8326），這說(shuō)明收入水平仍是總消費(fèi)需求的決定性影響因素，所以在擴(kuò)大內(nèi)需過(guò)程中，仍應(yīng)著力增加居民的收入。結(jié)合表5中發(fā)現(xiàn)的組群偏好的斷層現(xiàn)象，可初步判斷，我國(guó)消費(fèi)率下降很有可能源于目前我國(guó)消費(fèi)結(jié)構(gòu)和收入分配結(jié)構(gòu)的失衡，高收入組現(xiàn)階段消費(fèi)結(jié)構(gòu)已經(jīng)完成升級(jí)，新的消費(fèi)結(jié)構(gòu)尚未形成，中低收入階層目前正處于消費(fèi)結(jié)構(gòu)的升級(jí)階段，但其所面臨的多為住宅、家用車等高檔耐用品消費(fèi)階段，尤其是房?jī)r(jià)的持續(xù)上漲，加之我國(guó)居民“先積累，后消費(fèi)”的習(xí)慣因素，所以水平效應(yīng)對(duì)總消費(fèi)率起抑制作用。因此，擴(kuò)大內(nèi)需，一方面要優(yōu)化生產(chǎn)結(jié)構(gòu)滿足居民消費(fèi)，尤其是已完成消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)居民的新的消費(fèi)需求，另一方面對(duì)正處于消費(fèi)升級(jí)的居民，其消費(fèi)傾向的降低更多是計(jì)劃性的，穩(wěn)定物價(jià)、房?jī)r(jià)，促其完成耐用品消費(fèi)的升級(jí)。

而對(duì)于組內(nèi)規(guī)模效應(yīng)，首先由表4可發(fā)現(xiàn)第一組群規(guī)模有所擴(kuò)大，其他相對(duì)高收入組群人口密度均有所下降，我國(guó)居民的收入分布呈現(xiàn)出高收入組群向低收入組群的人口回流現(xiàn)象。由此不難理解表6中規(guī)模效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果，第2～4組群的人口減少必然導(dǎo)致該組群整體消費(fèi)的減弱，而第1組群對(duì)總消費(fèi)雖起正向作用。但這不是我們所期望看到的，因?yàn)樵摻M的高消費(fèi)率更多源于基礎(chǔ)生存性消費(fèi)的高比例。所以，在注重收入水平增長(zhǎng)的同時(shí)，也必須考慮收入增長(zhǎng)的受益面積，即擴(kuò)大收入分布中高收入組群的人口比例，扭轉(zhuǎn)目前的回流現(xiàn)狀。

對(duì)于組間的分配效應(yīng)，雖然其對(duì)總消費(fèi)的總作用效應(yīng)幾乎可忽略不計(jì)，但由各組的效應(yīng)來(lái)看其效應(yīng)還是相當(dāng)明顯。2002～2007年期間，相對(duì)高收入組（2～4組）對(duì)總消費(fèi)有正向的促進(jìn)作用，而第1組的負(fù)向作用也很大，所以導(dǎo)致組間分配總效應(yīng)有微小的負(fù)向作用。這說(shuō)明該階段的各組間收入差距沒有想象中對(duì)總消費(fèi)的抑制作用那么大，其抑制作用主要源于低收入組群，而該組的自我增收能力較差，所以在收入再分配過(guò)程中，在保障較高收入組群增長(zhǎng)的前提下，要加快低收入組增收，并適當(dāng)縮小現(xiàn)有差距，同時(shí)注意切不可矯枉過(guò)正。

五、結(jié)　論

本文針對(duì)我國(guó)內(nèi)需不足和收入分布顯著變遷的現(xiàn)狀，以及收入分配對(duì)總消費(fèi)現(xiàn)有研究的理論缺陷，從收入分布變遷的視角出發(fā)，依據(jù)消費(fèi)經(jīng)濟(jì)的邏輯理論，在異質(zhì)性偏好的前提下，建立了一個(gè)收入分布變遷對(duì)總消費(fèi)影響的數(shù)理模型。理論分析表明，收入分布變遷會(huì)對(duì)總消費(fèi)產(chǎn)生組群下的水平效應(yīng)、組內(nèi)規(guī)模效應(yīng)和組間分配效應(yīng)三方面影響。并使用CHIP數(shù)據(jù)中2002年和2007年的城鎮(zhèn)居民收入消費(fèi)數(shù)據(jù)對(duì)收入分布變遷對(duì)總消費(fèi)的影響效應(yīng)進(jìn)行了實(shí)證研究，相關(guān)結(jié)論如下：

第一，我國(guó)收入分布變遷，尤其是收入分配對(duì)總消費(fèi)影響存在異質(zhì)性。采用門限回歸模型對(duì)居民消費(fèi)組群的異質(zhì)性偏好的劃分結(jié)果表明，我國(guó)居民的收入消費(fèi)行為存在顯著的非線性機(jī)制，并且2002年和2007年均服從三重門限模型。因此，每年基于既定的三個(gè)門限值可劃分出4個(gè)異質(zhì)性組群，即收入分布變遷存在異質(zhì)性。

第二，水平效應(yīng)在三個(gè)效應(yīng)中起主導(dǎo)作用。水平效應(yīng)對(duì)總消費(fèi)率的下降貢獻(xiàn)率最大，而且其各組總效應(yīng)貢獻(xiàn)更是高達(dá)80%以上。表5偏好估計(jì)結(jié)果顯示的消費(fèi)斷層的出現(xiàn)，說(shuō)明這主要是由我國(guó)各組群所處消費(fèi)結(jié)構(gòu)階段差異造成的，高收入階層升級(jí)完成，缺乏新的消費(fèi)追求，大多數(shù)居民面對(duì)耐用品消費(fèi)階段，選擇計(jì)劃性儲(chǔ)蓄積累。因此，擴(kuò)大內(nèi)需一方面要優(yōu)化生產(chǎn)結(jié)構(gòu)促進(jìn)新的消費(fèi)熱點(diǎn)出現(xiàn)，另一方面對(duì)正處于消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)階段的中等階層，穩(wěn)定物價(jià)、房?jī)r(jià)，促其盡快完成耐用品消費(fèi)的升級(jí)。

第三，分配效應(yīng)包括組內(nèi)規(guī)模效應(yīng)和組間的分配效應(yīng)。規(guī)模效應(yīng)由于我國(guó)居民的收入分布呈現(xiàn)出高收入組群向低收入組群的人口回流現(xiàn)象，也體現(xiàn)出對(duì)總消費(fèi)的一定抑制作用。第1組群對(duì)總消費(fèi)雖起正向作用，但該組的高消費(fèi)率更多源于基礎(chǔ)生存性消費(fèi)的高比例。所以在注重水平增長(zhǎng)的同時(shí)，同時(shí)也需擴(kuò)大收入分布中高收入組群的人口比例。組間的分配效應(yīng)，雖對(duì)總消費(fèi)的總作用效應(yīng)幾乎可忽略不計(jì)，但對(duì)各組的效應(yīng)差異明顯。這說(shuō)明組間收入差距沒有想象中對(duì)總消費(fèi)的抑制作用那么大，其抑制作用主要源于低收入組群，在收入分配過(guò)程中應(yīng)注意適當(dāng)向其傾斜。

注釋

①表中各值表示的是各組對(duì)應(yīng)效應(yīng)導(dǎo)致總需求的變化大小，不表示組群自身需求的改變。

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責(zé)任編輯：蔡強(qiáng)

作者簡(jiǎn)介：蘇鵬（1985－），男，河南林州人，吉林大學(xué)商學(xué)院博士研究生，主要從事微觀經(jīng)濟(jì)計(jì)量學(xué)研究；孫巍（1963－），男，吉林市人，吉林大學(xué)數(shù)量經(jīng)濟(jì)研究中心教授，博士生導(dǎo)師，主要從事數(shù)量經(jīng)濟(jì)學(xué)研究；姜博（1991－），吉林長(zhǎng)春人，新加坡國(guó)立大學(xué)理學(xué)院學(xué)生，主要從事統(tǒng)計(jì)學(xué)研究。

基金項(xiàng)目：教育部人文社會(huì)科學(xué)重點(diǎn)研究基地重大項(xiàng)目（10JJD790032）；吉林省科技廳軟科學(xué)項(xiàng)目（20110616）

收稿日期：2013－09－21

中圖分類號(hào)：F113.8

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1005－2674（2014）01－077－07