中國居民收入差異和社會總消費(fèi)水平的關(guān)系分析

摘要：在西方經(jīng)濟(jì)學(xué)中消費(fèi)理論的框架內(nèi)，著重分析和研究了一個經(jīng)濟(jì)體中居民收入差異和該經(jīng)濟(jì)體消費(fèi)水平的相關(guān)性。與其他相關(guān)研究雖然在結(jié)論上一致，但研究方法不同：在此之前的研究都是借用凱恩斯的“邊際消費(fèi)傾向遞減”規(guī)律來定性說明居民收入差異和消費(fèi)水平之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，建立了一個同時含有收入差異和消費(fèi)水平的消費(fèi)模型，并通過對該模型的數(shù)學(xué)分析來論證二者之間的負(fù)相關(guān)性。

關(guān)鍵詞：收入差異率；變異系數(shù)；短視消費(fèi)模型

中圖分類號：F014.4文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A文章編號：1673-291X（2012）15-0001-04

眾所周知，要討論收入差異和總消費(fèi)的關(guān)系就必須在消費(fèi)理論的框架內(nèi)進(jìn)行，但現(xiàn)有的消費(fèi)理論并未給出二者之間關(guān)系的明確結(jié)論，一般來講，這種關(guān)系隱含在消費(fèi)函數(shù)邏輯推理的后面。在直覺上收入差異對消費(fèi)水平確有影響，該命題的支持者往往借鑒于凱恩斯（Keynes，1936）消費(fèi)理論中的“邊際消費(fèi)傾向遞減”規(guī)律來說明，坎貝爾和曼昆（Campbell and Mankiw，1989；1990；1991）的λ假說的理論核心也是凱恩斯的“邊際消費(fèi)傾向遞減”規(guī)律。本文將首先討論收入差異的衡量方法，然后構(gòu)建基于收入差異的消費(fèi)函數(shù)并討論兩者之間的關(guān)系，最后用中國居民的收入和消費(fèi)數(shù)據(jù)對此進(jìn)行驗(yàn)證。

一、收入差異的衡量方法

居民收入的差異的衡量一直是國內(nèi)外經(jīng)濟(jì)學(xué)家所關(guān)心的問題，基尼系數(shù)法是經(jīng)濟(jì)學(xué)界最常用的研究收入差異的方法。張平（2000）在《收入差異、利率與消費(fèi)》一文中對收入差異的衡量采用的是樣本中所有研究對象的最高最低收入比，并通過回歸模型分析指出收入差異拉大、收入增長與平均消費(fèi)傾向之間存在負(fù)相關(guān)性。和基尼系數(shù)相比，張平采用的最高最低收入比計算比較方便，更能直觀地反映收入差異。

本文用以衡量個人收入差異的是收入差異率δi，即個人收入與總體平均收入的差距與總體平均收入的比率。如果以yi代表個人收入，以y代表總體居民即期平均收入，則收入差異率表示為δi=yi-y/y。若δi為正則說明個人收入高于總體平均收入，若δi為負(fù)則說明個人收入低于總體平均收入，δi的絕對值越大說明個人收入偏離平均收入的程度越大。另外，本文采用變異系數(shù)Vn=來衡量總體居民的收入差異，其中，表示收入為yi的居民數(shù)pi占居民總數(shù)p的比例。當(dāng)變異系數(shù)Vn=0時，說明居民收入分配絕對公平；當(dāng)變異系數(shù)Vn的值比較小時，說明居民收入差異比較小，收入分配比較均衡；當(dāng)變異系數(shù)Vn的值比較大時，說明居民收入差異比較大，收入分配也不均衡。

二、收入差異與消費(fèi)水平的關(guān)系論證

要研究收入差異與消費(fèi)水平的關(guān)系，本文還必須分析中國居民的消費(fèi)行為，從而得到中國居民的消費(fèi)函數(shù)。對于消費(fèi)函數(shù)的研究，本文直接引用葉海云（2000）的短視消費(fèi)模型，即：

C0=1+r/2+r[A0+y0-R*+y1 /1+r]（1）

其中，C0表示消費(fèi)者的現(xiàn)期消費(fèi)，r表示利率，A0表示其初始流動性資產(chǎn)水平，y0表示現(xiàn)期收入，y1代表下期收入，R*是消費(fèi)者本期的實(shí)際儲蓄目標(biāo)。

將δi代入Vn可以得到Vn=，在分析中國居民短視消費(fèi)模型的基礎(chǔ)上，可以得到：對于消費(fèi)者i來說，在假定利率r不變的情況下，其本期消費(fèi)C0i主要取決于其初始資產(chǎn)A0i和下期收入y1i以及儲蓄目標(biāo)R*i，即消費(fèi)者i的消費(fèi)行為滿足下式：

C0i=1+r/2+r[A0i+y0i-R*i+y1i /1+r] （2）

將個人收入差異率δi（δi=yi-y/y）帶入（2）式得到如下所示的消費(fèi)模型：

C0i=1+r/2+r×y×δi+y1i/2+r+1+r/2+r(A0i-R*i+y) （3）

下面來尋找變異系數(shù)Vn和總體居民總消費(fèi)∑C之間的函數(shù)關(guān)系。本文假設(shè)在整個經(jīng)濟(jì)體中每個消費(fèi)者的可支配收入都不相等，即p、pi滿足pi=1，p=n。那么，nV2n=δ2i成立。又由δi=yi-y/可得：2δ2i=y2i+2-2yi?

對于含有n個消費(fèi)者的經(jīng)濟(jì)體來說，求和可得：2yi=y2i+ny2-y2δ2i

將nV2n=δ2i帶入上式可得：

2yi=y2i+ny2-y2?nV2n=y2i+ny2（1-V2n）

上式中的yi代表消費(fèi)者i的可支配收入，本文用y0i表示消費(fèi)者的本期可支配收入，則對于含有n個消費(fèi)者的整個經(jīng)濟(jì)體而言，他們的本期可支配收入滿足：

2y0i=y20i+ny2（1-V2n） （4）

由（2）式可得含有n個消費(fèi)者的經(jīng)濟(jì)體的總消費(fèi)：

C0i=y0i+A0i+-R*i

將（4）式帶入上式得到如下所示的收入差異和總消費(fèi)的函數(shù)關(guān)系：

C0i=+?（1-V2n） +A0i+-R*i （5）

通過對上式的分析可以發(fā)現(xiàn)，整個經(jīng)濟(jì)體居民總消費(fèi)∑C和變異系數(shù)V2n之間存在負(fù)相關(guān)性，也就是說如果V2n變小，則居民消費(fèi)水平將增加。

三、中國居民收入差異與消費(fèi)水平關(guān)系的驗(yàn)證與分析

通過上面的討論，本文論證了居民收入差異和消費(fèi)水平之間的關(guān)系，這一關(guān)系就是：收入差異和消費(fèi)水平之間存在負(fù)相關(guān)，縮小居民之間的收入差異將有利于提高居民消費(fèi)水平。為了使上述論證更具可靠性，本文將對下式所表示的收入差異和消費(fèi)水平之間的負(fù)相關(guān)關(guān)系進(jìn)行驗(yàn)證。

C0i=+?（1-V2n） +A0i+-R*i

1.居民收入差異與消費(fèi)水平關(guān)系的驗(yàn)證

本文將選擇1991—2008年中國城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民平均消費(fèi)數(shù)據(jù)（詳細(xì)消費(fèi)數(shù)據(jù)請參閱各年經(jīng)濟(jì)年鑒和統(tǒng)計年鑒）來進(jìn)行驗(yàn)證。要驗(yàn)證本文的結(jié)論，必須使用截面數(shù)據(jù)，所以為了使這些數(shù)據(jù)具有可比性，本文根據(jù)1991—2008年的消費(fèi)價格指數(shù)和收入指數(shù)將中國城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民1991—2008年消費(fèi)值稍做處理：首先，將各年度城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民的消費(fèi)均值分別除以消費(fèi)價格指數(shù)和收入指數(shù)（此處雖然農(nóng)村居民消費(fèi)價格指數(shù)和收入指數(shù)的基年不同，但不影響最后結(jié)論）；其次，為了便于和變異系數(shù)比較，本文還需對數(shù)據(jù)再次處理，即將處理后的城鎮(zhèn)居民消費(fèi)數(shù)據(jù)除以1 000，農(nóng)村居民消費(fèi)數(shù)據(jù)除以 500，即得到如下數(shù)據(jù)（見表1）。

由表1可知，經(jīng)處理后的數(shù)據(jù)扣除了消費(fèi)價格指數(shù)和收入指數(shù)的影響，因而在經(jīng)濟(jì)學(xué)上具有可比性。因此，可以認(rèn)為上述數(shù)據(jù)是全國居民經(jīng)過多次不同收入再分配而得到的18組不同收入數(shù)據(jù)。下面本文將經(jīng)處理得到的數(shù)據(jù)和根據(jù)1991—2008年歷年城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民可支配收入通過計算得到的變異系數(shù)（如表2所示）加以比較來說明收入差異和消費(fèi)水平的關(guān)系。

最后將歷年變異系數(shù)和處理得到的消費(fèi)數(shù)據(jù)結(jié)合在一起即得圖1、圖2。

2.對數(shù)據(jù)驗(yàn)證結(jié)果的分析

從圖1、圖2可以看出，對于城鎮(zhèn)居民來說，居民收入差異和消費(fèi)水平的負(fù)相關(guān)關(guān)系非常明顯：在1991年城鎮(zhèn)居民的變異系數(shù)為0.205065，經(jīng)處理后的城鎮(zhèn)居民消費(fèi)值為0.2934；從1992—1996年間城鎮(zhèn)居民的變異系數(shù)不斷變大，而城鎮(zhèn)居民消費(fèi)值基本上是逐漸變小的；在1997年，變異系數(shù)再度下降，同期城鎮(zhèn)居民消費(fèi)值升高；此后，變異系數(shù)逐年升到2001年的0.28419，而城鎮(zhèn)居民消費(fèi)值由1997年的0.2785下降至0.2658；在2002年變異系數(shù)降低至0.26239，消費(fèi)值升至0.2688；從2003年變異系數(shù)逐年上升2006年的0.2852，消費(fèi)值從0.2639降至0.2539；2007年和2008年變異系數(shù)再次下降，但是消費(fèi)值沒有上升，這和全球金融危機(jī)應(yīng)該有一定關(guān)系。

對于農(nóng)村居民而言，本文發(fā)現(xiàn)農(nóng)村居民之間的收入差異明顯高于城鎮(zhèn)居民。檢驗(yàn)結(jié)果表明農(nóng)村居民收入差異和消費(fèi)水平的負(fù)相關(guān)關(guān)系卻不是那么明顯，只是在個別年份符合我們的分析結(jié)論，原因總結(jié)如下：一是由于農(nóng)村地域分布較廣，農(nóng)村居民消費(fèi)統(tǒng)計數(shù)據(jù)應(yīng)該沒有正確反映農(nóng)村居民的真實(shí)消費(fèi)；二是農(nóng)村居民的消費(fèi)隱蔽性比較強(qiáng)，有一些消費(fèi)被統(tǒng)計為投資而沒有統(tǒng)計在消費(fèi)數(shù)據(jù)內(nèi)；三是農(nóng)村市場體系不健全、消費(fèi)環(huán)境不好，農(nóng)村配套基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)相對滯后，農(nóng)村消費(fèi)信貸環(huán)境欠佳，這些因素明顯降低了農(nóng)民的消費(fèi)力。因此，整體而言，不論是高收入者還是低收入者，其消費(fèi)需求變化均不如城鎮(zhèn)居民那么明顯。因而居民之間的收入差異對消費(fèi)水平的變化沒多大影響也就不足為奇。

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[責(zé)任編輯 劉嬌嬌]