我國居民消費需求為何不足?——基于1978—2008年基尼系數(shù)的分析

賀 晉，李玲玲

(1.中山大學(xué) 管理學(xué)院，廣東 廣州 510275;2.廣東工業(yè)大學(xué) 管理學(xué)院，廣東 廣州 510520;3.暨南大學(xué) 產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)研究院，廣東 廣州 510632)

一、文獻(xiàn)綜述

收入分配與消費需求是經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中的兩個非常重要的問題。根據(jù)波特 (Porter)的競爭優(yōu)勢理論，一個國家需要實現(xiàn)的是具有穩(wěn)定消費需求的消費型社會，消費拉動型經(jīng)濟(jì)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(jīng)濟(jì)增長方式并沒有從“投資”拉動向“消費”拉動轉(zhuǎn)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(xiàn)象，李實試圖從收入差距不斷擴(kuò)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(shù)據(jù)顯示，從1978年改革開放以來，我國城鎮(zhèn)、農(nóng)村以及整體的基尼系數(shù)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(jīng)濟(jì)學(xué)家所關(guān)注，如Cutler等研究了美國20世紀(jì)80年代不同收入階層的收入分布與消費分布的變動關(guān)系，發(fā)現(xiàn)收入階層高的居民主要對應(yīng)的是奢侈品消費［3］。施建淮和朱海婷對我國城市居民預(yù)防性儲蓄動機(jī)強(qiáng)度進(jìn)行了研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)我國城市居民的預(yù)防性儲蓄動機(jī)會導(dǎo)致消費需求下降［4］。Blinder指出收入再分配會提高總消費，進(jìn)一步的計量結(jié)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(shù)據(jù)對Blinder的觀點重新進(jìn)行了檢驗，結(jié)果發(fā)現(xiàn)把收入水平和基尼系數(shù)同時放入回歸方程時，基尼系數(shù)的估計參數(shù)不顯著;如果只使用基尼系數(shù)作為解釋變量，基尼系數(shù)變量可以通過檢驗。進(jìn)一步，當(dāng)使用總體樣本中10個OECD國家的個人可支配收入數(shù)據(jù)作為亞樣本，結(jié)果發(fā)現(xiàn)收入水平和基尼系數(shù)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(shù)據(jù)對以上問題重新進(jìn)行了實證檢驗，結(jié)果沒有發(fā)現(xiàn)收入分配對總消費存在顯著的效應(yīng);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(yīng)存在的強(qiáng)烈信號，而低收入組的收入分配效應(yīng)則不存在［7］。Stoker的計量結(jié)果不僅證實了宏觀消費函數(shù)的形式和系數(shù)不僅取決于微觀函數(shù)的形式和系數(shù)，還取決于社會的收入分配特征［8］。

近年來我國學(xué)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(guān)收入分配與消費關(guān)系的文獻(xiàn)考察，認(rèn)為大部分研究文獻(xiàn)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(zhuǎn)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(yán)格證明了收入差距擴(kuò)大會降低消費需求水平，實證結(jié)果表明收入差距尚不是構(gòu)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(shù)據(jù)相結(jié)合，對中國城鄉(xiāng)居民的消費和收入關(guān)系進(jìn)行了研究，平穩(wěn)性檢驗顯示中國城鄉(xiāng)消費和收入數(shù)據(jù)存在非常顯著的單位根，協(xié)整關(guān)系檢驗結(jié)果表明消費和收入之間存在長期、穩(wěn)定的均衡關(guān)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(guān)數(shù)據(jù)，通過誤差修正模型和對數(shù)線性模型進(jìn)行了計量分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)居民收入分配差距的擴(kuò)大引起了居民平均消費傾向的減?。?2］。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(guān)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(guān)關(guān)系，但是有個共同的缺陷是他們忽略了兩者之間的因果關(guān)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(shù)據(jù)，研究收入分配與消費需求之間的因果關(guān)系，能夠彌補(bǔ)以前研究成果留下的缺陷。

二、理論分析

文獻(xiàn)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(chǎn)生影響。筆者結(jié)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(shù)學(xué)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(shù)據(jù)對這兩個概念進(jìn)行格蘭杰 (Granger)因果檢驗。

凱恩斯的消費函數(shù)為:

(1)式中，C表示總消費，Y表示總收入，下標(biāo)t表示時期。參數(shù)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(shè)全社會的居民總消費支出為C，總?cè)藬?shù)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(shù)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?cè)藬?shù)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(shù)占總?cè)藬?shù)的比例。設(shè)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(jù)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(quán)重。假設(shè)APC、APCi和Wi均為時間t的函數(shù)，(4)式對時間t求導(dǎo)后得到如下關(guān)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(jīng)過簡單的數(shù)學(xué)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(jìn)一步惡化;二是國民收入從高收入階層向低收入階層轉(zhuǎn)移時，全社會收入分配狀況得到改善。根據(jù)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(jīng)濟(jì)含義也就意味著如果采取“劫富濟(jì)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(chǎn)生消費需求不足。

三、實證分析

1.數(shù)據(jù)來源與樣本選擇

本文采用的城鎮(zhèn)人均消費支出、農(nóng)村人均消費支出、城鎮(zhèn)人均可支配收入和農(nóng)村人均凈收入4個指標(biāo)均來源于中華人民共和國國家統(tǒng)計局網(wǎng)站，對應(yīng)指標(biāo)為城鎮(zhèn)家庭人均消費支出、農(nóng)村家庭人均消費支出、城鎮(zhèn)人均可支配收入和農(nóng)村人均凈收入。基尼系數(shù)數(shù)據(jù)來自李紹東［14］。本文樣本為時間序列數(shù)據(jù)，統(tǒng)計區(qū)間選擇1978—2008年，包括31個觀測值。具體數(shù)據(jù)如表1所示。

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

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(nóng)村平均消費傾向 (SAPC)=農(nóng)村人均消費支出/農(nóng)村人均純收入

(2)基尼系數(shù)

基尼系數(shù) (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(biāo)。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?shù)越大，收入分配越不平等;基尼系數(shù)越小，收入分配越平等。因此，基尼系數(shù)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(shù)據(jù)處理

經(jīng)典的計量模型都選取平穩(wěn)數(shù)據(jù)，而現(xiàn)實中大量數(shù)據(jù)不平穩(wěn)，為避免偽回歸的出現(xiàn)，本文將先對基尼系數(shù)、城鎮(zhèn)平均消費傾向和農(nóng)村平均消費傾向三個時間序列數(shù)據(jù)做平穩(wěn)性檢驗。并進(jìn)行協(xié)整檢驗判斷是否存在長期穩(wěn)定均衡關(guān)系，建立誤差修正模型判斷短期波動均衡關(guān)系，進(jìn)而進(jìn)行Granger檢驗，分析序列間的因果關(guān)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?zāi)Ｐ蜑?

其中，α是常數(shù)項，δt是線性趨勢函數(shù)，ρ是最優(yōu)滯后期，εt是隨機(jī)誤差項。檢驗的原假設(shè)H0:γ=0;備擇假設(shè)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(shè)，即時間序列為平穩(wěn)序列，否則拒絕原假設(shè)，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(yīng)添加截距項，而基尼系數(shù)序列的波動趨勢明顯，城鎮(zhèn)平均消費傾向與農(nóng)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(shù)項，但城鎮(zhèn)平均消費傾向與農(nóng)村平均消費傾向不添加時間趨勢項。單位根檢驗結(jié)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(guān)系檢驗。

表2 變量的單位根檢驗結(jié)果

(2)協(xié)整檢驗

兩變量間的協(xié)整關(guān)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(shù)以及農(nóng)村平均消費傾向與基尼系數(shù)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?qū)嵯禂?shù)回歸的殘差序列沒有單位根，而農(nóng)村平均消費傾向?qū)嵯禂?shù)回歸的殘差不平穩(wěn)，所以城鎮(zhèn)平均消費傾向?qū)嵯禂?shù)存在協(xié)整關(guān)系，而農(nóng)村平均消費傾向?qū)嵯禂?shù)不存在長期穩(wěn)定均衡關(guān)系。

表3 殘差單位根檢驗

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

根據(jù) (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(shù)存在反向變動關(guān)系，基尼系數(shù)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(guān)系，所以當(dāng)城鎮(zhèn)居民的平均消費傾向出現(xiàn)短期變動時，可以理解為是基尼系數(shù)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(dāng)短期波動偏離長期均衡時，系統(tǒng)將以－0.69的調(diào)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(guān)系檢驗

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

格蘭杰因果關(guān)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(jìn)行參數(shù)估計，計算F統(tǒng)計量來進(jìn)行格蘭杰因果分析，F(xiàn)檢驗原假設(shè)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(jié)果

表4的格蘭杰檢驗結(jié)果表明，零假設(shè)均被拒絕，所以基于本文中的數(shù)據(jù)，我們可以判斷，基尼系數(shù)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(shù)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(jié)構(gòu)，從而影響產(chǎn)業(yè)間收入分配結(jié)構(gòu)，又進(jìn)一步促進(jìn)了收入分配不平等。

四、結(jié)論與建議

通過上述分析，我們可以得出以下結(jié)論:(1)筆者利用1978—2008年間的基尼系數(shù)值和城鎮(zhèn)平均消費傾向、農(nóng)村平均消費傾向的時間序列數(shù)據(jù)，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(guān)系。研究結(jié)果表明:基尼系數(shù)與城鎮(zhèn)平均消費傾向存在長期穩(wěn)定均衡關(guān)系，但與農(nóng)村平均消費傾向不存在協(xié)整關(guān)系，更沒有長期關(guān)系。短期內(nèi)城鎮(zhèn)平均消費傾向與基尼系數(shù)間還存在波動關(guān)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(guān)系檢驗可知，基尼系數(shù)和城鎮(zhèn)平均消費傾向之間存在雙向因果關(guān)系。該結(jié)論結(jié)合我國城鄉(xiāng)消費比例逐步擴(kuò)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(shù)擴(kuò)大影響，并進(jìn)一步通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)引起基尼系數(shù)本身的變化。長期來看將形成惡性循環(huán)。

針對研究結(jié)論和當(dāng)前中國收入差距的現(xiàn)實，筆者提出以下建議來促進(jìn)中國的消費需求:

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

第二，進(jìn)一步建立健全社會保障制度，提高城鎮(zhèn)最低工資標(biāo)準(zhǔn)和國家收購農(nóng)產(chǎn)品價格，增加農(nóng)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(zhuǎn)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(jīng)濟(jì)研究，2007，(12):45－50.

［2］李實.中國個人收入分配研究回顧與展望［J］.經(jīng)濟(jì)學(xué)(季刊)，2003，(2):34－42.

［3］Cutler，D.M.，Katz，L.F.Rising In Equality?Changes in the Distributing of Income and Consumption in the 1985［D］.Working Paper No.3964，NBER，1992.

［4］施建淮，朱海婷.中國城市居民預(yù)防性儲蓄及預(yù)防性動機(jī)強(qiáng)度:1999—2003［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2004，(10):66－74.

［5］Blinder，A.S.Wage Discrimination:Reduced Form and Structural Estimates［J］.The Journal of Human Resources，1973，8(4):310－330.

［6］Della Valle，P.A.， Oguchi， N.Distribution，the Aggregate Consumption Function，and the Level of Economic Development:Some Cross－Country Results［J］.Journal of Political Economy，1976，84(6):416－440.

［7］Musgrove，P.Income Distribution，and the Aggregate Consumption Function ［J］.Journal of Political Economy，1980，88(3):723－746.

［8］Stoker，T.S.Simple Tests of Distributional Effects on Macroeconomic Equations ［J］.Journal of Political Economy，1986，94(4):861－883.

［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(xué)，2002，(2):9－14.

［10］李軍.收入差距對消費需求影響的定量分析［J］.數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2003，(9):5－11.

［11］蘇良軍，何一峰，金賽男.中國城鄉(xiāng)居民消費與收入關(guān)系的面板數(shù)據(jù)協(xié)整研究［J］.世界經(jīng)濟(jì)，2006，(5):12－16.

［12］吳曉明，吳棟.我國城鎮(zhèn)居民平均消費傾向與收入分配狀況關(guān)系的實證研究［J］.數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2007，(5):22－26.

［13］徐索菲.中國城鎮(zhèn)居民消費需求的制約因素及對策分析［J］. 當(dāng)代經(jīng)濟(jì)研究，2011，(4):8－12.

［14］李紹東.中國庫茲涅茨曲線的拐點何時出現(xiàn)?——基于基尼系數(shù)的預(yù)測［J］.重慶工商大學(xué)學(xué)報(社會科學(xué)版)，2010，(6):22－26.

［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.