基于省市面板數(shù)據(jù)的收入分配差距對(duì)居民消費(fèi)影響檢驗(yàn)

■ 朱勁松 副教授 杜 震（湖北工程學(xué)院經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院 湖北孝感 432000）

研究目的與理論基礎(chǔ)

本文研究目的在于分析收入分配差距對(duì)國(guó)民消費(fèi)的影響，其理論基礎(chǔ)為凱恩斯在《就業(yè)、利息和貨幣通論》（1936）一書(shū)中提出消費(fèi)理論：一是總消費(fèi)是總收入的函數(shù)，Ct=a+b*Yt（a為自發(fā)消費(fèi)，b為邊際消費(fèi)傾向）；二是存在邊際消費(fèi)傾向遞減規(guī)律，隨著收入的增加，邊際消費(fèi)傾向反而下降，凱恩斯認(rèn)為這是由人的謹(jǐn)慎、遠(yuǎn)慮、貪婪等本性所決定的。收入的不斷提高與邊際消費(fèi)傾向的遞減，二者共同作用下導(dǎo)致了有效消費(fèi)需求不足，進(jìn)而導(dǎo)致就業(yè)不足、收入降低，從而形成周期性的經(jīng)濟(jì)波動(dòng)。

經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)力除了消費(fèi)外，還有投資與出口，它們一起被稱為是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的“三駕馬車”。當(dāng)投資拉動(dòng)出現(xiàn)疲態(tài)后，政府開(kāi)始提出促進(jìn)“內(nèi)需”—即消費(fèi)，但如何促進(jìn)，政府并無(wú)立竿見(jiàn)影的良策。本文試圖通過(guò)減小收入分配差距入手，來(lái)提高內(nèi)需。

在居民總收入不變的情況下，內(nèi)部收入分配差距的擴(kuò)大，也會(huì)導(dǎo)致有效需求的下降，這是邊際消費(fèi)傾向遞減規(guī)律的一個(gè)推論。本文將通過(guò)各省市歷年的相關(guān)面板數(shù)據(jù)，來(lái)檢驗(yàn)這一推論；并通過(guò)深入挖掘數(shù)據(jù)中的信息，給出相應(yīng)的政策建議。

數(shù)據(jù)來(lái)源與模型設(shè)定

（一）數(shù)據(jù)、來(lái)源與計(jì)算方法

根據(jù)研究的目的，選取了三個(gè)數(shù)據(jù)：消費(fèi)，收入和采用基尼系數(shù)計(jì)算的收入差距，選擇用各省歷年的面板數(shù)據(jù)來(lái)做計(jì)量分析。

居民收入。分城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民分別統(tǒng)計(jì)。選取中國(guó)27個(gè)省市，在《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》上搜集1995-2012年共18年的數(shù)據(jù)。其中，城鎮(zhèn)居民采用“人均可支配收入”統(tǒng)計(jì)口徑，農(nóng)村居民采用“人均純收入”統(tǒng)計(jì)口徑。

居民消費(fèi)。分城鎮(zhèn)和農(nóng)村從歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》中搜集27 省市的近18年來(lái)的消費(fèi)數(shù)據(jù)。其中，城鎮(zhèn)居民采用“現(xiàn)金消費(fèi)”數(shù)據(jù)口徑，農(nóng)村居民采用“總消費(fèi)”數(shù)據(jù)口徑。

居民收入差距的基尼系數(shù)及計(jì)算方法。收入分配差距的基尼系數(shù)，在國(guó)家和地方年鑒上都沒(méi)有直接的數(shù)據(jù)，只能根據(jù)提供的相關(guān)數(shù)據(jù)—收入分組情況下的居民數(shù)量分布與收入分布來(lái)計(jì)算。筆者采用如下使用較廣泛的離散弓形面積法計(jì)算公式：

其中：P為總?cè)丝跀?shù)，W為總收入，Pi為第i組的人口數(shù)，Wi為累積到第i組的收入，n 為組數(shù)，G為收入差距的基尼系數(shù)。

該計(jì)算方法的優(yōu)點(diǎn)是不要求按人口數(shù)量等分分組，而各省市和國(guó)家的統(tǒng)計(jì)年鑒上大多數(shù)是不等分的；另外該方法也可以變通用到開(kāi)口統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)中。

由于分省的基尼系數(shù)計(jì)算需要?dú)v年各省市的年鑒，計(jì)算方法也十分的繁雜，因此本文采用了田衛(wèi)民（2012）搜集整理計(jì)算的我國(guó)27 省市從1995 到2010年共16年的分城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民的收入差距基尼系數(shù)；另外筆者再補(bǔ)充了2011和2012年各省的數(shù)據(jù)，相關(guān)資料均來(lái)源于中國(guó)知網(wǎng)（CNKI）“中國(guó)經(jīng)濟(jì)與社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)”中所收錄的各省市的統(tǒng)計(jì)年鑒，由于資料的缺失，某些省份有少量缺失值（有關(guān)詳細(xì)數(shù)據(jù)另附表，若需要可向筆者索?。?。

（二）模型設(shè)定

采用基尼系數(shù)來(lái)衡量收入差距狀況，取各變量的對(duì)數(shù)用線性回歸模型進(jìn)行擬合，回歸方程如下：

其中：C 代表消費(fèi)，I 代表收入，Gini代表基尼系數(shù)計(jì)算的收入差距，α為常數(shù)項(xiàng)，β1、β2為系數(shù)。解釋變量中加入I，一方面是因?yàn)槭杖肱c消費(fèi)之間有著非常直接的關(guān)聯(lián)，另一方面有效的規(guī)避了物價(jià)指數(shù)難以準(zhǔn)確獲得和地區(qū)性差異的問(wèn)題。

檢驗(yàn)分析

（一）各面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)

本文采用STATA11.0 進(jìn)行面板數(shù)據(jù)的回歸分析。下文中，cu、iu、gu分別代表城鎮(zhèn)的消費(fèi)、收入和收入分配基尼系數(shù)；cr、ir、gr分別代表農(nóng)村的消費(fèi)、收入和收入分配基尼系數(shù)。各變量描述性統(tǒng)計(jì)如表 1所示。

對(duì)以上數(shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理后，用LLC（Levin-Lin-Chu）法則對(duì)lncu、lniu、lncr、lnir 進(jìn)行面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)（由于LLC 法則只能對(duì)平衡面板數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)，而gr、gu為非平衡面板數(shù)據(jù)，故無(wú)法進(jìn)行單位根檢驗(yàn)），并加上時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)，結(jié)果顯示lncu、lniu、lncr均沒(méi)有單位根，但都有時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)；lnir 有近80%的可能性有單位根和時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)。

表1 城鄉(xiāng)居民消費(fèi)、收入、收入差距變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

表2 lncu、lniu、lngu 隨機(jī)效應(yīng)模型擬合結(jié)果

表3 lncr、lnir、lngr 固定效應(yīng)模型擬合結(jié)果

表4 lncu、lniu、lngu 控制組內(nèi)自相關(guān)、組間異方差下的FGLS 回歸

由于lncu、lniu 是同階單整I（0），對(duì)lncu、lniu、lngu 做xtwest 協(xié)整檢驗(yàn)，滯后階數(shù)為1，結(jié)果顯示三者存在協(xié)整關(guān)系。同樣對(duì)lncr、lnir、lngr 做協(xié)整檢驗(yàn)，由于天津農(nóng)村收入差距基尼系數(shù)缺失值較多，只能做滯后階數(shù)為0 的檢驗(yàn)，結(jié)果同樣可以判斷三者之間是存在協(xié)整關(guān)系的。

（二）面板數(shù)據(jù)隨機(jī)效應(yīng)模型與固定效應(yīng)模型的確定

各省市城鎮(zhèn)居民消費(fèi)-收入差距模型的確定。首先以lncu為被解釋變量，lniu、lngu為解釋變量，分別進(jìn)行面板數(shù)據(jù)的隨機(jī)效應(yīng)模型和固定效應(yīng)模型擬合，將其結(jié)果進(jìn)行Haufman檢驗(yàn)，以判斷不同截面之間的個(gè)體效應(yīng)是否顯著不同，結(jié)果顯示有17%的可能性接受原假設(shè)，即不存在有區(qū)別的個(gè)體效應(yīng)。因此最后決定采用隨機(jī)效應(yīng)模型對(duì)城鎮(zhèn)的消費(fèi)模型進(jìn)行回歸擬合，結(jié)果如表 2所示。

各省市農(nóng)村居民消費(fèi)-收入差距模型的確定。同上，以lncr為被解釋變量，lnir、lngr為解釋變量，進(jìn)行面板數(shù)據(jù)的隨機(jī)效應(yīng)模型和固定效應(yīng)模型擬合，然后進(jìn)行Haufman檢驗(yàn)，結(jié)果顯示在1%顯著性水平下拒絕原假設(shè)，因此各省市農(nóng)村的消費(fèi)-收入-基尼系數(shù)模型的個(gè)體效應(yīng)之間的區(qū)別是顯著的，故選擇固定效應(yīng)模型，結(jié)果如表 3所示。

下面繼續(xù)對(duì)城鎮(zhèn)的隨機(jī)效應(yīng)模型與農(nóng)村的固定效應(yīng)模型進(jìn)行自相關(guān)、異方差檢驗(yàn)并修正。

（三）面板數(shù)據(jù)模型的自相關(guān)、異方差檢驗(yàn)與修正

對(duì)城鎮(zhèn)消費(fèi)-收入-基尼系數(shù)隨機(jī)效應(yīng)模型殘差自相關(guān)性、異方差的檢驗(yàn)與修正。首先進(jìn)行組內(nèi)的自相關(guān)性檢驗(yàn)，P值為0，可見(jiàn)組內(nèi)自相關(guān)性是非常顯著的。另外，由于是非平衡面板數(shù)據(jù)，且N大于T，采用Pesaran 組間自相關(guān)檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)P 值趨于0，即存在明顯的組間自相關(guān)；此外，進(jìn)行組間的異方差檢驗(yàn)，P值也趨于0。

對(duì)于以上問(wèn)題，采用FGLS方法對(duì)組間異方差、組內(nèi)自相關(guān)性進(jìn)行控制，最后擬合結(jié)果如表 4 所示。從結(jié)果上來(lái)看，lniu、lngu的系數(shù)值相比之前未控制異方差、自相關(guān)情況下均有所降低，但各回歸參數(shù)仍是顯著的。

對(duì)農(nóng)村消費(fèi)-收入-基尼系數(shù)固定效應(yīng)模型殘差異方差、自相關(guān)性的檢驗(yàn)與修正。同樣采用Pesaran組間自相關(guān)檢驗(yàn)，P值趨于0；然后進(jìn)行組內(nèi)自相關(guān)檢驗(yàn)，P值也趨于0，說(shuō)明該固定效應(yīng)模型存在明顯的組間與組內(nèi)自相關(guān)；進(jìn)行組間異方差檢驗(yàn)，P值趨于0，故存在顯著的組間異方差。

對(duì)于存在異方差與自相關(guān)問(wèn)題的固定效應(yīng)模型，可以采取Driscoll-Kraay 標(biāo)準(zhǔn)誤對(duì)該固定效應(yīng)模型進(jìn)行修正，可同時(shí)解決異方差與自相關(guān)問(wèn)題，選擇最大滯后階數(shù)為1階，回歸結(jié)果和表 4相比，各變量回歸系數(shù)不變，而各系數(shù)P值雖然有所提高，但仍都在1%以下，因此原固定效應(yīng)模型是可以接受的（表格數(shù)據(jù)略，結(jié)論供參考）。

另外，為了反映各個(gè)省市收入及收入差距對(duì)消費(fèi)個(gè)體效應(yīng)的不同（截距項(xiàng)的不同），采用加入了各截面虛擬變量的GLS回歸方法，同時(shí)控制組間異方差與組內(nèi)自相關(guān)，結(jié)果顯示lnir、lngr 系數(shù)都是顯著的，對(duì)lncr的影響力相比之前的固定效應(yīng)模型有所降低（分別為0.9659722和-0.0748467）；27個(gè)省市的虛擬變量回歸系數(shù)的P值在1%以內(nèi)的13個(gè)省市，在5%以內(nèi)的有15個(gè)（超過(guò)了半數(shù)），可見(jiàn)個(gè)體效應(yīng)是比較顯著的。

結(jié)論

（一）數(shù)據(jù)分析結(jié)果的解釋

農(nóng)村消費(fèi)具有更強(qiáng)的地域特征。模型擬合的結(jié)果顯示城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)-收入-收入差距模型是隨機(jī)效應(yīng)，即各個(gè)省個(gè)體效應(yīng)的區(qū)別不明顯；而農(nóng)村居民的消費(fèi)模型的個(gè)體效應(yīng)區(qū)別較明顯，其現(xiàn)實(shí)含義為不同省份的農(nóng)民消費(fèi)習(xí)慣會(huì)有所差別。對(duì)于這一數(shù)據(jù)分析結(jié)果的解釋，可能是因?yàn)檗r(nóng)村地區(qū)具有地方特色的傳統(tǒng)文化相對(duì)城鎮(zhèn)來(lái)說(shuō)保留的更多一些，不同省市間的差異也更大一些，而不同的文化與習(xí)俗造就了不同的消費(fèi)習(xí)慣，從而導(dǎo)致了各地域個(gè)體特征的顯著性。相比之下，城鎮(zhèn)居民利用現(xiàn)代信息網(wǎng)絡(luò)技術(shù)在文化上的交流與溝通更廣泛，從而在文化習(xí)俗上的融合要更深入一些，這導(dǎo)致了城鎮(zhèn)居民消費(fèi)習(xí)慣在地域特征上的不明顯。

收入、收入差距對(duì)消費(fèi)的具體影響。無(wú)論是城鎮(zhèn)居民還農(nóng)村居民，收入對(duì)消費(fèi)的影響是正的，基尼系數(shù)對(duì)消費(fèi)的影響是負(fù)的，這與一般常識(shí)、經(jīng)濟(jì)學(xué)理論是相符的。

關(guān)于收入對(duì)消費(fèi)的影響，居民收入lni（lniu 和lnir）每增加1%，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)lncu 增加0.9164%，農(nóng)民居民消費(fèi)lncr則增加0.9958%。lnir的系數(shù)要大于lniu的系數(shù)，說(shuō)明農(nóng)村居民平均消費(fèi)傾向要高于城鎮(zhèn)居民，根據(jù)朱國(guó)林（2002）的結(jié)論可以推斷：相對(duì)城鎮(zhèn)居民來(lái)說(shuō)，有更多的農(nóng)民收入水平處于滿足基本消費(fèi)的收入水平Y(jié)0與保證預(yù)防性儲(chǔ)蓄的收入Y*之間，農(nóng)民收入的整體水平低于城鎮(zhèn)居民。

收入差距的基尼系數(shù)對(duì)消費(fèi)的影響，lngu和lngr每增加1%，lncu會(huì)減少0.075%，而lncr則減少0.112%。收入差距對(duì)消費(fèi)的影響，在農(nóng)村比城鎮(zhèn)要大得多。

另外，農(nóng)村消費(fèi)模型的截距為負(fù)數(shù)，城鎮(zhèn)的為正數(shù)，說(shuō)明城鎮(zhèn)居民的初始消費(fèi)水平要大于農(nóng)村居民。但是，隨著收入的增加、基尼系數(shù)的減少，農(nóng)村居民的消費(fèi)增長(zhǎng)速度遠(yuǎn)高于城鎮(zhèn)居民。

（二）建議

在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)乏力、居民收入增長(zhǎng)緩慢的情況下，要想從總量上擴(kuò)大內(nèi)需、增加居民消費(fèi)，應(yīng)該減少收入差距，其中更有效的方式是減小農(nóng)村居民的收入差距。其宏觀經(jīng)濟(jì)政策應(yīng)該是加強(qiáng)對(duì)低收入群體的轉(zhuǎn)移支付，尤其是農(nóng)村低收入群體的補(bǔ)貼；調(diào)整稅制結(jié)構(gòu)，在進(jìn)一步提高所得稅率累進(jìn)性的同時(shí)降低間接稅率（流轉(zhuǎn)稅、增值稅等），這樣對(duì)改善收入分配的效果更好（徐建煒，2013）；進(jìn)一步加大公共產(chǎn)品的供給，如義務(wù)教育、城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保障等，這些政策都非常有利于增加低收入群體的實(shí)際收入水平。另外，在投資拉動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響有限的情況下，政府應(yīng)該轉(zhuǎn)變“花錢”的方式，從補(bǔ)供方轉(zhuǎn)變?yōu)檠a(bǔ)需方，將這些資金交給城鄉(xiāng)居民，由他們決定消費(fèi)什么和消費(fèi)多少，這在我國(guó)目前產(chǎn)能過(guò)剩、面臨經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的背景下，是一個(gè)較好的政策取向；同時(shí)補(bǔ)需方相比于補(bǔ)供方，其補(bǔ)貼會(huì)更多的落實(shí)到低收入群體，從而有助于降低收入差距、擴(kuò)大消費(fèi)。

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