社?；鹬С?、收入差距與居民消費的VEC模型分析

何軍耀+陳宗映

內(nèi)容摘要：隨著經(jīng)濟的發(fā)展我國收入差距逐漸擴大，基尼系數(shù)達到警戒線，在我國經(jīng)濟飛速發(fā)展的背后居民消費水平遠遠落后，通過社會保障調(diào)節(jié)收入分配改善居民人均消費成為必要之舉。本文以此為基礎(chǔ)，運用時間數(shù)列，分析研究國民總收入、收入差距、社會保障金支出與人均消費之間的關(guān)系。研究結(jié)果表明四個變量之間存在長期的協(xié)整關(guān)系，社會保障金支出、收入差距對人均居民消費具有Granger影響。

關(guān)鍵詞：收入差距 基尼系數(shù) 社會保障 居民消費

引言

改革開放以來我國的經(jīng)濟在出口、投資的雙重作用下的迅速增長，一舉成為世界第二大經(jīng)濟體。隨著國際宏觀環(huán)境和國內(nèi)經(jīng)濟發(fā)展導(dǎo)致的經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的變化，消費對我國經(jīng)濟發(fā)展有著越來越大的作用。李伯惟（2011）在論消費在經(jīng)濟發(fā)展中的重要性的研究中指出：消費可以促進經(jīng)濟的良性循環(huán)，在我國經(jīng)濟發(fā)展中的作用巨大，擴大消費和內(nèi)需對我國經(jīng)濟的發(fā)展極為重要。但是隨著經(jīng)濟的發(fā)展與增長，我國居民收入差距越來越大，基尼系數(shù)達到國際警戒線。收入差距的擴大，收入分配不平等嚴重影響居民消費，葉檀在2011年名人論道中談到收入差距越大消費越扭曲。韓金峰（2010）在論社會保障的公平和效率關(guān)系——基于擴大消費促進經(jīng)濟發(fā)展的分析中，研究得出面對經(jīng)濟的高速發(fā)展和內(nèi)需不足，特別是消費不足的問題，我們的一個重要選擇就是進一步建立和完善社會保障制度。通過社會保障制度調(diào)節(jié)居民收入差距是一項有效的措施。高文書（2012）、張翼（2010）認為社會保障具有重要的收入再分配功能，在很多國家社會保障都是調(diào)節(jié)居民收入分配差距最重要的手段，通過社會保障財政支出扭轉(zhuǎn)收入差距。王小魯、樊綱（2005）通過計量模型檢驗庫茲涅茨曲線在中國是否存在，證明收入差距還有繼續(xù)上升的明顯趨勢，但其下降階段不能確證。同時該模型分析發(fā)現(xiàn)有一系列因素對收入差距的擴大或縮小有重要影響，這包括經(jīng)濟增長方面的因素、收入再分配和社會保障、公共產(chǎn)品和基礎(chǔ)設(shè)施，以及制度方面的因素。這說明有可能通過合理的政策調(diào)整來控制收入差距的繼續(xù)擴大。

基于收入差距對消費的影響以及社會保障支出對調(diào)節(jié)收入分配和縮小收入差距的作用，本文在此理論基礎(chǔ)之上建立VEC模型分析收入差距、社會保障金支出以及GDP對我國居民消費的影響。并針對我國當(dāng)前居民收入差距與居民消費現(xiàn)狀提出相應(yīng)的政策建議，以促進經(jīng)濟合理健康發(fā)展。

國民收入、人均消費、收入差距現(xiàn)狀

社會保障具有籌資社會化的特征，并且遵循與經(jīng)濟發(fā)展相適應(yīng)的原則。社會保障制度是運用經(jīng)濟手段解決社會問題，它需要相應(yīng)的財政制度來支持其運行，從各國社會保障制度的實踐來看，雖然不同的社會保障項目的財政來源不同，但總體主要包括財政投入、企業(yè)繳費、個人繳費乃至社會募捐。不論何種籌資方式，都不來源于社會的財富，只有當(dāng)社會總財富增加才會有更多的經(jīng)濟資源投入到社會保障中去。如果沒有相應(yīng)的財力支持，社會保障制度就會成為無源之水，無本之木無法持續(xù)下去，經(jīng)濟發(fā)展是社會保障制度的基礎(chǔ)，決定著社會保障的發(fā)展水平。

從1989年開始我國社會保障金的支出隨著我國GDP的增加逐年上升，在我國經(jīng)濟飛速發(fā)展的同時，社會保障制度也同時快速發(fā)展，體現(xiàn)了我國經(jīng)濟發(fā)展對社會保障發(fā)展的作用。1989年我國的GDP為5330.45億元，2011年為472115.04億元，為1982年的88倍。隨著我國經(jīng)濟的增長，我國人均消費水平從1982年的288元到2011年的12272元，在30年中翻了42倍之多。

相對于飛速增長的國民收入，我國居民人均消費增長嚴重偏低。2008年12月26日，中國人民銀行行長周小川在出席2008中國金融論壇時表示，目前中國消費占GDP比重低，結(jié)構(gòu)不合理。消費在中國的變化是從20世紀90年代，特別是亞洲金融風(fēng)波以后開始，占GDP的比重在迅速下降。他表示從過去接近60%的水平逐漸下降，降到了消費占GDP的比重接近50%，其中，家庭消費比重偏低，在占GDP一半左右的消費中，公共消費的下降比較大。在“中國發(fā)展高層論壇2012”年會上，美國哥倫比亞大學(xué)教授、諾貝爾經(jīng)濟學(xué)獎獲得者約瑟夫·斯蒂格利茨表示，中國的消費占GDP比重非常低。他還提到，在社會福利方面的政策，社會保障方面政策有雙重紅利，可以提高福祉，有合理設(shè)計可以促進經(jīng)濟增長。

我國國民收入在快速增長但是人均消費的增長卻相對滯后，這與我國收入差距的惡化有一定的關(guān)系?？梢杂没嵯禂?shù)來反映收入分配的差異程度。根據(jù)聯(lián)合國有關(guān)組織分析，基尼系數(shù)在0.3至0.4之間表示收入差距相對合理。而我國到2011年基尼系數(shù)快超過0.5，已超過國際警戒線0.4，收入差距問題相當(dāng)嚴峻。

從1982年至今我國經(jīng)濟有了明顯的增長，社會保障也隨著經(jīng)濟的增長不斷發(fā)展，但是我國目前消費嚴重不足，收入差距較大。我國應(yīng)該加大社會保障投入，使廣大勞動人民共享我國經(jīng)濟發(fā)展的結(jié)果實現(xiàn)社會主義公平。下面將通過實證來分析1982年以來我國國民經(jīng)濟總量的增長，以及收入差距擴大和社會保障支出對人均消費的影響。

模型建立與實證分析

（一）模型設(shè)定和樣本數(shù)據(jù)說明

本文的目的主要在于檢驗人均消費和收入差距之間的關(guān)系，研究人均消費因收入差距而受到的影響，并在此基礎(chǔ)上研究社?；闹С鰧用裣M的作用，而非研究人均消費的決定因素，所以本文不考慮所有相關(guān)變量的影響。

同時，人均消費受到GDP等宏觀經(jīng)濟變量的影響，社會保障支出也會對居民人均消費產(chǎn)生影響，在此使用名義GDP、基尼系數(shù)、社會保障支出三個變量系統(tǒng)地建立計量模型。

先對居民人均消費進行研究，令Zt=[lnct， lngit， lngdpt， lnst]'。其中，lnct表示從居民人均消費（元），對其取自然對數(shù)；lngit表示收入差距，為基尼系數(shù)自然對數(shù)；lngdpt表示我國名義國民收入，對其取自然對數(shù)；lnst表示我國社會保障金支出，對其取自然對數(shù)。樣本區(qū)間為1982-2011年，全國居民人均消費和我國國民收入gdp數(shù)據(jù)來自歷年《中國統(tǒng)計年鑒》，基尼系數(shù)來源于國家公布的數(shù)據(jù)。社會保障金支出來源于中華人民共和國人力資源和社會保障部統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)（1989-2011年）。本文所有數(shù)據(jù)的計算與分析均采用eviews6.0軟件進行。endprint

（二）單位根檢驗

時間序列通常是非平穩(wěn)的，非平穩(wěn)性的時間數(shù)列下可能會出現(xiàn)偽回歸，在做VEC模型之前需對其進行單位根檢驗。本文采用SIC（Schwarz Information Criterion）準則對變量數(shù)列進行ADF單位根檢驗，SIC值越小滯后階數(shù)越好。檢驗形式（C，T，L）中，C、T、L 分別代表常數(shù)項、時間趨勢項和滯后階數(shù)。根據(jù)表1檢驗結(jié)果知，lnct， lngit， lngt， lnst為一階單整序列，即均在5%的顯著水平下為平穩(wěn)序列。因此，可以利用 lngit， lngt， lnst序列探討其對lnct系列的影響。

（三） VEC模型協(xié)整檢驗

在無約束水平VAR模型下確定VEC協(xié)整階數(shù)L。首先，協(xié)整檢驗需要確定合理的協(xié)整滯后階數(shù)以保證協(xié)整關(guān)系統(tǒng)計上的可信度。確定水平VAR 模型的最佳滯后階數(shù)的方法是從一般再到特殊，從較大的滯后階數(shù)開始，通過對應(yīng)的LR 值、FPE 值、AIC 值、SC 值、HQ 值等來確定。并根據(jù)LR 值、FPE 值、AIC 值、SC 值、HQ 值等對兩個模型選擇最佳滯后階數(shù)均為L=1（見表2）。

協(xié)整向量個數(shù)r的檢驗。從表3我們看出在1%顯著水平上，軌跡統(tǒng)計值（33.14>27.5843）應(yīng)該拒絕沒有協(xié)整關(guān)系（r=0）原假設(shè)，接受存在一階協(xié)整關(guān)系；最大特征值統(tǒng)計量（14.2646>7.5811）也是拒絕（r=0）原假設(shè)接受r=1，即存在一階協(xié)整關(guān)系。說明lnct與 lngit， lngt， lnst之間存在一階協(xié)整關(guān)系

協(xié)整方程。標準化協(xié)整向量為

（1.0000，0.6559，-0.4432，-0.3031，C），對應(yīng)的協(xié)整方程（括號內(nèi)的數(shù)值為標準差）為：

lnCt=-0.6559lngit+0.4431lng+0.3031lnst

（0.0751） （0.0332） （0.0240）

+C （1）

協(xié)整方程的估計系數(shù)都通過顯著性檢驗。因此，1982-2011年，我國的人均消費、收入差距、國民收入、社保支出4個變量之間存在長期均衡的協(xié)整關(guān)系。根據(jù)協(xié)整方程（1），從長期來看，國民收入的增長、社會保障支出的增加與人均消費呈正相關(guān)關(guān)系，而收入差距（基尼系數(shù)）的增加與人均消費為負相關(guān)關(guān)系。

（四）誤差修正模型（VECM）及其診斷檢驗

本文主要檢驗居民消費和收入差距之間的關(guān)系，因此我們僅給出關(guān)于△lnct和△lngit的誤差修正模型，根據(jù)模型進行計算，估計結(jié)果見表4。

在得到誤差修正模型之后需要對模型進行穩(wěn)定性、自相關(guān)性、異方差性以及正態(tài)分布檢驗，然后再進行Granger因果關(guān)系檢驗和脈沖響應(yīng)函數(shù)分析。根據(jù)圖1VECM的模型設(shè)定的單位根都落在單位圓以內(nèi)，因此上述VECM模型的穩(wěn)定性檢驗通過，說明上述模型中的變量存在穩(wěn)定的線性關(guān)系。LM自相關(guān)檢驗結(jié)果為，LM1= 4.4116，P值=0.9980；LM2=8.8597，P值=0.9191，因此上述模型中不存在自相關(guān)性；采用White檢驗?zāi)Ｐ偷漠惙讲?，檢驗結(jié)果為χ2值=105.7352，P值=0.3282，故不存在異方差；聯(lián)合正態(tài)性檢驗結(jié)果顯示，Jarque-Bera值11.4112，P值=0.1795，符合正態(tài)分布。

根據(jù)上述穩(wěn)定性、自相關(guān)性、異方差性以及正態(tài)分布檢驗結(jié)果，可以肯定律VECM模型不存在設(shè)定偏差，穩(wěn)定性顯著。因此可以根據(jù)VECM模型進行因果關(guān)系和脈沖響應(yīng)分析。根據(jù)表4，關(guān)于△lnct的誤差修正模型的誤差修正項的估計系數(shù)顯著為負（-1.0718），調(diào)整方向符合誤差修正機制。

（五）Granger因果關(guān)系檢驗

根據(jù)VECM模型的結(jié)果lnct， lngit， lngdpt， lnst四個變量之間存在長期的協(xié)整關(guān)系，因此對lnct， lngit， lngdpt， lnst四個變量進行格蘭杰因果關(guān)系檢驗，檢驗結(jié)果見表5，在10%顯著性水平上，收入差距對人均居民消費具有單向Granger影響；在15%顯著性水平上社會保障支出差距對人均居民消費具有單向Granger影響，國民總收入對人均居民消費無Granger影響。

（六）脈沖響應(yīng)函數(shù)

VECM模型得出的結(jié)果難以對估計系數(shù)進行解釋，因此本文根據(jù)脈沖響應(yīng)函數(shù)來得出結(jié)論。

近幾年的研究中一般不考慮變量排序問題，在此情況下可以得到廣義的脈沖響應(yīng)函數(shù)且能得到唯一脈沖響應(yīng)曲線。圖2是基于誤差修正模型的廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線，橫軸代表滯后階數(shù)，縱軸代表居民消費變量受各變量沖擊的響應(yīng)程度。由此可以看出，廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線平穩(wěn)的收斂于某一固定值。

根據(jù)圖2的廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線，在滯后1-10年的時期內(nèi)，人均消費水平在受到一個單位正向標準差的社會保障支出水平的沖擊后，沖擊效應(yīng)為正，社會保障支出的增加導(dǎo)致居民人均消費增加；在滯后1-10年的時期內(nèi)，人均消費水平在受到一個單位正向標準差的收入差距（基尼系數(shù)）的沖擊后，沖擊效應(yīng)為負，收入差距的拉大導(dǎo)致人均消費的減少。由于國民總收入對人均消費無Granger影響，并不需要給出人均消費水平受國民總收入沖擊的脈沖響應(yīng)函數(shù)。

（七）對實證結(jié)果的解釋

根據(jù)協(xié)整檢驗，人均消費、國民收入、收入差距、社會保障金支出等4個變量之間存在長期均衡的協(xié)整關(guān)系，說明國民收入、收入差距、社會保障金支出與人均消費之間存在長期相關(guān)關(guān)系。

進一步的因果關(guān)系檢驗結(jié)果顯示，收入差距、社會保障金支出對人均消費具有Granger影響，而國民收入對人均消費無Granger影響。廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)顯示，在滯后1-10年的時期內(nèi)，社會保障金支出的增加導(dǎo)致人均消費增加；收入差距的擴大導(dǎo)致人均消費減少。

從長期來看國民收入、社會保障金支出對居民的人均消費呈正相關(guān)的關(guān)系，其原因可能在于：根據(jù)庇古福利經(jīng)濟學(xué)理論，國民收入的總量越高，社會經(jīng)濟福利越大。國民收入總量是一個國家在一定時期內(nèi)創(chuàng)造的總財富，只有總財富增加居民才有可能分配更多的財富。因此國民收入的增加有利于居民財富的增加，進而增加消費和居民福利。社會保障作為收入再分配手段，可以調(diào)整收入分配。在社會主義初級階段實行按勞分配為主體，多種分配方式并存是社會主義初級階段的分配制度，資本、勞動力、土地、技術(shù)、信息等生產(chǎn)要素也參與收入分配，這必將會導(dǎo)致收入的差距。通過社會保障調(diào)節(jié)低收入者的收入，可以使低收入者擴大消費。收入差距（基尼系數(shù)）與居民人均消費之間呈負相關(guān)的關(guān)系其原因在于：由于存在邊際消費遞減的規(guī)律，當(dāng)收入差距過大時，高收入者占有大量的社會財富，但是其消費的增加卻很少，使人均消費降低。

結(jié)論與對策

從 lnct =-0.6559git + 0.4431gt + 0.3031st +C 結(jié)果中可以看出，經(jīng)濟增長和社會保障金的支出對居民消費支出有促進作用，經(jīng)濟增長和社會保障金的支出在收入差距不變情況下每增加一個百分點居民消費增加0.4431個百分點和0.3031個百分點。但是收入差距對居民消費存在嚴重的副作用，基尼系數(shù)每增加一個百分點居民消費降低0.6559個百分點。

收入差距擴大的副作用完全大于經(jīng)濟增長的促進作用，在我國經(jīng)濟快速增長的階段，如何縮小收入差距讓居民享受到經(jīng)濟增長的成果，擴大社會保障建設(shè)，增加社會保障的財政支出合理分配收入是一項必要的政策。

參考文獻：

1.黃金鋒.論社會保障的公平和效率關(guān)系—基于擴大消費促進經(jīng)濟發(fā)展的分析[J].東岳從輪，2012.10

2.李伯惟.論消費在經(jīng)濟發(fā)展中的重要性[J].財經(jīng)視點，2011.1

3.高文書.社會保障對收入分配差距的調(diào)節(jié)效應(yīng)—基于陜西省寶雞市住戶調(diào)查數(shù)據(jù)的實證研究[J].社會保障研究，2012.4

4.張翼.社會保障對中國城鄉(xiāng)收入差距影響的初步研究[J].經(jīng)濟與管理，2010.6

5.王小魯，樊綱.中國收入差距的走勢和影響因素分[J].經(jīng)濟研究，2005.10endprint

（二）單位根檢驗

時間序列通常是非平穩(wěn)的，非平穩(wěn)性的時間數(shù)列下可能會出現(xiàn)偽回歸，在做VEC模型之前需對其進行單位根檢驗。本文采用SIC（Schwarz Information Criterion）準則對變量數(shù)列進行ADF單位根檢驗，SIC值越小滯后階數(shù)越好。檢驗形式（C，T，L）中，C、T、L 分別代表常數(shù)項、時間趨勢項和滯后階數(shù)。根據(jù)表1檢驗結(jié)果知，lnct， lngit， lngt， lnst為一階單整序列，即均在5%的顯著水平下為平穩(wěn)序列。因此，可以利用 lngit， lngt， lnst序列探討其對lnct系列的影響。

（三） VEC模型協(xié)整檢驗

在無約束水平VAR模型下確定VEC協(xié)整階數(shù)L。首先，協(xié)整檢驗需要確定合理的協(xié)整滯后階數(shù)以保證協(xié)整關(guān)系統(tǒng)計上的可信度。確定水平VAR 模型的最佳滯后階數(shù)的方法是從一般再到特殊，從較大的滯后階數(shù)開始，通過對應(yīng)的LR 值、FPE 值、AIC 值、SC 值、HQ 值等來確定。并根據(jù)LR 值、FPE 值、AIC 值、SC 值、HQ 值等對兩個模型選擇最佳滯后階數(shù)均為L=1（見表2）。

協(xié)整向量個數(shù)r的檢驗。從表3我們看出在1%顯著水平上，軌跡統(tǒng)計值（33.14>27.5843）應(yīng)該拒絕沒有協(xié)整關(guān)系（r=0）原假設(shè)，接受存在一階協(xié)整關(guān)系；最大特征值統(tǒng)計量（14.2646>7.5811）也是拒絕（r=0）原假設(shè)接受r=1，即存在一階協(xié)整關(guān)系。說明lnct與 lngit， lngt， lnst之間存在一階協(xié)整關(guān)系

協(xié)整方程。標準化協(xié)整向量為

（1.0000，0.6559，-0.4432，-0.3031，C），對應(yīng)的協(xié)整方程（括號內(nèi)的數(shù)值為標準差）為：

lnCt=-0.6559lngit+0.4431lng+0.3031lnst

（0.0751） （0.0332） （0.0240）

+C （1）

協(xié)整方程的估計系數(shù)都通過顯著性檢驗。因此，1982-2011年，我國的人均消費、收入差距、國民收入、社保支出4個變量之間存在長期均衡的協(xié)整關(guān)系。根據(jù)協(xié)整方程（1），從長期來看，國民收入的增長、社會保障支出的增加與人均消費呈正相關(guān)關(guān)系，而收入差距（基尼系數(shù)）的增加與人均消費為負相關(guān)關(guān)系。

（四）誤差修正模型（VECM）及其診斷檢驗

本文主要檢驗居民消費和收入差距之間的關(guān)系，因此我們僅給出關(guān)于△lnct和△lngit的誤差修正模型，根據(jù)模型進行計算，估計結(jié)果見表4。

在得到誤差修正模型之后需要對模型進行穩(wěn)定性、自相關(guān)性、異方差性以及正態(tài)分布檢驗，然后再進行Granger因果關(guān)系檢驗和脈沖響應(yīng)函數(shù)分析。根據(jù)圖1VECM的模型設(shè)定的單位根都落在單位圓以內(nèi)，因此上述VECM模型的穩(wěn)定性檢驗通過，說明上述模型中的變量存在穩(wěn)定的線性關(guān)系。LM自相關(guān)檢驗結(jié)果為，LM1= 4.4116，P值=0.9980；LM2=8.8597，P值=0.9191，因此上述模型中不存在自相關(guān)性；采用White檢驗?zāi)Ｐ偷漠惙讲?，檢驗結(jié)果為χ2值=105.7352，P值=0.3282，故不存在異方差；聯(lián)合正態(tài)性檢驗結(jié)果顯示，Jarque-Bera值11.4112，P值=0.1795，符合正態(tài)分布。

根據(jù)上述穩(wěn)定性、自相關(guān)性、異方差性以及正態(tài)分布檢驗結(jié)果，可以肯定律VECM模型不存在設(shè)定偏差，穩(wěn)定性顯著。因此可以根據(jù)VECM模型進行因果關(guān)系和脈沖響應(yīng)分析。根據(jù)表4，關(guān)于△lnct的誤差修正模型的誤差修正項的估計系數(shù)顯著為負（-1.0718），調(diào)整方向符合誤差修正機制。

（五）Granger因果關(guān)系檢驗

根據(jù)VECM模型的結(jié)果lnct， lngit， lngdpt， lnst四個變量之間存在長期的協(xié)整關(guān)系，因此對lnct， lngit， lngdpt， lnst四個變量進行格蘭杰因果關(guān)系檢驗，檢驗結(jié)果見表5，在10%顯著性水平上，收入差距對人均居民消費具有單向Granger影響；在15%顯著性水平上社會保障支出差距對人均居民消費具有單向Granger影響，國民總收入對人均居民消費無Granger影響。

（六）脈沖響應(yīng)函數(shù)

VECM模型得出的結(jié)果難以對估計系數(shù)進行解釋，因此本文根據(jù)脈沖響應(yīng)函數(shù)來得出結(jié)論。

近幾年的研究中一般不考慮變量排序問題，在此情況下可以得到廣義的脈沖響應(yīng)函數(shù)且能得到唯一脈沖響應(yīng)曲線。圖2是基于誤差修正模型的廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線，橫軸代表滯后階數(shù)，縱軸代表居民消費變量受各變量沖擊的響應(yīng)程度。由此可以看出，廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線平穩(wěn)的收斂于某一固定值。

根據(jù)圖2的廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線，在滯后1-10年的時期內(nèi)，人均消費水平在受到一個單位正向標準差的社會保障支出水平的沖擊后，沖擊效應(yīng)為正，社會保障支出的增加導(dǎo)致居民人均消費增加；在滯后1-10年的時期內(nèi)，人均消費水平在受到一個單位正向標準差的收入差距（基尼系數(shù)）的沖擊后，沖擊效應(yīng)為負，收入差距的拉大導(dǎo)致人均消費的減少。由于國民總收入對人均消費無Granger影響，并不需要給出人均消費水平受國民總收入沖擊的脈沖響應(yīng)函數(shù)。

（七）對實證結(jié)果的解釋

根據(jù)協(xié)整檢驗，人均消費、國民收入、收入差距、社會保障金支出等4個變量之間存在長期均衡的協(xié)整關(guān)系，說明國民收入、收入差距、社會保障金支出與人均消費之間存在長期相關(guān)關(guān)系。

進一步的因果關(guān)系檢驗結(jié)果顯示，收入差距、社會保障金支出對人均消費具有Granger影響，而國民收入對人均消費無Granger影響。廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)顯示，在滯后1-10年的時期內(nèi)，社會保障金支出的增加導(dǎo)致人均消費增加；收入差距的擴大導(dǎo)致人均消費減少。

從長期來看國民收入、社會保障金支出對居民的人均消費呈正相關(guān)的關(guān)系，其原因可能在于：根據(jù)庇古福利經(jīng)濟學(xué)理論，國民收入的總量越高，社會經(jīng)濟福利越大。國民收入總量是一個國家在一定時期內(nèi)創(chuàng)造的總財富，只有總財富增加居民才有可能分配更多的財富。因此國民收入的增加有利于居民財富的增加，進而增加消費和居民福利。社會保障作為收入再分配手段，可以調(diào)整收入分配。在社會主義初級階段實行按勞分配為主體，多種分配方式并存是社會主義初級階段的分配制度，資本、勞動力、土地、技術(shù)、信息等生產(chǎn)要素也參與收入分配，這必將會導(dǎo)致收入的差距。通過社會保障調(diào)節(jié)低收入者的收入，可以使低收入者擴大消費。收入差距（基尼系數(shù)）與居民人均消費之間呈負相關(guān)的關(guān)系其原因在于：由于存在邊際消費遞減的規(guī)律，當(dāng)收入差距過大時，高收入者占有大量的社會財富，但是其消費的增加卻很少，使人均消費降低。

結(jié)論與對策

從 lnct =-0.6559git + 0.4431gt + 0.3031st +C 結(jié)果中可以看出，經(jīng)濟增長和社會保障金的支出對居民消費支出有促進作用，經(jīng)濟增長和社會保障金的支出在收入差距不變情況下每增加一個百分點居民消費增加0.4431個百分點和0.3031個百分點。但是收入差距對居民消費存在嚴重的副作用，基尼系數(shù)每增加一個百分點居民消費降低0.6559個百分點。

收入差距擴大的副作用完全大于經(jīng)濟增長的促進作用，在我國經(jīng)濟快速增長的階段，如何縮小收入差距讓居民享受到經(jīng)濟增長的成果，擴大社會保障建設(shè)，增加社會保障的財政支出合理分配收入是一項必要的政策。

參考文獻：

1.黃金鋒.論社會保障的公平和效率關(guān)系—基于擴大消費促進經(jīng)濟發(fā)展的分析[J].東岳從輪，2012.10

2.李伯惟.論消費在經(jīng)濟發(fā)展中的重要性[J].財經(jīng)視點，2011.1

3.高文書.社會保障對收入分配差距的調(diào)節(jié)效應(yīng)—基于陜西省寶雞市住戶調(diào)查數(shù)據(jù)的實證研究[J].社會保障研究，2012.4

4.張翼.社會保障對中國城鄉(xiāng)收入差距影響的初步研究[J].經(jīng)濟與管理，2010.6

5.王小魯，樊綱.中國收入差距的走勢和影響因素分[J].經(jīng)濟研究，2005.10endprint

（二）單位根檢驗

時間序列通常是非平穩(wěn)的，非平穩(wěn)性的時間數(shù)列下可能會出現(xiàn)偽回歸，在做VEC模型之前需對其進行單位根檢驗。本文采用SIC（Schwarz Information Criterion）準則對變量數(shù)列進行ADF單位根檢驗，SIC值越小滯后階數(shù)越好。檢驗形式（C，T，L）中，C、T、L 分別代表常數(shù)項、時間趨勢項和滯后階數(shù)。根據(jù)表1檢驗結(jié)果知，lnct， lngit， lngt， lnst為一階單整序列，即均在5%的顯著水平下為平穩(wěn)序列。因此，可以利用 lngit， lngt， lnst序列探討其對lnct系列的影響。

（三） VEC模型協(xié)整檢驗

在無約束水平VAR模型下確定VEC協(xié)整階數(shù)L。首先，協(xié)整檢驗需要確定合理的協(xié)整滯后階數(shù)以保證協(xié)整關(guān)系統(tǒng)計上的可信度。確定水平VAR 模型的最佳滯后階數(shù)的方法是從一般再到特殊，從較大的滯后階數(shù)開始，通過對應(yīng)的LR 值、FPE 值、AIC 值、SC 值、HQ 值等來確定。并根據(jù)LR 值、FPE 值、AIC 值、SC 值、HQ 值等對兩個模型選擇最佳滯后階數(shù)均為L=1（見表2）。

協(xié)整向量個數(shù)r的檢驗。從表3我們看出在1%顯著水平上，軌跡統(tǒng)計值（33.14>27.5843）應(yīng)該拒絕沒有協(xié)整關(guān)系（r=0）原假設(shè)，接受存在一階協(xié)整關(guān)系；最大特征值統(tǒng)計量（14.2646>7.5811）也是拒絕（r=0）原假設(shè)接受r=1，即存在一階協(xié)整關(guān)系。說明lnct與 lngit， lngt， lnst之間存在一階協(xié)整關(guān)系

協(xié)整方程。標準化協(xié)整向量為

（1.0000，0.6559，-0.4432，-0.3031，C），對應(yīng)的協(xié)整方程（括號內(nèi)的數(shù)值為標準差）為：

lnCt=-0.6559lngit+0.4431lng+0.3031lnst

（0.0751） （0.0332） （0.0240）

+C （1）

協(xié)整方程的估計系數(shù)都通過顯著性檢驗。因此，1982-2011年，我國的人均消費、收入差距、國民收入、社保支出4個變量之間存在長期均衡的協(xié)整關(guān)系。根據(jù)協(xié)整方程（1），從長期來看，國民收入的增長、社會保障支出的增加與人均消費呈正相關(guān)關(guān)系，而收入差距（基尼系數(shù)）的增加與人均消費為負相關(guān)關(guān)系。

（四）誤差修正模型（VECM）及其診斷檢驗

本文主要檢驗居民消費和收入差距之間的關(guān)系，因此我們僅給出關(guān)于△lnct和△lngit的誤差修正模型，根據(jù)模型進行計算，估計結(jié)果見表4。

在得到誤差修正模型之后需要對模型進行穩(wěn)定性、自相關(guān)性、異方差性以及正態(tài)分布檢驗，然后再進行Granger因果關(guān)系檢驗和脈沖響應(yīng)函數(shù)分析。根據(jù)圖1VECM的模型設(shè)定的單位根都落在單位圓以內(nèi)，因此上述VECM模型的穩(wěn)定性檢驗通過，說明上述模型中的變量存在穩(wěn)定的線性關(guān)系。LM自相關(guān)檢驗結(jié)果為，LM1= 4.4116，P值=0.9980；LM2=8.8597，P值=0.9191，因此上述模型中不存在自相關(guān)性；采用White檢驗?zāi)Ｐ偷漠惙讲?，檢驗結(jié)果為χ2值=105.7352，P值=0.3282，故不存在異方差；聯(lián)合正態(tài)性檢驗結(jié)果顯示，Jarque-Bera值11.4112，P值=0.1795，符合正態(tài)分布。

根據(jù)上述穩(wěn)定性、自相關(guān)性、異方差性以及正態(tài)分布檢驗結(jié)果，可以肯定律VECM模型不存在設(shè)定偏差，穩(wěn)定性顯著。因此可以根據(jù)VECM模型進行因果關(guān)系和脈沖響應(yīng)分析。根據(jù)表4，關(guān)于△lnct的誤差修正模型的誤差修正項的估計系數(shù)顯著為負（-1.0718），調(diào)整方向符合誤差修正機制。

（五）Granger因果關(guān)系檢驗

根據(jù)VECM模型的結(jié)果lnct， lngit， lngdpt， lnst四個變量之間存在長期的協(xié)整關(guān)系，因此對lnct， lngit， lngdpt， lnst四個變量進行格蘭杰因果關(guān)系檢驗，檢驗結(jié)果見表5，在10%顯著性水平上，收入差距對人均居民消費具有單向Granger影響；在15%顯著性水平上社會保障支出差距對人均居民消費具有單向Granger影響，國民總收入對人均居民消費無Granger影響。

（六）脈沖響應(yīng)函數(shù)

VECM模型得出的結(jié)果難以對估計系數(shù)進行解釋，因此本文根據(jù)脈沖響應(yīng)函數(shù)來得出結(jié)論。

近幾年的研究中一般不考慮變量排序問題，在此情況下可以得到廣義的脈沖響應(yīng)函數(shù)且能得到唯一脈沖響應(yīng)曲線。圖2是基于誤差修正模型的廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線，橫軸代表滯后階數(shù)，縱軸代表居民消費變量受各變量沖擊的響應(yīng)程度。由此可以看出，廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線平穩(wěn)的收斂于某一固定值。

根據(jù)圖2的廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線，在滯后1-10年的時期內(nèi)，人均消費水平在受到一個單位正向標準差的社會保障支出水平的沖擊后，沖擊效應(yīng)為正，社會保障支出的增加導(dǎo)致居民人均消費增加；在滯后1-10年的時期內(nèi)，人均消費水平在受到一個單位正向標準差的收入差距（基尼系數(shù)）的沖擊后，沖擊效應(yīng)為負，收入差距的拉大導(dǎo)致人均消費的減少。由于國民總收入對人均消費無Granger影響，并不需要給出人均消費水平受國民總收入沖擊的脈沖響應(yīng)函數(shù)。

（七）對實證結(jié)果的解釋

根據(jù)協(xié)整檢驗，人均消費、國民收入、收入差距、社會保障金支出等4個變量之間存在長期均衡的協(xié)整關(guān)系，說明國民收入、收入差距、社會保障金支出與人均消費之間存在長期相關(guān)關(guān)系。

進一步的因果關(guān)系檢驗結(jié)果顯示，收入差距、社會保障金支出對人均消費具有Granger影響，而國民收入對人均消費無Granger影響。廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)顯示，在滯后1-10年的時期內(nèi)，社會保障金支出的增加導(dǎo)致人均消費增加；收入差距的擴大導(dǎo)致人均消費減少。

從長期來看國民收入、社會保障金支出對居民的人均消費呈正相關(guān)的關(guān)系，其原因可能在于：根據(jù)庇古福利經(jīng)濟學(xué)理論，國民收入的總量越高，社會經(jīng)濟福利越大。國民收入總量是一個國家在一定時期內(nèi)創(chuàng)造的總財富，只有總財富增加居民才有可能分配更多的財富。因此國民收入的增加有利于居民財富的增加，進而增加消費和居民福利。社會保障作為收入再分配手段，可以調(diào)整收入分配。在社會主義初級階段實行按勞分配為主體，多種分配方式并存是社會主義初級階段的分配制度，資本、勞動力、土地、技術(shù)、信息等生產(chǎn)要素也參與收入分配，這必將會導(dǎo)致收入的差距。通過社會保障調(diào)節(jié)低收入者的收入，可以使低收入者擴大消費。收入差距（基尼系數(shù)）與居民人均消費之間呈負相關(guān)的關(guān)系其原因在于：由于存在邊際消費遞減的規(guī)律，當(dāng)收入差距過大時，高收入者占有大量的社會財富，但是其消費的增加卻很少，使人均消費降低。

結(jié)論與對策

從 lnct =-0.6559git + 0.4431gt + 0.3031st +C 結(jié)果中可以看出，經(jīng)濟增長和社會保障金的支出對居民消費支出有促進作用，經(jīng)濟增長和社會保障金的支出在收入差距不變情況下每增加一個百分點居民消費增加0.4431個百分點和0.3031個百分點。但是收入差距對居民消費存在嚴重的副作用，基尼系數(shù)每增加一個百分點居民消費降低0.6559個百分點。

收入差距擴大的副作用完全大于經(jīng)濟增長的促進作用，在我國經(jīng)濟快速增長的階段，如何縮小收入差距讓居民享受到經(jīng)濟增長的成果，擴大社會保障建設(shè)，增加社會保障的財政支出合理分配收入是一項必要的政策。

參考文獻：

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3.高文書.社會保障對收入分配差距的調(diào)節(jié)效應(yīng)—基于陜西省寶雞市住戶調(diào)查數(shù)據(jù)的實證研究[J].社會保障研究，2012.4

4.張翼.社會保障對中國城鄉(xiāng)收入差距影響的初步研究[J].經(jīng)濟與管理，2010.6

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