王宋濤

（汕頭大學(xué) 商學(xué)院，廣東 汕頭515063）

一、引 言

自1997年開(kāi)始，中國(guó)居民消費(fèi)率出現(xiàn)下降，除2000年因宏觀經(jīng)濟(jì)政策的刺激而短暫上升外，其他年份以每年接近一個(gè)百分點(diǎn)的速度持續(xù)下降。至2010年，中國(guó)居民消費(fèi)率已經(jīng)不足0．35，較1996年的0．46下降了0．11，相比發(fā)達(dá)國(guó)家甚至其他發(fā)展中國(guó)家，中國(guó)居民消費(fèi)率明顯偏低。居民消費(fèi)率的持續(xù)下降帶來(lái)三個(gè)主要后果：第一，由于居民消費(fèi)是總消費(fèi)的重要組成部分（在中國(guó)一般占到80%），居民消費(fèi)率的持續(xù)下降及相對(duì)低下導(dǎo)致中國(guó)居民消費(fèi)需求嚴(yán)重不足，造成中國(guó)宏觀總需求不足，使得宏觀經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)總需求小于總供給的非均衡，從而減緩經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；第二，居民消費(fèi)率下降導(dǎo)致最終消費(fèi)率下降，使得中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)投資和出口的依賴程度增加，造成國(guó)民經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的失衡，影響經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展；第三，居民消費(fèi)率的持續(xù)下降意味著經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)并不能帶來(lái)居民生活水平的提高，即居民消費(fèi)增長(zhǎng)要低于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，這與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的終極目標(biāo)——提高人民生活水平和福利——不一致。

可見(jiàn)，居民消費(fèi)率的持續(xù)下降不但是一個(gè)重要的宏觀經(jīng)濟(jì)問(wèn)題，也是一個(gè)社會(huì)問(wèn)題，對(duì)其進(jìn)行研究具有重大的現(xiàn)實(shí)意義。關(guān)于中國(guó)居民消費(fèi)率下降的原因，目前的文獻(xiàn)主要以國(guó)內(nèi)學(xué)者研究為主，這些研究大多以西方經(jīng)典的消費(fèi)理論①西方經(jīng)濟(jì)學(xué)中有關(guān)消費(fèi)理論的研究已相當(dāng)成熟，關(guān)于消費(fèi)（函數(shù)）理論研究已經(jīng)經(jīng)歷了絕對(duì)收入理論、相對(duì)收入理論、生命周期理論、廣義生命周期理論、持久收入理論以及預(yù)防性儲(chǔ)蓄理論和流動(dòng)性約束理論的變遷，有關(guān)介紹西方消費(fèi)理論的文獻(xiàn)可參考朱信凱和駱晨（2011）。中國(guó)學(xué)者（臧旭恒，1994；龍志和，2000；萬(wàn)廣華等，2001）大多利用西方消費(fèi)理論對(duì)中國(guó)居民消費(fèi)行為進(jìn)行解釋?zhuān)匀浑y以達(dá)成共識(shí)；也有學(xué)者（余永定和李軍，2000）提出中國(guó)的居民消費(fèi)理論，但其仍然以生命周期理論為基礎(chǔ)，朱國(guó)林等（2002）基于中國(guó)居民的分段消費(fèi)特征提出了一個(gè)理論模型，但無(wú)法進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，當(dāng)前研究中國(guó)居民消費(fèi)還是以國(guó)外的消費(fèi)理論為主。為基礎(chǔ)，從不同的消費(fèi)理論中尋找影響我國(guó)居民消費(fèi)率變化的因素，并分析這些因素變化對(duì)居民消費(fèi)率的影響。不同學(xué)者依據(jù)的消費(fèi)理論、選擇的研究角度或者采用的研究方法不同，得出的結(jié)論也有所不同，這些觀點(diǎn)大概可以歸納為三種：第一種觀點(diǎn)認(rèn)為居民收入比重下降導(dǎo)致居民消費(fèi)率下降，代表性文獻(xiàn)有 Kuijs（2005）、Aziz和Cui（2007）、喬為國(guó)（2007）、方福前（2009）、宋國(guó)青（2009）、潘春陽(yáng)等（2010）等。此類(lèi)研究主要以絕對(duì)收入假說(shuō)或永久收入理論為基礎(chǔ)，利用計(jì)量分析（多元回歸）或因子分解法，分析居民收入與居民消費(fèi)的關(guān)系，以居民收入比重的下降來(lái)解釋居民消費(fèi)率的下降。第二種觀點(diǎn)認(rèn)為居民收入差距持續(xù)擴(kuò)大（包括城鄉(xiāng)差距擴(kuò)大）導(dǎo)致居民消費(fèi)率下降，代表性文獻(xiàn)包括李軍（2003）、馬強(qiáng)（2004）、藏旭恒和張繼海（2005）、鈔小靜等（2009）、張金紅（2009）、苑小豐和范輝（2010）、陳斌開(kāi)（2012）、王宋濤和吳超林（2012）等。此類(lèi)研究主要以邊際消費(fèi)傾向遞減假說(shuō)①凱恩斯（1936）提出邊際消費(fèi)傾向假說(shuō)時(shí)并沒(méi)有對(duì)其進(jìn)行證明，其后Blinder（1975）利用廣義生命周期理論對(duì)邊際消費(fèi)傾向遞減進(jìn)行了理論證明，但其模型存在局限。為基礎(chǔ)，通過(guò)理論和實(shí)證研究論證收入差距擴(kuò)大會(huì)降低居民消費(fèi)，并指出中國(guó)居民收入差距的擴(kuò)大導(dǎo)致了居民消費(fèi)率的下降。第三種觀點(diǎn)認(rèn)為居民微觀消費(fèi)行為（傾向）的變化導(dǎo)致居民消費(fèi)率下降，這種觀點(diǎn)實(shí)際上包括不確定性因素變化的影響（萬(wàn)廣華等，2001；羅楚亮，2004；Aziz和Cui，2007；Giles和 Yoo，2007）、人口結(jié)構(gòu)變化的影響（Modigliani和Cao，2004；Wei和Zhang，2009；李魁，2010；邢志平，2011）、社會(huì)保障制度與文化因素（陶傳平，2001；臧旭恒和裴春霞，2004）、消費(fèi)習(xí)慣（杭斌和郭香俊，2009）等。

第一種觀點(diǎn)是目前學(xué)界比較認(rèn)同的觀點(diǎn)，存在的主要爭(zhēng)議是居民收入比重變化對(duì)居民消費(fèi)率下降的影響程度；第二種觀點(diǎn)是研究文獻(xiàn)最多的觀點(diǎn)，但收入差距擴(kuò)大對(duì)居民消費(fèi)率下降的影響到底有多大仍然沒(méi)有明確的結(jié)論；第三種觀點(diǎn)由于研究相對(duì)比較分散，部分也存在爭(zhēng)議，因此總體解釋力相對(duì)有限。總體而言，上述研究的結(jié)論既是互補(bǔ)的，也是互斥的。②這些原因都可以導(dǎo)致居民消費(fèi)率下降，從這個(gè)角度看是互補(bǔ)的；但不同研究認(rèn)為的主要原因卻不同，呈現(xiàn)出相互排斥的特點(diǎn)。雖然孤立地看，各自都有一定的解釋力，但如果放到一個(gè)整體的視圖中看，已有研究結(jié)果并不能讓人滿意，原因在于缺乏一個(gè)統(tǒng)一的分析框架，從而無(wú)法把各個(gè)主要因素嚴(yán)密地統(tǒng)一在一起分析其對(duì)居民消費(fèi)率的綜合影響及相對(duì)影響。尤其是已有研究無(wú)法把收入分配因素（基尼系數(shù)）納入分析框架，③目前除了使用回歸分析方法以外，尚未發(fā)現(xiàn)有更好地把基尼系數(shù)納入分析框架的方法或模型，而回歸分析的確存在局限性（李子奈，2008）。從而很難把收入差距的影響程度與其他因素相比較。因此，探索建立一個(gè)納入收入分配變量的研究居民消費(fèi)率下降原因的綜合分析框架具有重要的理論意義，本文將在這方面做一些嘗試。④本文并不試圖納入所有可能影響居民消費(fèi)率的因素，而是考慮已有研究表明有重要影響的因素或者存在較大爭(zhēng)論的因素，也包括一些未被發(fā)現(xiàn)的重要因素。

本文首先基于經(jīng)典帕累托收入分布的洛侖茲曲線，構(gòu)建了一個(gè)包含居民收入、基尼系數(shù)和微觀消費(fèi)傾向的宏觀消費(fèi)函數(shù)，在其基礎(chǔ)上基于城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)，建立了一個(gè)分析居民消費(fèi)率變化的差分模型，模型包括8個(gè)影響居民消費(fèi)率變化的重要因素：（1）國(guó)民總收入；（2）居民收入比重；（3）城鎮(zhèn)化率；（4）城鄉(xiāng)收入差距；（5）城鎮(zhèn)居民基尼系數(shù)；（6）農(nóng)村居民基尼系數(shù)；（7）城鎮(zhèn)居民消費(fèi)傾向；（8）農(nóng)村居民消費(fèi)傾向。我們最后利用該模型分析1996－2010年中國(guó)居民消費(fèi)率下降的原因。本文的邊際貢獻(xiàn)可能在于：第一，把基尼系數(shù)納入了宏觀消費(fèi)函數(shù)，從而使得分析基尼系數(shù)變化對(duì)總消費(fèi)（消費(fèi)率）的影響變得簡(jiǎn)單而準(zhǔn)確；第二，把多個(gè)因素共同納入了分析模型，在實(shí)現(xiàn)各因素互補(bǔ)的基礎(chǔ)上避免了各因素對(duì)居民消費(fèi)率的影響存在互相排斥的可能；第三，更加準(zhǔn)確地量化了各個(gè)因素對(duì)居民消費(fèi)率下降的影響程度，除了印證部分已有觀點(diǎn)外，還發(fā)現(xiàn)GDP的增長(zhǎng)本身就會(huì)帶來(lái)居民消費(fèi)率一定幅度的下降，而城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大反而提高了居民消費(fèi)率，城鄉(xiāng)內(nèi)部收入差距擴(kuò)大對(duì)居民消費(fèi)率變化的影響并不大，這與已有研究結(jié)論有所不同。

二、模型與方法

本文基于 Modigliani（1954）的生命周期理論，引入Kurz（1968）提出的財(cái)富效用以及Blinder（1975）提出的饋贈(zèng)效用（遺產(chǎn)動(dòng)機(jī)）來(lái)建立微觀模型，并進(jìn)一步引入收入分配、城鄉(xiāng)分割等因素，建立居民消費(fèi)率分解模型。

（一）帶財(cái)富和遺產(chǎn)動(dòng)機(jī)的微觀消費(fèi)模型。假定消費(fèi)者不但關(guān)心自身的消費(fèi)效用，也會(huì)考慮財(cái)富效用以及下一代的效用（遺產(chǎn)動(dòng)機(jī)）。參考Deaton（1992）等文獻(xiàn)，消費(fèi)者的即期效用函數(shù)使用相對(duì)風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避型（CRRA），則消費(fèi)者的最優(yōu)化問(wèn)題為：

其中，T為消費(fèi)者的生命周期，ct為消費(fèi)者第t期的消費(fèi)，aT為消費(fèi)者生命結(jié)束所遺留財(cái)富（遺產(chǎn)），ρ∈（0，1）為效用折現(xiàn)因子，σ∈（0，1）為風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避系數(shù)，μ＞0表示消費(fèi)者關(guān)心財(cái)富（遺產(chǎn)）對(duì)下一代的效用；θ∈（0，1）為財(cái)富（遺產(chǎn)）的邊際效用彈性，rt表示利率（消費(fèi)折現(xiàn)因子），y表示消費(fèi)者一生的財(cái)富（收入）。

消費(fèi)者通常會(huì)先考慮消費(fèi)的效用，再考慮財(cái)富的效用，先考慮自身的效用，再考慮下一代的效用，即財(cái)富和遺贈(zèng)是奢侈品（Blinder，1975），則有σ＞θ。

消費(fèi)者的最優(yōu)化問(wèn)題由拉格朗日函數(shù)表示為：

為簡(jiǎn)化求解，不失一般性，假定消費(fèi)者只生存一期，即T＝1，則有：

進(jìn)一步可求得：

命題2成立的前提是其他可能影響消費(fèi)的因素不變，也就是經(jīng)濟(jì)學(xué)上通常所說(shuō)的“其他一切條件不變”；但正如凱恩斯（1936）所言，在收入變化的同時(shí)，其他影響消費(fèi)的因素也在變化。因此，現(xiàn)實(shí)中未必能直觀觀察到命題2所蘊(yùn)含的規(guī)律，只有把各種因素進(jìn)行有效分離，才能對(duì)理論命題進(jìn)行更為準(zhǔn)確的經(jīng)驗(yàn)驗(yàn)證。

記GDP為國(guó)民總收入，Y為居民總收入，C為居民總消費(fèi)，py＝Y(jié)／GDP為居民收入占GDP比重，pc＝C／GDP為居民消費(fèi)率。利用命題2，可得到以下推論：

推論1：國(guó)民總收入越高，居民消費(fèi)率越低，即?pc／?GDP＜0。

推論2：居民收入比重越高，居民消費(fèi)率越低，即?pc／?py＜0。

（二）收入分配與總消費(fèi)。收入分配影響總消費(fèi)的理論機(jī)制和經(jīng)驗(yàn)研究較多，我們使用一種新的方法，通過(guò)建立一個(gè)包含基尼系數(shù)的宏觀消費(fèi)函數(shù)來(lái)研究收入分配對(duì)總消費(fèi)的影響。在標(biāo)準(zhǔn)文獻(xiàn)中，描述收入分配通常都使用洛倫茲曲線和基尼系數(shù)。洛倫茲曲線是由收入從低到高累積的人口比重與這部分人口的累積收入比重的點(diǎn)所構(gòu)成的。

意大利經(jīng)濟(jì)學(xué)家基尼根據(jù)洛倫茲曲線定義了一個(gè)判斷收入分配公平程度的指標(biāo)，其為收入絕對(duì)平均線OA和洛倫茲曲線L圍成的區(qū)域OBAO與直角三角形OAC的面積之比：

其中，L＝L（p）為洛倫茲曲線的方程，p為人口比重，L（p）為對(duì)應(yīng)人口的收入比重。

該指標(biāo)（G）即為“基尼系數(shù)”，基尼系數(shù)為0表示分配絕對(duì)平均，為1表示絕對(duì)不平均。相對(duì)于其他指標(biāo)（如變異系數(shù)、泰爾指數(shù)，庫(kù)茲涅茲指數(shù)，阿魯戈瓦指數(shù)），基尼系數(shù)是一個(gè)衡量收入分配（不平等測(cè)度）更科學(xué)的指標(biāo)（Sen，1972）。基尼系數(shù)的計(jì)算需要知道洛倫茲曲線函數(shù)的具體形式，國(guó)外學(xué)者 Basmann等（1990）、Ryu等（1996）、Sarabi等（1999）、Chotika panich等（2002）等提出了各種形式的洛倫茲曲線方程，這方面研究的方向是使曲線模型具有較少的限制和更寬廣的適用性，在設(shè)定洛倫茲曲線以及估計(jì)參數(shù)時(shí)考慮變量的分布，以適應(yīng)各種不同分布下的需要。Sarabia等（2008）列出了7種基于經(jīng)典收入分布的洛倫茲曲線及對(duì)應(yīng)的基尼系數(shù)計(jì)算公式，其中最常用的是基于經(jīng)典帕累托收入分布的洛倫茲曲線形式，Sarabia等（1999）基于經(jīng)典帕累托收入分布推導(dǎo)出的一類(lèi)洛倫茲曲線在實(shí)踐中得到廣泛應(yīng)用。因此，本文選取具有一般性的基于經(jīng)典帕累托收入分布的洛倫茲曲線計(jì)算基尼系數(shù)?；诮?jīng)典帕累托分布的洛倫茲曲線函數(shù)為（Sarabia，2008）：

其中，p為人口比重，B為參數(shù)，則基尼系數(shù)為：

設(shè)C為居民總消費(fèi)，Y為居民總收入，N為總?cè)丝?，則在總?cè)丝谥?，收入排最低第i位的居民收入為（王宋濤等，2011）：

把（1）式代入上式得：

利用（2）式可以證明以下命題：

命題3：收入分配越不均（基尼系數(shù)越大），總消費(fèi)越低，即?C／?G＜0。

因篇幅所限，命題3的證明略，感興超讀者可向筆者索取。

根據(jù)命題3可以得到以下推論：

推論3：收入分配越不均（基尼系數(shù)越大），居民消費(fèi)率越低，即?pc／?G＜0。

（三）城鄉(xiāng)分割與總消費(fèi)。城鄉(xiāng)分割與城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大在中國(guó)是一個(gè)不爭(zhēng)的事實(shí)，不少研究（如陳斌開(kāi)，2012）都認(rèn)為城鄉(xiāng)差距擴(kuò)大導(dǎo)致了居民總消費(fèi)下降。但這些研究暗含假定，即城市居民和農(nóng)村居民具有相同的微觀消費(fèi)函數(shù)，由于收入的邊際消費(fèi)傾向遞減，城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大會(huì)導(dǎo)致總消費(fèi)下降。但這種假設(shè)存在較大的局限性，由于地理、戶籍、文化教育水平、風(fēng)俗習(xí)慣、社會(huì)保障制度、商業(yè)發(fā)展水平等方面的原因，城市居民與農(nóng)村居民的消費(fèi)傾向存在較大差異，農(nóng)村居民更傾向于節(jié)儉生活、儲(chǔ)蓄以防老防病并為子女積累教育費(fèi)用，因此在相同收入水平下，城市居民比農(nóng)村居民具有更高的消費(fèi)傾向。由此有以下基本假設(shè)：

假設(shè)1：城市居民的消費(fèi)傾向比農(nóng)村居民高，即對(duì)于給定的個(gè)體收入水平y(tǒng)，有f1（y）＞f2（y），其中f1（y）為城市居民的微觀消費(fèi)函數(shù)，f2（y）為農(nóng)村居民的微觀消費(fèi)函數(shù)。

通常而言，如果城鄉(xiāng)居民的微觀消費(fèi)函數(shù)相同，則根據(jù)命題2，城鄉(xiāng)差距擴(kuò)大會(huì)導(dǎo)致總消費(fèi)下降。但是如果考慮了城鄉(xiāng)居民消費(fèi)函數(shù)的差異，這個(gè)結(jié)論就不一定成立，而且有可能城鄉(xiāng)差距擴(kuò)大還會(huì)提高總消費(fèi)。為簡(jiǎn)化分析，假定城鄉(xiāng)居民各有1人，城市居民收入為y1，農(nóng)村居民收入為y2，且y1／y2＝q＞1，y1＋y2＝Y(jié)，則城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)為c1＝f1（y1），農(nóng)村居民的消費(fèi)為c2＝f2（y2），總消費(fèi)為：

對(duì)C求偏導(dǎo)數(shù)，則有：

因此，可總結(jié)得到以下命題：

命題4：若城鎮(zhèn)居民收入的邊際消費(fèi)傾向遞減程度小于農(nóng)村居民，則當(dāng)總收入達(dá)到一定的水平時(shí)，城鄉(xiāng)差距擴(kuò)大反而會(huì)提高總消費(fèi)。

由命題4可以得到以下推論：

推論4：若城鎮(zhèn)居民收入的邊際消費(fèi)傾向遞減程度小于農(nóng)村居民，則當(dāng)總收入達(dá)到一定的水平時(shí)，城鄉(xiāng)差距擴(kuò)大會(huì)提高居民消費(fèi)率，即?pc／?q＞0。

（四）城鎮(zhèn)化（率）與總（平均）消費(fèi)。城鎮(zhèn)化既有土地的城鎮(zhèn)化，也有人口的城鎮(zhèn)化，其對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)的影響也不同。研究表明，城鎮(zhèn)化能提高居民的收入，還影響人們的行為，如消費(fèi)特征等。本文僅分析人口城鎮(zhèn)化對(duì)居民總（平均）消費(fèi)的影響，使用城鎮(zhèn)常住人口占總?cè)丝诒戎睾饬砍擎?zhèn)化率。人口城鎮(zhèn)化率對(duì)總消費(fèi)的影響一方面體現(xiàn)在城鄉(xiāng)之間的收入差距上，另一方面體現(xiàn)在城鄉(xiāng)居民微觀消費(fèi)函數(shù)的不同上。先考察城鄉(xiāng)居民收入相等而消費(fèi)傾向不同，即城鄉(xiāng)差距q＝1、消費(fèi)函數(shù)f1y（）≠f2y（）的情形。

設(shè)s∈［0，1］為城鎮(zhèn)人口比重，y為居民平均收入，則居民人均消費(fèi)為：

則有?c／?s＝f1（y）－f2（y）。

根據(jù)假設(shè)1，容易得到?c／?s＞0。

當(dāng)城鄉(xiāng)差距q＞1時(shí)，即y1＞y2，則有：

根據(jù)假設(shè)1，同樣可以得到?c／?s＞0。

根據(jù)上文，可以總結(jié)出以下命題：

命題5：當(dāng)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)傾向高于農(nóng)村居民時(shí)，城鎮(zhèn)化率提高會(huì)增加居民總（平均）消費(fèi)。

根據(jù)命題5，可以得到以下推論：

推論5：當(dāng)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)傾向高于農(nóng)村居民時(shí)，城鎮(zhèn)化率越高，居民消費(fèi)率越高，即?pc／?s＞0。

（五）居民消費(fèi)率分解模型。記C1、C2為城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民總消費(fèi)，C＝C1＋C2為居民總消費(fèi)，Y1、Y2為城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民總收入，Y＝Y(jié)1＋Y2為居民總收入，G1、G2為城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民收入基尼系數(shù)，N1、N2為城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民人口，N＝N1＋N2為總?cè)丝凇為城鄉(xiāng)居民人均收入比，s為城鎮(zhèn)人口比重；pc＝C／GDP為居民消費(fèi)率，py＝Y(jié)／GDP為居民收入比重。

（4）式右邊第一項(xiàng)和第二項(xiàng)分別表示城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民微觀消費(fèi)（傾向）函數(shù)變化對(duì)居民消費(fèi)率的絕對(duì)貢獻(xiàn)度，第三項(xiàng)表示GDP變化的貢獻(xiàn)度，第四項(xiàng)表示居民收入比重變化Δpy的貢獻(xiàn)度，第五項(xiàng)表示城鎮(zhèn)化率變化Δs的貢獻(xiàn)度，第六項(xiàng)表示城鄉(xiāng)收入差距變化Δq的貢獻(xiàn)度，第七項(xiàng)表示城鎮(zhèn)居民收入差距（基尼系數(shù)）變化ΔG1的貢獻(xiàn)度，第八項(xiàng)表示農(nóng)村居民收入差距變化ΔG2的貢獻(xiàn)度。

若把具有具體的微觀消費(fèi)函數(shù)代入（4）式，即可得到具體的宏觀消費(fèi)函數(shù)及居民消費(fèi)率差分公式。設(shè)城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民的微觀消費(fèi)函數(shù)為冪函數(shù)：①實(shí)證分析中使用對(duì)數(shù)線性模型對(duì)消費(fèi)函數(shù)進(jìn)行估計(jì)，對(duì)應(yīng)的消費(fèi)函數(shù)即為冪函數(shù)。f1（y）＝a1yb1，f2（y）＝a2yb2，則（4）式化為：

為了簡(jiǎn)化表述，（5）式右邊八項(xiàng)依次記為：A1Δf1、A2Δf2、A3ΔGDP、A4Δpy、A5Δs、A6Δq、A7ΔG1和A8ΔG2。各項(xiàng)與居民消費(fèi)率變化Δpc的比值即為各項(xiàng)的相對(duì)貢獻(xiàn)度（百分比）。

三、實(shí)證分析

本文采用全國(guó)時(shí)間序列數(shù)據(jù)和省際面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用Eviews6．0等軟件，對(duì)中國(guó)1996－2010年居民消費(fèi)率變化的原因進(jìn)行分析。根據(jù)分解模型，需先估計(jì)出城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民的微觀消費(fèi)函數(shù)，由于無(wú)法獲得各個(gè)年份居民消費(fèi)和收入的微觀數(shù)據(jù)，本文使用省際面板數(shù)據(jù)（不包括港澳臺(tái)和西藏）估計(jì)消費(fèi)函數(shù)，設(shè)定如下單變量對(duì)數(shù)線性面板回歸模型：①微觀消費(fèi)函數(shù)的估計(jì)模型較多，常見(jiàn)的有線性模型和對(duì)數(shù)線性模型；除了收入外，解釋變量一般還包括儲(chǔ)蓄、價(jià)格、利率、年齡結(jié)構(gòu)以及其他制度變量。線性模型的缺點(diǎn)在于無(wú)法保證邊際消費(fèi)傾向大于0且無(wú)法對(duì)邊際消費(fèi)傾向單調(diào)性進(jìn)行判別，但允許非零的“自主性消費(fèi)”存在（即收入為0時(shí)消費(fèi)不為0）；而對(duì)數(shù)線性模型則可以保證邊際消費(fèi)傾向大于0及對(duì)其單調(diào)性進(jìn)行判別，但不允許“自主性消費(fèi)”存在。已有文獻(xiàn)這兩種模型都有使用，綜合考慮本文使用對(duì)數(shù)線性模型。本文解釋變量則僅使用單變量（收入），其他影響消費(fèi)的因素變化綜合體現(xiàn)在參數(shù)的變化中。由于影響微觀消費(fèi)函數(shù)（參數(shù)）的因素較多，已有文獻(xiàn)進(jìn)行了較為全面的研究，本文不再重復(fù)。從結(jié)果看，方程擬合度較高。

其中，i＝1，2，…，30表示省份，t＝1996，1997，…，2010表示時(shí)期。LNCONSit表示人均消費(fèi)對(duì)數(shù)值，LNINCit表示人均收入對(duì)數(shù)值，βt為時(shí)期效應(yīng)，εit為隨機(jī)誤差項(xiàng)。人均消費(fèi)分別使用城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)性支出指標(biāo)和農(nóng)村居民人均生活消費(fèi)支出指標(biāo)，人均收入分別使用城鎮(zhèn)居民人均可支配收入指標(biāo)和農(nóng)村居民人均純收入指標(biāo)。所有數(shù)據(jù)都使用定基價(jià)格指數(shù)（1996年為基期）進(jìn)行調(diào)整得到可比值，數(shù)據(jù)來(lái)源于歷年中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒和各省統(tǒng)計(jì)年鑒。F檢驗(yàn)結(jié)果支持變截距模型，而Hasuman檢驗(yàn)結(jié)果支持固定效應(yīng)模型，本文使用廣義最小二乘法（EGLS）對(duì)固定效應(yīng)模型的異方差與序列相關(guān)性進(jìn)行處理，估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表1和表2。

表1 中國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)函數(shù)估計(jì)

表2 中國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)函數(shù)估計(jì)

可以看出，回歸系數(shù)都通過(guò)了1%或5%顯著性水平的t檢驗(yàn)，F(xiàn)檢驗(yàn)顯著性為1%，調(diào)整R2都較高，估計(jì)結(jié)果較為理想。回歸系數(shù)a1＜1，表明城鄉(xiāng)居民的邊際消費(fèi)傾向遞減。

根據(jù)模型的設(shè)定，a0＋βt即為第t年的常數(shù)項(xiàng)。根據(jù)對(duì)數(shù)線性模型，消費(fèi)函數(shù)為c＝a1yb1和c＝a2yb2，則參數(shù)b1＝0．948041，b2＝0．839957，而a1、a2可由公式ea0＋βt計(jì)算得到（見(jiàn)表3）。

根據(jù)估計(jì)結(jié)果，顯然有b1＞b2，即城鎮(zhèn)居民邊際消費(fèi)傾向遞減程度小于農(nóng)村居民。

根據(jù)差分模型，除了微觀消費(fèi)函數(shù)，還需其他指標(biāo)的數(shù)據(jù)。居民收入比重使用城鎮(zhèn)居民可支配收入與農(nóng)村居民純收入之和與GDP之比，居民消費(fèi)率使用城鎮(zhèn)居民消費(fèi)性支出與農(nóng)村居民生活消費(fèi)支出之和與GDP之比；①使用此統(tǒng)計(jì)口徑是為了與前面消費(fèi)函數(shù)估計(jì)時(shí)所采用的指標(biāo)一致，雖然這種計(jì)算方法得出的居民收入比重和消費(fèi)率與中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒中資金流量表（實(shí)物交易）的住戶可支配收入比重及居民消費(fèi)比重或國(guó)民經(jīng)濟(jì)核算的居民消費(fèi)率不一致（相差近10個(gè)百分點(diǎn)，統(tǒng)計(jì)口徑不一樣），但從變化趨勢(shì)來(lái)看，1996－2010年居民收入比重和居民消費(fèi)率下降的幅度在兩種統(tǒng)計(jì)口徑下基本是一致的，如本文計(jì)算的1996－2010年居民消費(fèi)率下降13．4個(gè)百分點(diǎn)，而國(guó)民經(jīng)濟(jì)核算中的居民消費(fèi)率則下降了12個(gè)百分點(diǎn)。實(shí)際上這兩種方法在已有研究文獻(xiàn)中都曾被使用。城鄉(xiāng)收入比使用城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農(nóng)村居民人均純收入之比，城鎮(zhèn)居民基尼系數(shù)則使用歷年的城鎮(zhèn)居民分組收入數(shù)據(jù)，根據(jù)洛倫茲曲線函數(shù)L（p）＝1－（1－p）B進(jìn)行擬合求出參數(shù)B，并利用公式G＝（1－B）／（1＋B）計(jì)算得到，農(nóng)村居民基尼系數(shù)直接采用國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的數(shù)據(jù)；②1996－2007年數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)引自陳建東（2010），2008－2010年數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)引自國(guó)家統(tǒng)計(jì)局（2012）。GDP、城鎮(zhèn)化率及城鄉(xiāng)人口直接使用統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)來(lái)源于歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，名義數(shù)據(jù)都使用定基價(jià)格指數(shù)（1996年為基期）進(jìn)行調(diào)整。各年數(shù)據(jù)見(jiàn)表3。

利用表3可以計(jì)算各指標(biāo)歷年變化值，根據(jù)（5）式及軟件計(jì)算，得到表4。

表3 1996－2010年各指標(biāo)值

表4 各因素變化對(duì)中國(guó)居民消費(fèi)率變化的影響

由表4可見(jiàn)，1996－2010年各個(gè)因素變化導(dǎo)致居民消費(fèi)率下降0．1290，這與實(shí)際統(tǒng)計(jì)的居民消費(fèi)率下降值（0．1343）的相對(duì)誤差為4．82%，說(shuō)明本文模型具有較高的精確度。同時(shí)可以直觀地看到每個(gè)因素變化對(duì)居民消費(fèi)率的絕對(duì)影響，即導(dǎo)致居民消費(fèi)率下降的原因依次為：居民收入（py）比重下降、GDP增長(zhǎng)、城鎮(zhèn)居民消費(fèi)傾向（f1）降低、城鎮(zhèn)居民基尼系數(shù)（G1）增大、農(nóng)村居民基尼系數(shù)（G2）增大、農(nóng)村居民消費(fèi)傾向（f2）下降。導(dǎo)致居民消費(fèi)率上升的原因?yàn)椋撼擎?zhèn)化水平（s）提高、城鄉(xiāng)收入差距（q）擴(kuò)大。

（1）居民收入比重變化對(duì)居民消費(fèi)率下降的影響最大，其對(duì)居民消費(fèi)率下降的絕對(duì)貢獻(xiàn)為－0．08343，相對(duì)貢獻(xiàn)為64．69%，這與推論2相符，也印證了方福前（2009）的研究觀點(diǎn)。但是，本文的結(jié)果也表明居民收入比重下降并沒(méi)有導(dǎo)致居民消費(fèi)率同幅度下降，①方 福前（2009）認(rèn)為居民收入比重下降是居民消費(fèi)率下降的主要原因，并基本上否定了其他因素變化的影響，其依據(jù)就是居民收入比重下降幅度與居民消費(fèi)率下降幅度接近，由本文結(jié)果可知，這種推論是不嚴(yán)密的。實(shí)際上1996－2010年居民收入比重下降了0．1234，與居民消費(fèi)率下降的幅度（0．1343）比較接近，但居民收入比重下降導(dǎo)致居民消費(fèi)率下降的幅度僅為0．08343，因此其他因素變化也是導(dǎo)致居民消費(fèi)下降的重要原因。

（2）GDP增長(zhǎng)（國(guó)民總收入增加）也是導(dǎo)致居民消費(fèi)率下降的重要原因，其對(duì)居民消費(fèi)率變化的絕對(duì)貢獻(xiàn)為－0．04212，相對(duì)貢獻(xiàn)為32．66%，這與推論1相符。根據(jù)前文的估計(jì)結(jié)果，城鄉(xiāng)居民的邊際消費(fèi)傾向都遞減（尤其是農(nóng)村居民邊際消費(fèi)傾向的遞減性更強(qiáng)）。這意味著按照凱恩斯關(guān)于人的天性的基本規(guī)律，國(guó)民總收入增加會(huì)導(dǎo)致居民消費(fèi)率下降，其下降幅度取決于邊際消費(fèi)傾向的遞減程度。已有研究文獻(xiàn)并沒(méi)有從這個(gè)原本應(yīng)該是很基礎(chǔ)的角度對(duì)居民消費(fèi)率下降進(jìn)行考察，本文的這個(gè)發(fā)現(xiàn)應(yīng)該有一定的啟發(fā)意義，即在市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一定階段，資本的積累、邊際消費(fèi)傾向的遞減以及居民消費(fèi)率的下降在一定程度上是一種客觀規(guī)律。

（3）城鄉(xiāng)居民消費(fèi)傾向下降也是居民消費(fèi)率下降的原因。城鎮(zhèn)居民消費(fèi)傾向下降對(duì)居民消費(fèi)率變化的絕對(duì)貢獻(xiàn)為－0．01703，相對(duì)貢獻(xiàn)為13．21%；農(nóng)村居民消費(fèi)傾向下降對(duì)居民消費(fèi)率變化的絕對(duì)貢獻(xiàn)為－0．000195，相對(duì)貢獻(xiàn)為1．51%。居民消費(fèi)傾向下降的原因很可能或顯然是持久收入假說(shuō)所揭示的不確定性增強(qiáng)（如就業(yè)、住房、教育、醫(yī)療、養(yǎng)老等社會(huì)保障不完善、不樂(lè)觀等），而農(nóng)村居民消費(fèi)傾向下降幅度低于城鎮(zhèn)居民的原因則在于農(nóng)村居民的消費(fèi)傾向本身就相對(duì)較低，因此其降幅相對(duì)有限。關(guān)于居民消費(fèi)傾向下降導(dǎo)致居民消費(fèi)率下降的觀點(diǎn)，已有文獻(xiàn)也有所論及，但從本文結(jié)果看，其并非為十分重要的影響因素。

（4）城鄉(xiāng)居民內(nèi)部收入差距擴(kuò)大（城鄉(xiāng)內(nèi)部基尼系數(shù)增大）對(duì)居民消費(fèi)率下降也有一定影響，其對(duì)居民消費(fèi)率下降的絕對(duì)貢獻(xiàn)分別為－0．00283和－0．00232，相對(duì)貢獻(xiàn)分別為2．20%和1．80%，這與推論3相符。根據(jù)上文估計(jì)結(jié)果，城鄉(xiāng)居民的邊際消費(fèi)傾向都遞減，從而基尼系數(shù)增大會(huì)降低居民消費(fèi)率，其影響程度取決于邊際消費(fèi)傾向的遞減程度。1996－2010年，城鎮(zhèn)居民基尼系數(shù)從0．2671增大到0．3990，增幅達(dá)0．1219；農(nóng)村居民基尼系數(shù)從0．3229增大到0．3847，增幅為0．0618。事實(shí)上，已有不少文獻(xiàn)認(rèn)為收入差距擴(kuò)大導(dǎo)致居民總消費(fèi)（消費(fèi)率）下降，本文的研究結(jié)論表明收入差距擴(kuò)大（基尼系數(shù)增大）確實(shí)會(huì)降低居民的消費(fèi)率，但其影響程度并不是很大，原因在于居民邊際消費(fèi)傾向的遞減程度并不強(qiáng)（尤其是城鎮(zhèn)居民）。農(nóng)村居民邊際消費(fèi)傾向的遞減程度雖然相對(duì)高一些，但農(nóng)村居民基尼系數(shù)的增加幅度小于城鎮(zhèn)居民（僅為其50%），因此城鄉(xiāng)居民內(nèi)部基尼系數(shù)變化對(duì)居民消費(fèi)率下降的貢獻(xiàn)比較接近。

（5）城鎮(zhèn)化率提高對(duì)居民消費(fèi)率變化的絕對(duì)貢獻(xiàn)是0．01625，相對(duì)貢獻(xiàn)是－12．60%，即城鎮(zhèn)化程度增加提高了居民消費(fèi)率，這與推論5相符。由于城鎮(zhèn)化能夠同時(shí)提高居民的收入和消費(fèi)，而且城鎮(zhèn)居民的邊際消費(fèi)傾向要高于農(nóng)村居民，因此城鎮(zhèn)化程度的增加提高了居民的總消費(fèi)，②雖然城鎮(zhèn)化也提高了居民收入，從而間接提高了居民消費(fèi)，但這個(gè)影響機(jī)制體現(xiàn)在居民收入比重的影響中，這里城鎮(zhèn)化率變化的影響直接來(lái)自城鄉(xiāng)的消費(fèi)函數(shù)差異。進(jìn)而提高了居民的消費(fèi)率。雖然已有研究文獻(xiàn)也有論及城鎮(zhèn)化對(duì)提高居民消費(fèi)的影響，但一般都只是定性分析或簡(jiǎn)單回歸分析，本文在各因素綜合框架下的量化分析可能更有說(shuō)服力，更有參考價(jià)值。

（6）城鄉(xiāng)差距擴(kuò)大對(duì)居民消費(fèi)率的絕對(duì)貢獻(xiàn)是0．0048，相對(duì)貢獻(xiàn)為－3．47%，即城鄉(xiāng)差距擴(kuò)大反而提高了居民的消費(fèi)率（但影響程度并不太大），這與推論4相符。原因在于：城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)傾向高于農(nóng)村居民，因此當(dāng)城鎮(zhèn)居民收入增加相對(duì)較快（從而城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大）時(shí)，居民總體消費(fèi)率反而會(huì)增加。同時(shí)，按照人們需求天性的一般規(guī)律，在需求初級(jí)階段，收入與消費(fèi)通常會(huì)同步增長(zhǎng)；只有在達(dá)到一定需求層次后，才會(huì)呈現(xiàn)如上所述的邊際消費(fèi)傾向遞減規(guī)律。這個(gè)研究結(jié)論與當(dāng)前大多數(shù)研究的結(jié)論相反，原因可能是已有研究存在三個(gè)局限：一是沒(méi)有考慮城鄉(xiāng)居民微觀消費(fèi)函數(shù)的不同，二是把城鄉(xiāng)收入差距作為居民收入差距的代理變量，三是回歸模型的變量遺漏或共線性問(wèn)題沒(méi)有得到很好的處理。實(shí)際上城鄉(xiāng)差距擴(kuò)大并不一定導(dǎo)致居民總體差距擴(kuò)大，①城鄉(xiāng)差距擴(kuò)大是否會(huì)導(dǎo)致居民總體收入差距擴(kuò)大，還依賴于城鄉(xiāng)居民的收入分布及城鄉(xiāng)的人口比重。而變量遺漏或共線性問(wèn)題也是回歸分析中的一個(gè)常見(jiàn)難題，要處理得完美有較大的難度。因此，本文基于相對(duì)可靠一些的研究方法分析得出與以往不同的結(jié)論，可能更具有實(shí)際的參考意義。

四、結(jié)論與建議

本文基于經(jīng)典帕累托收入分配的洛倫茲曲線，構(gòu)建了一個(gè)包含基尼系數(shù)的宏觀函數(shù)，并利用該函數(shù)建立了一個(gè)基于城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)的居民消費(fèi)率差分模型，該模型可以把居民收入比重、城鄉(xiāng)內(nèi)部基尼系數(shù)、城鎮(zhèn)化以及城鄉(xiāng)差距等多個(gè)因素統(tǒng)一到共同的框架內(nèi)對(duì)居民消費(fèi)率的變化原因進(jìn)行分析。本文利用該模型對(duì)1996－2010年中國(guó)居民消費(fèi)率下降的影響因素進(jìn)行了分析，結(jié)果表明：居民收入比重下降是主要原因，GDP增長(zhǎng)是次要原因，城鄉(xiāng)居民消費(fèi)傾向下降及城鄉(xiāng)內(nèi)部基尼系數(shù)增大也是導(dǎo)致居民消費(fèi)率下降的原因，但相對(duì)影響并不大；而城鎮(zhèn)化率提高會(huì)提高居民消費(fèi)率，城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大也提高了居民消費(fèi)率。

本文研究結(jié)論的政策含義是：為了促進(jìn)居民消費(fèi)增長(zhǎng)和生活水平同步提高、擴(kuò)大宏觀經(jīng)濟(jì)總需求、實(shí)現(xiàn)國(guó)民經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)均衡、保持經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展，有必要采取一系列政策措施，提高居民消費(fèi)率。為此，本文建議：第一，提高居民收入水平，具體措施包括減稅減費(fèi)、進(jìn)一步打破行業(yè)壟斷和行業(yè)管制、加快國(guó)有企業(yè)產(chǎn)權(quán)改革、鼓勵(lì)民營(yíng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展、加快農(nóng)村土地產(chǎn)權(quán)改革、推進(jìn)資本市場(chǎng)健康發(fā)展，多渠道為民增收，提高人們的收入預(yù)期。第二，提高居民邊際消費(fèi)傾向，具體措施包括發(fā)展新興產(chǎn)業(yè)、鼓勵(lì)產(chǎn)品創(chuàng)新、拓展消費(fèi)市場(chǎng)、優(yōu)化消費(fèi)需求結(jié)構(gòu)，尤其要發(fā)展農(nóng)村消費(fèi)市場(chǎng)，補(bǔ)貼農(nóng)民消費(fèi)。第三，在保障農(nóng)民土地利益和進(jìn)城農(nóng)民公共服務(wù)均等化的基礎(chǔ)上，加快戶籍改革，加快推進(jìn)城鎮(zhèn)化。第四，提高城鄉(xiāng)居民的社會(huì)保障水平，提高居民就業(yè)、住房、教育、醫(yī)療和養(yǎng)老等的水平，大力發(fā)展消費(fèi)信貸，降低影響居民消費(fèi)的不確定性。第五，積極實(shí)施二次分配政策，縮小居民收入差距，如開(kāi)征房產(chǎn)稅、遺產(chǎn)稅、資本暴利稅，并加大對(duì)落后地區(qū)和貧困群體的財(cái)政轉(zhuǎn)移支付力度。最根本的還是要加快政治體制改革，發(fā)展民主政治，完善法制，加大產(chǎn)權(quán)保護(hù)力度，加快市場(chǎng)化進(jìn)程，從根本上解決中國(guó)的居民消費(fèi)不足和經(jīng)濟(jì)發(fā)展失衡問(wèn)題。

［1］陳斌開(kāi)．收入分配與中國(guó)居民消費(fèi)——理論和基于中國(guó)的實(shí)證研究［J］．南開(kāi)經(jīng)濟(jì)研究，2012，（1）：33－49．

［2］陳建東．按城鄉(xiāng)分解我國(guó)居民收入基尼系數(shù)的研究［J］．中國(guó)經(jīng)濟(jì)問(wèn)題，2010，（4）：33－41．

［3］國(guó)家統(tǒng)計(jì)局．金磚國(guó)家聯(lián)合統(tǒng)計(jì)手冊(cè)［M］．北京：中國(guó)統(tǒng)計(jì)出版社，2012．

［4］李魁，鐘水映．勞動(dòng)力撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)與居民消費(fèi)率——基于人口紅利期的動(dòng)態(tài)面板實(shí)證研究［J］．經(jīng)濟(jì)評(píng)論，2010，（6）：105－112．

［5］潘春陽(yáng)，杜莉，蔡璟孜．中國(guó)消費(fèi)率下降之謎：基于資金流量表的分析（1992－2007）［J］．上海經(jīng)濟(jì)研究，2010，（7）：3－12．

［6］王宋濤，楊薇，吳超林．中國(guó)國(guó)民總效用函數(shù)的構(gòu)建與估計(jì)［J］．統(tǒng)計(jì)研究，2011，（4）：17－23．

［7］王宋濤，魏下海，涂斌，等．收入差距與中國(guó)國(guó)民勞動(dòng)收入變動(dòng)研究——兼對(duì)GDP中勞動(dòng)份額U型演變規(guī)律的一個(gè)解釋?zhuān)跩］．經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2012，（6）：33－47．

［8］王宋濤，吳超林．收入分配對(duì)我國(guó)居民總消費(fèi)的影響分析——基于邊際消費(fèi)傾向的理論和實(shí)證研究［J］．經(jīng)濟(jì)評(píng)論，2012，（6）：44－53．

［9］王宋濤，吳超林．中國(guó)居民收入不平等的宏觀消費(fèi)效應(yīng)：模型、方法與數(shù)據(jù)［J］經(jīng)濟(jì)評(píng)論，2013，（6）：34－43．

［10］邢志平．中國(guó)居民消費(fèi)率持續(xù)下降研究——基于人口年齡結(jié)構(gòu)和養(yǎng)老保險(xiǎn)制度［J］．重慶科技學(xué)院學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2011，（2）：72－74．

［11］苑小豐和范輝．城鄉(xiāng)收入差距對(duì)消費(fèi)需求影響研究［J］．財(cái)經(jīng)問(wèn)題研究，2010，（6）：15－20．

［12］朱信凱，駱晨．消費(fèi)函數(shù)的理論邏輯與中國(guó)化：一個(gè)文獻(xiàn)綜述［J］．經(jīng)濟(jì)研究，2011，（1）：140－153．

［13］S Lottje D．Modeling income distributions and Lorenz curves［J］．The Journal of Economic Inequality，2010，8（4）：525－526．