分項(xiàng)收入差距影響消費(fèi)的實(shí)證研究

張慧芳++朱雅玲

摘 要：收入差距過(guò)大降低平均消費(fèi)傾向，導(dǎo)致消費(fèi)不足、阻滯經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)已成理論共識(shí)。但基于收入來(lái)源的分項(xiàng)收入差距是否以及如何影響消費(fèi)，則是尚待研究的理論和政策問(wèn)題。通過(guò)實(shí)證研究2000～2013年我國(guó)城鄉(xiāng)居民分項(xiàng)收入差距及對(duì)消費(fèi)的具體影響。結(jié)果顯示，轉(zhuǎn)移性、工資性、財(cái)產(chǎn)性收入差距每擴(kuò)大1個(gè)單位，最終消費(fèi)率分別降低37.73、6.67、2.39個(gè)百分點(diǎn)；而經(jīng)營(yíng)性收入差距與最終消費(fèi)率呈不顯著的正向關(guān)系。藉此，根據(jù)分項(xiàng)收入的性質(zhì)，針對(duì)性地提出了縮小轉(zhuǎn)移性、工資性、財(cái)產(chǎn)性收入差距，調(diào)整經(jīng)營(yíng)性收入差距，切實(shí)擴(kuò)大消費(fèi)需求的對(duì)策建議。

關(guān)鍵詞：分項(xiàng)收入差距；消費(fèi)率；消費(fèi)主導(dǎo)

作者簡(jiǎn)介：張慧芳，西安交通大學(xué)經(jīng)濟(jì)與金融學(xué)院副教授，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，博士生導(dǎo)師（陜西 西安 710061）

朱雅玲，西安交通大學(xué)經(jīng)濟(jì)與金融學(xué)院博士生（陜西 西安 710061）

收入與消費(fèi)緊密相關(guān)是理論和實(shí)踐共識(shí)，經(jīng)典的主流消費(fèi)理論大多將消費(fèi)者視為無(wú)差異群體來(lái)分析收入與消費(fèi)之間的關(guān)系，其研究雖然給有關(guān)分析帶來(lái)了極大支撐，但卻與客觀現(xiàn)實(shí)不甚符合。實(shí)際生活中，收入差距作為一種客觀存在，不僅直接導(dǎo)致消費(fèi)低迷，而且會(huì)引發(fā)經(jīng)濟(jì)危機(jī)。印裔經(jīng)濟(jì)學(xué)家萊維·巴特拉（Ravi Batra，1988）{1}和美國(guó)一些“結(jié)構(gòu)派”（Structuralist）學(xué)者將大蕭條歸因于分配越來(lái)越不平等，主要是由于1922～1929年，美國(guó)1%的家庭擁有的國(guó)民財(cái)富從31.6%上升到36.3%。不僅收入差距，而且不同收入來(lái)源也影響消費(fèi)。由于不同來(lái)源收入性質(zhì)不同，其差距對(duì)于消費(fèi)的影響也不盡一致。因此，從理論和實(shí)證上研究分項(xiàng)收入差距對(duì)消費(fèi)的影響具有重要現(xiàn)實(shí)意義和政策價(jià)值。

一、文獻(xiàn)回顧與思考

收入是影響消費(fèi)的最主要因素，經(jīng)典專(zhuān)家對(duì)此作了多角度的研究。凱恩斯（1936）最早將收入引入消費(fèi)函數(shù)，提出總消費(fèi)是總收入的函數(shù)的絕對(duì)收入理論{2}（Absolute Income Hypothesis，AIH）；杜森貝里（1949）則提出了個(gè)人效用（消費(fèi)）僅僅是其相對(duì)收入的函數(shù)的相對(duì)收入假說(shuō){3}（Relative Income Hypothesis，RIH），消費(fèi)者的消費(fèi)一方面受相關(guān)群體的消費(fèi)和收入的影響，具有“示范效應(yīng)”或“攀附效應(yīng)”；另一方面，消費(fèi)者的現(xiàn)期消費(fèi)受自己目前和過(guò)去的收入和消費(fèi)水平的影響，具有“不可逆性”或“棘輪效應(yīng)”{4}；弗里德曼（1957）的持久收入假說(shuō){5}則認(rèn)為現(xiàn)實(shí)的消費(fèi)不受意外的收入或損失的影響，具有穩(wěn)定性，家庭的恒常消費(fèi)取決于恒常收入；莫迪利安尼以消費(fèi)者行為理論為基礎(chǔ)提出了生命周期假說(shuō){6}{7}（Life Cycle Hypothesis，LCH），該假說(shuō)認(rèn)為理性的消費(fèi)者總是以效用最大化來(lái)安排其收入和消費(fèi)，使一生中的收入與消費(fèi)相等；阿瑟·斯密塞斯（A.Smithies，1950）短期消費(fèi)函數(shù)或決定收入假說(shuō){8}認(rèn)為短期邊際消費(fèi)傾向是遞減的，但長(zhǎng)期由于收入以外各種因素的影響，人們的消費(fèi)支出增加，使消費(fèi)曲線隨時(shí)間延長(zhǎng)而逐漸上移；庫(kù)茲涅茨的長(zhǎng)期消費(fèi)函數(shù){9}（Kuznets Long Run Consumption Function）表明邊際消費(fèi)傾向在長(zhǎng)期中并不隨著收入的增加而遞減，即在長(zhǎng)期消費(fèi)函數(shù)中，消費(fèi)為收入的一個(gè)固定比率，平均消費(fèi)傾向并非呈遞減趨勢(shì)，而是相當(dāng)穩(wěn)定；霍爾（R.E.Hall）的理性預(yù)期假說(shuō){10}，采用隨機(jī)游走方法提出了適應(yīng)預(yù)期消費(fèi)函數(shù)。經(jīng)典學(xué)者的共同之處是利用收入工具來(lái)解釋消費(fèi)變化，為研究收入和消費(fèi)間關(guān)系做出了巨大貢獻(xiàn)。

在居民財(cái)富大幅提升的同時(shí)，收入差距及其對(duì)消費(fèi)的影響也越來(lái)越大。所以收入差距對(duì)消費(fèi)的影響吸引了很多學(xué)者的研究興趣。西蒙·庫(kù)茲涅茨（1942）通過(guò)對(duì)1869～1938年美國(guó)居民收入和消費(fèi)數(shù)據(jù)的研究，得出邊際消費(fèi)傾向與收入成反比的結(jié)論；Khan（1987）{11}對(duì)20個(gè)發(fā)展中國(guó)家的研究，Heerink和Folmer（1994）{12}通過(guò)對(duì)54個(gè)國(guó)家的研究發(fā)現(xiàn)，相對(duì)平均的收入分配會(huì)產(chǎn)生較高的消費(fèi)需求；Chakrabarty、Schmalenbach和Racine （2006）{13}基于非參數(shù)估計(jì)方法，運(yùn)用英國(guó)家庭收入與消費(fèi)支出的數(shù)據(jù)，也表明了收入差距的縮小顯著影響總消費(fèi)。Ximing Wu和Jeffrey M. Perloff（2004）{14}利用1985～2001年統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，研究中國(guó)城鄉(xiāng)收入和地區(qū)間不斷擴(kuò)大的收入差距均造成消費(fèi)的不均衡。

國(guó)內(nèi)多數(shù)學(xué)者都認(rèn)同收入差距影響消費(fèi)需求的觀點(diǎn)，并從理論和實(shí)證上都對(duì)其加以證明。劉文斌（2000）{15}、李軍（2003）{16}、苑小豐和范輝（2010）{17}、聶壘壘（2014）{18}等從理論上探討了收入差距對(duì)消費(fèi)總量及其變動(dòng)的影響，認(rèn)為收入差距擴(kuò)大是居民消費(fèi)需求不振的重要原因；臧旭恒和張繼海（2005）{19}、陳樂(lè)（2007）{20}、陳斌開(kāi)（2012）{21}等實(shí)證研究了收入分配對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的影響，結(jié)果表明收入差距對(duì)總消費(fèi)產(chǎn)生顯著的負(fù)向作用，城鄉(xiāng)收入差距每擴(kuò)大1單位，居民消費(fèi)率將下降6.5%。陳樂(lè)精確計(jì)算出高收入階層占城鎮(zhèn)居民總收入的比重每上升1個(gè)百分點(diǎn)，平均消費(fèi)傾向就下降2.36個(gè)百分點(diǎn)，基尼系數(shù)每上升1個(gè)百分點(diǎn)，平均消費(fèi)傾向就下降0.23個(gè)百分點(diǎn)。

經(jīng)驗(yàn)事實(shí)表明，收入差距的馬太效應(yīng)加劇了窮者“有心無(wú)力”、富者“有力無(wú)心”的消費(fèi)現(xiàn)象，最終導(dǎo)致居民消費(fèi)傾向總體降低，消費(fèi)下滑，有效需求不足。

以上研究不乏真知灼見(jiàn)，也豐富和發(fā)展了消費(fèi)經(jīng)濟(jì)學(xué)的理論和實(shí)踐。但目前國(guó)外經(jīng)典消費(fèi)函數(shù)理論多集中于探討收入與消費(fèi)之間關(guān)系的研究，收入差距對(duì)消費(fèi)影響的文獻(xiàn)并不多見(jiàn)。國(guó)內(nèi)學(xué)者關(guān)于收入差距對(duì)消費(fèi)影響的研究，多集中于城鄉(xiāng)之間、地區(qū)之間、階層之間等二元視角，曾國(guó)安（2008）{22}、賴(lài)文燕（2010）{23}、范從來(lái)（2011）{24}等雖然研究了工資性、轉(zhuǎn)移性、財(cái)產(chǎn)性和經(jīng)營(yíng)性等分項(xiàng)收入的不平等效應(yīng)，為優(yōu)化收入結(jié)構(gòu)提供了理論支撐。但進(jìn)一步根據(jù)不同來(lái)源研究分項(xiàng)收入差距的消費(fèi)影響效應(yīng)僅有鞏師恩、范從來(lái)（2012）等人{(lán)25}。事實(shí)上，不同來(lái)源的收入差距對(duì)消費(fèi)的影響差異較大，但目前理論研究卻較少。藉此，本文實(shí)證研究了工資性、轉(zhuǎn)移性、財(cái)產(chǎn)性和經(jīng)營(yíng)性四個(gè)分項(xiàng)收入差距對(duì)消費(fèi)的具體影響，以期從優(yōu)化收入來(lái)源結(jié)構(gòu)視域?yàn)楦玫卮龠M(jìn)消費(fèi)提供政策建議。

二、中國(guó)居民收入差距與最終消費(fèi)率的經(jīng)驗(yàn)分析

我國(guó)居民的收入來(lái)源結(jié)構(gòu)分為工資性收入、經(jīng)營(yíng)性收入、財(cái)產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入四種。相應(yīng)地，城鄉(xiāng)居民收入差距也可分為工資性收入差距、經(jīng)營(yíng)性收入差距、財(cái)產(chǎn)性收入差距和轉(zhuǎn)移性收入差距。

1. 城鄉(xiāng)收入差距與最終消費(fèi)率

根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)，我國(guó)城鄉(xiāng)居民收入差距、收入比、消費(fèi)差距均呈上升趨勢(shì)，最終消費(fèi)率則緩慢下降（圖1）。1978～2013年城鄉(xiāng)居民收入差距由209.8元上升到18 059元，收入比由2.57曲線上升到3.03，消費(fèi)差距由199.14元提高到11 397元。而同期最終消費(fèi)率由62.1%下降到49.8%。分階段看，1978～1984年城鄉(xiāng)收入差距縮小，城鄉(xiāng)收入比呈下降之勢(shì)，對(duì)應(yīng)的，最終消費(fèi)率則呈緩慢上升之勢(shì)；20世紀(jì)80年代中期開(kāi)始，隨著城鄉(xiāng)收入差距拉大、收入比上升，消費(fèi)率逐漸下降；新世紀(jì)開(kāi)始，城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大而最終消費(fèi)率降低形勢(shì)日益嚴(yán)峻，2009年城鄉(xiāng)收入比達(dá)到3.33歷史峰值，最終消費(fèi)率則在2009、2010達(dá)到48.5%、48.2%的歷史低谷，2011年至今，城鄉(xiāng)收入差距緩慢縮小，最終消費(fèi)率則逐漸有所提升。經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)曲線與臧旭恒、張繼海（2005）、陳斌開(kāi)（2012）等理論研究相吻合，即城鄉(xiāng)收入差距與最終消費(fèi)率呈負(fù)相關(guān)，城鄉(xiāng)收入差距小，最終消費(fèi)率高；反之則低。其政策含義是提高最終消費(fèi)率必須縮小城鄉(xiāng)差距。

2. 分項(xiàng)收入差距與最終消費(fèi)率

城鄉(xiāng)分項(xiàng)收入差距由大到小分別是轉(zhuǎn)移性收入、工資性收入、財(cái)產(chǎn)性收入和經(jīng)營(yíng)性收入（圖2）。其中轉(zhuǎn)移性收入差距2003年后大幅縮小，工資性收入差距近幾年也有縮小趨勢(shì)；而財(cái)產(chǎn)性收入差距、經(jīng)營(yíng)性收入差距卻有緩慢擴(kuò)大趨勢(shì)。不同于總體收入差距與消費(fèi)率的負(fù)向關(guān)系，各分項(xiàng)收入差距與最終消費(fèi)率并未呈現(xiàn)明顯的正向或反向關(guān)系，因此需要做進(jìn)一步的實(shí)證檢驗(yàn)和判斷。

三、分項(xiàng)收入差距對(duì)消費(fèi)影響的實(shí)證檢驗(yàn)

1. 變量選取與模型設(shè)定

（1）被解釋變量：最終消費(fèi)率（CONSUME），采用消費(fèi)支出占全國(guó)GDP比重予以衡量。

（2）解釋變量：

1）城鄉(xiāng)收入差距（GAP），采用國(guó)內(nèi)外學(xué)者常用的城鄉(xiāng)居民收入比衡量，即城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農(nóng)村居民人均純收入之比（Li，S.，2010{26}；陸銘、陳釗，2004{27}；遲巍、蔡許許，2012{28}）。

2）城鄉(xiāng)居民工資性收入差距（GAPR1），采用城鎮(zhèn)居民人均工資性收入與農(nóng)村居民人均工資性收入之比衡量。

3）城鄉(xiāng)居民經(jīng)營(yíng)性收入差距（GAPR2），即為城鎮(zhèn)居民人均家庭經(jīng)營(yíng)性收入與農(nóng)村居民人均家庭經(jīng)營(yíng)性收入之比。

4）城鄉(xiāng)居民財(cái)產(chǎn)性收入差距（GAPR3），采用城鎮(zhèn)居民人均財(cái)產(chǎn)性收入與農(nóng)村居民人均財(cái)產(chǎn)性收入之比衡量。

5）城鄉(xiāng)居民轉(zhuǎn)移性收入差距（GAPR4），即為城鎮(zhèn)居民人均轉(zhuǎn)移性收入與農(nóng)村居民人均轉(zhuǎn)移性收入之比。

基于上述變量，我們建立如下時(shí)間序列模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)：

CONSUMEt=？茁0+？茁1GAPt+？滋t（1）

CONSUMEt=？茁0+？茁1GAPR1t++？茁2GAPR2t+？茁3GAPR3t+？茁4GAPR4t+？滋t（2）

模型（1）用于分析城鄉(xiāng)居民總體收入差距與消費(fèi)的關(guān)系，檢驗(yàn)最終消費(fèi)支出與城鄉(xiāng)收入差距關(guān)系是否與多數(shù)學(xué)者得出的結(jié)論以及現(xiàn)實(shí)數(shù)據(jù)表現(xiàn)出的負(fù)向關(guān)系一致。模型（2）用于考察城鄉(xiāng)分項(xiàng)收入差距與最終消費(fèi)率之間的關(guān)系，期望能夠得到各分項(xiàng)收入差距與消費(fèi)間更清晰的關(guān)系。

在綜合考慮數(shù)據(jù)的真實(shí)性、可得性和科學(xué)性的基礎(chǔ)上，我們主要選取2000～2013各年最終消費(fèi)率、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、農(nóng)村居民人均純收入以及相關(guān)的分項(xiàng)收入，根據(jù)相關(guān)公式計(jì)算實(shí)證所需變量，文章數(shù)據(jù)均來(lái)自國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站，主要利用Eviews軟件進(jìn)行實(shí)證。

2. 實(shí)證結(jié)果分析

（1）平穩(wěn)性檢驗(yàn)

由于時(shí)間序列的協(xié)整分析要求檢驗(yàn)變量的平穩(wěn)性，因此我們先對(duì)最終消費(fèi)率、城鄉(xiāng)居民總體收入差距和分項(xiàng)收入差距進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表1。

從表1中可以發(fā)現(xiàn)，最終消費(fèi)率、城鄉(xiāng)居民總體收入差距、工資性收入差距、經(jīng)營(yíng)性收入差距、財(cái)產(chǎn)性收入差距和轉(zhuǎn)移性收入差距數(shù)據(jù)序列都是不平穩(wěn)的，但他們的一階差分均在不同的顯著水平下平穩(wěn)，即？駐CONSUME～I(xiàn)（1），？駐GAP～I(xiàn)（1），？駐GAPR1～I(xiàn)（1），？駐GAPR2～I(xiàn)（1），？駐GAPR3～I(xiàn)（1），？駐GAPR4～I(xiàn)（1），符合協(xié)整檢驗(yàn)對(duì)變量的同階單整要求，因此可對(duì)上述變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

（2）協(xié)整檢驗(yàn)

通過(guò)單位根檢驗(yàn)，解釋變量與被解釋變量存在同階單整關(guān)系，變量之間可能存在協(xié)整關(guān)系，因此我們主要通過(guò)AEG檢驗(yàn){29}，即基于回歸殘差進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

1）對(duì)消費(fèi)率和城鄉(xiāng)居民總體收入差距建立回歸方程，估計(jì)后得到：

CONSUMEt=122.60-22.05GAPt

（6.003 3） （-3.413 2）

R2=0.816 7 F=129.649 9 D.W.=1.93

回歸結(jié)果表明，可決系數(shù)0.817 6，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)值129.649 9均表明模型整體擬合良好，D.W.值位于2附近，說(shuō)明變量不存在自相關(guān)。而常數(shù)項(xiàng)和系數(shù)的t統(tǒng)計(jì)值均大于臨界值，說(shuō)明變量顯著，即城鄉(xiāng)居民收入差距每擴(kuò)大1個(gè)單位，將導(dǎo)致消費(fèi)率降低約22個(gè)百分點(diǎn)。對(duì)上式殘值進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，結(jié)果見(jiàn)表2。

檢驗(yàn)結(jié)果顯示，殘差序列在1%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，為平穩(wěn)序列，說(shuō)明2000～2013年消費(fèi)率和城鄉(xiāng)居民收入差距間存在協(xié)整關(guān)系，協(xié)整向量為（1，22.05）。

2）對(duì)消費(fèi)率和城鄉(xiāng)居民分項(xiàng)收入差距建立回歸方程，估計(jì)后得到：

CONSUMEt=114.96-6.67GAPR1t+0.125GAPR2t-2.39GAPR3t-37.73GAPR4t

（5.090 8） （-4.640 7） （0.216 2） （-0.833 4） （-3.457 8）

R2=0.948 5 F=41.480 5 D.W.=1.82

估計(jì)后的結(jié)果表明，回歸方程擬合優(yōu)度較高，方程整體顯著，D.W.值接近于2說(shuō)明變量不存在自相關(guān)。從變量顯著性看，只有工資性收入差距和轉(zhuǎn)移性收入差距前系數(shù)t檢驗(yàn)值大于臨界值，系數(shù)顯著。而經(jīng)營(yíng)性收入差距和財(cái)產(chǎn)性收入差距對(duì)最終消費(fèi)率的影響并不顯著。

對(duì)殘差序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，結(jié)果見(jiàn)表3。

上述檢驗(yàn)結(jié)果顯示，殘差序列在1%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，為平穩(wěn)序列，說(shuō)明2000～2013年消費(fèi)率和城鄉(xiāng)居民分項(xiàng)收入差距間存在協(xié)整關(guān)系，協(xié)整向量為（1，6.67，-0.125，2.39，37.73）。

（3）誤差修正模型

協(xié)整結(jié)果表明最終消費(fèi)率與城鎮(zhèn)居民收入差距、城鎮(zhèn)居民分項(xiàng)收入差距之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。盡管如此，消費(fèi)者并不能預(yù)期未來(lái)收入能夠增加多少，而是根據(jù)短期收入變化向長(zhǎng)期均衡的消費(fèi)量調(diào)整。因此，我們采用VEC模型考慮居民收入差距與消費(fèi)之間長(zhǎng)期的靜態(tài)均衡和短期的非均衡向長(zhǎng)期均衡調(diào)整的動(dòng)態(tài)過(guò)程。

協(xié)整檢驗(yàn)部分已對(duì)殘差序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，方程1和方程2的殘差序列均為平穩(wěn)序列。因此，分別將其作為誤差修正項(xiàng)建立誤差修正模型。

1）建立最終消費(fèi)率與城鄉(xiāng)居民總體收入差距的誤差修正模型

？駐CONSUMEt=？茁0+？琢ecmt-1+？茁1？駐GAPt+？著t

估計(jì)得到

？駐CONSUMEt=-0.79-0.30ecmt-1-1.70？駐GAPt+？著t

（-6.494 1）（-6.424 5）（-2.007 4）

R2=0.883 9 F=38.074 7 D.W.=1.67

方程可決系數(shù)為0.883 9，F(xiàn)值為38.074 7，模型整體擬合效果良好，變量？駐GAPt和誤差修正項(xiàng)ecmt-1的t統(tǒng)計(jì)量分別為-6.426 5和-2.007 1，均通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。其中誤差修正項(xiàng)的系數(shù)為負(fù)，符合反向修正機(jī)制。估計(jì)出的誤差修正模型表明，從短期看，我國(guó)城鄉(xiāng)收入差距每擴(kuò)大1個(gè)單位，將導(dǎo)致社會(huì)消費(fèi)率降低1.7個(gè)百分點(diǎn)。誤差修正系數(shù)-0.30，說(shuō)明當(dāng)短期波動(dòng)偏離長(zhǎng)期均衡時(shí)，將以0.30的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回至均衡狀態(tài)。

2）建立最終消費(fèi)率與城鄉(xiāng)居民分項(xiàng)收入差距的誤差修正模型，VEC模型的滯后階數(shù)確定為1。

CONSUMEt=？琢ecmt-1+？茁1GAPR1t-1+？茁2GAPR2t-1+？茁3GAPR3t-1+？茁4GAPR4t-1+？著t

估計(jì)得到

？駐CONSUMEt=-0.74ecmt-1-4.85GAPR1t-1+0.14GAPR2t-1-2.78GAPR3t-1-26.42GAPR4t-1

（-2.073 2） （-2.700 5） （0.376 8） （-1.532 4） （-2.784 9）

在上述VEC模型中，消費(fèi)率的變動(dòng)一是由各分項(xiàng)收入差距的短期波動(dòng)引起，二是由偏離長(zhǎng)期均衡時(shí)的回調(diào)引起。模型中誤差修正系數(shù)為-0.74，符合反向修正機(jī)制，說(shuō)明當(dāng)最終消費(fèi)率偏離長(zhǎng)期均衡狀態(tài)時(shí)，將以0.74的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回至均衡狀態(tài)。

（4）協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果分析

1）城鄉(xiāng)居民總體收入差距與最終消費(fèi)率之間存在顯著的負(fù)向關(guān)系，城鄉(xiāng)居民收入差距每擴(kuò)大1個(gè)單位，將導(dǎo)致消費(fèi)率降低約22個(gè)百分點(diǎn)。這與凱恩斯的邊際消費(fèi)傾向理論以及多數(shù)學(xué)者的研究結(jié)論一致，即富人的邊際消費(fèi)傾向低，而窮人的邊際消費(fèi)傾向高，收入差距擴(kuò)大，社會(huì)總體邊際消費(fèi)傾向降低，總消費(fèi)減少。

2）城鄉(xiāng)居民分項(xiàng)收入差距對(duì)最終消費(fèi)率的影響各不相同。轉(zhuǎn)移性收入差距、工資性收入差距、財(cái)產(chǎn)性收入差距與最終消費(fèi)率存在負(fù)向關(guān)系，其差距每擴(kuò)大1個(gè)單位，分別導(dǎo)致消費(fèi)率降低37.73個(gè)百分點(diǎn)、6.67個(gè)百分點(diǎn)和2.39個(gè)百分點(diǎn)；而經(jīng)營(yíng)性收入差距則與最終消費(fèi)率呈不顯著的正向關(guān)系。從系數(shù)的絕對(duì)值比較看，轉(zhuǎn)移性收入差距的擴(kuò)大對(duì)消費(fèi)率的負(fù)向影響最大，這與劉苓玲、李培（2011）{30}、溫濤、田紀(jì)華（2013）{31}等人的研究結(jié)論基本一致：即轉(zhuǎn)移性收入對(duì)消費(fèi)的影響具有乘數(shù)效應(yīng)，要提高消費(fèi)率必須盡快縮小轉(zhuǎn)移性收入差距。但該系數(shù)大小是否合理，與經(jīng)驗(yàn)事實(shí)是否一致尚需進(jìn)一步的研究和實(shí)證檢驗(yàn)。

從現(xiàn)實(shí)情況看，各種來(lái)源收入對(duì)消費(fèi)的影響也不盡相同。從轉(zhuǎn)移性收入差距看，我國(guó)目前存在的城鄉(xiāng)二元格局導(dǎo)致城鄉(xiāng)居民的社會(huì)保障體制極不平衡。城鎮(zhèn)居民享有較完善的社會(huì)保障，可支配收入較高但邊際消費(fèi)傾向卻普遍偏低，對(duì)于消費(fèi)支出提高的支持力度不大。而農(nóng)村居民盡管消費(fèi)傾向較高，但由于社保體制的缺乏，日常生活不確定性較高，不得不為醫(yī)療、教育等進(jìn)行大量?jī)?chǔ)蓄。如此一來(lái)，轉(zhuǎn)移性收入差距的擴(kuò)大拉低了社會(huì)總體消費(fèi)傾向，導(dǎo)致全社會(huì)消費(fèi)支出減少。所以，縮小轉(zhuǎn)移性收入差距，能夠較大程度提高全社會(huì)消費(fèi)支出。從工資性收入差距來(lái)看，由于工資性收入是總體收入中占比最高的部分，居民日常消費(fèi)支出主要來(lái)自工資性收入。因此，城鄉(xiāng)居民工資性收入差距的拉大對(duì)消費(fèi)支出的效應(yīng)類(lèi)似于總體收入差距，將拉低社會(huì)總體邊際消費(fèi)傾向，最終拉低社會(huì)消費(fèi)支出；財(cái)產(chǎn)性收入差距對(duì)消費(fèi)的負(fù)向影響并不強(qiáng)烈，這主要是由于財(cái)產(chǎn)性收入是居民通過(guò)擁有的動(dòng)產(chǎn)和不動(dòng)產(chǎn)進(jìn)行投資所獲得的利息等形式收入，該部分收入在居民總體收入中占比較低，并且更多用于新一輪的投資。因而，財(cái)產(chǎn)性收入差距的拉大對(duì)消費(fèi)的負(fù)向影響并不顯著。城鄉(xiāng)家庭經(jīng)營(yíng)性收入差距對(duì)最終消費(fèi)率產(chǎn)生不顯著的正向影響。這主要是由于居民是以產(chǎn)品提供者而非消費(fèi)者獲取經(jīng)營(yíng)性收入。從生產(chǎn)的角度而言，城鎮(zhèn)居民利用經(jīng)營(yíng)活動(dòng)為社會(huì)提供了多種多樣的產(chǎn)品和服務(wù)，而農(nóng)村居民則主要依賴(lài)土地為社會(huì)提供各種各樣的農(nóng)產(chǎn)品。隨著恩格爾系數(shù)的降低，消費(fèi)者對(duì)于食品的消費(fèi)支出降低，開(kāi)始更多追求高層次的消費(fèi)。因此，城鎮(zhèn)居民經(jīng)營(yíng)性收入的增加，能夠?yàn)樯鐣?huì)提供越來(lái)越高檔化、個(gè)性化的產(chǎn)品和服務(wù)，進(jìn)而刺激消費(fèi)者對(duì)于發(fā)展型和享受型消費(fèi)的追求。據(jù)此，經(jīng)營(yíng)性收入差距的擴(kuò)大能夠?qū)οM(fèi)支出有正向的促進(jìn)作用。

從誤差修正模型來(lái)看，城鄉(xiāng)居民總體收入差距、分項(xiàng)收入差距對(duì)最終消費(fèi)率的影響方向與長(zhǎng)期均衡分析的結(jié)果一致。因此，我們主要分析誤差修正項(xiàng)的系數(shù)。最終消費(fèi)率與城鄉(xiāng)居民總體收入差距、分項(xiàng)收入差距的誤差修正系數(shù)分別為-0.30、-0.74，說(shuō)明當(dāng)最終消費(fèi)率偏離長(zhǎng)期均衡狀態(tài)時(shí)，分別以0.30、0.74的力度將非均衡狀態(tài)調(diào)整至均衡狀態(tài)。從修正系數(shù)的絕對(duì)值看，分項(xiàng)收入差距對(duì)消費(fèi)率的調(diào)整力度更大，說(shuō)明在短期內(nèi)，調(diào)整各分項(xiàng)收入，能夠更快將偏離長(zhǎng)期均衡狀態(tài)的消費(fèi)率進(jìn)行回調(diào)，即縮小各分項(xiàng)收入差距能夠?qū)U(kuò)大消費(fèi)產(chǎn)生更快速、更明顯的效應(yīng)。

四、結(jié)論與建議

內(nèi)需不足，尤其是消費(fèi)需求不足一直是困擾中國(guó)經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)期穩(wěn)定發(fā)展的主要問(wèn)題，從前人文獻(xiàn)的研究結(jié)論以及本文的實(shí)證結(jié)果看，城鄉(xiāng)居民收入差距與社會(huì)最終消費(fèi)率之間存在顯著的負(fù)向作用，即縮小城鄉(xiāng)收入差距能夠提高社會(huì)最終消費(fèi)率；本文進(jìn)一步的實(shí)證結(jié)果表明，不同來(lái)源的收入差距對(duì)消費(fèi)的影響各不相同。按照由強(qiáng)到弱的順序，轉(zhuǎn)移性收入差距、工資性收入差距和財(cái)產(chǎn)性收入差距與最終消費(fèi)率呈反向關(guān)系，而經(jīng)營(yíng)性收入差距則與最終消費(fèi)率呈不顯著的正向關(guān)系。所以，不應(yīng)“一刀切”采取收入差距措施，而應(yīng)根據(jù)分項(xiàng)收入差距和消費(fèi)之間的具體關(guān)系，采取針對(duì)性調(diào)整措施。

（1）促進(jìn)社會(huì)保障體系均等化，縮小轉(zhuǎn)移性收入差距。轉(zhuǎn)移性收入差距對(duì)消費(fèi)的負(fù)面影響最大。因此，重點(diǎn)應(yīng)加大對(duì)農(nóng)村居民的社會(huì)保障扶持，降低農(nóng)村居民生活的不確定性，減少其對(duì)醫(yī)療、教育等基本需求的支出，從而增加可支配收入，釋放農(nóng)村居民消費(fèi)潛力以擴(kuò)大總消費(fèi)需求。此外，政府可以通過(guò)政策優(yōu)惠、財(cái)政補(bǔ)貼等擴(kuò)大農(nóng)村居民轉(zhuǎn)移性收入，縮小城鄉(xiāng)居民轉(zhuǎn)移性收入差距，進(jìn)而提升總的消費(fèi)傾向來(lái)擴(kuò)大消費(fèi)。

（2）促進(jìn)農(nóng)村剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移，縮小工資性收入差距。工資性收入差距縮小的重點(diǎn)是提高農(nóng)村居民的工資性收入。因此，必須做好對(duì)農(nóng)村剩余勞動(dòng)力的轉(zhuǎn)移工作。首先，加強(qiáng)對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力的基礎(chǔ)教育和職業(yè)教育，使進(jìn)城的農(nóng)村居民有一技之長(zhǎng)；其次，做好農(nóng)村居民進(jìn)城務(wù)工的引導(dǎo)性工作，提供充分的就業(yè)信息使其享有與城鎮(zhèn)居民平等的就業(yè)機(jī)會(huì)；再次，加大對(duì)農(nóng)村居民的就業(yè)培訓(xùn)，提高農(nóng)村居民就業(yè)技能和知識(shí)，增加工資性收入。

（3）明晰產(chǎn)權(quán)，普及金融信貸，縮小財(cái)產(chǎn)性收入差距。十七大報(bào)告提出“創(chuàng)造條件讓更多群眾擁有財(cái)產(chǎn)性收入，逐步扭轉(zhuǎn)收入分配差距擴(kuò)大趨勢(shì)”。城鎮(zhèn)居民獲取信息的渠道較多，投資理念較為超前，能夠利用動(dòng)產(chǎn)或不動(dòng)產(chǎn)進(jìn)行諸如股票、債券、抵押等多種形式的投資，財(cái)產(chǎn)性收入較高。而農(nóng)村居民的財(cái)產(chǎn)性收入主要通過(guò)地租、儲(chǔ)蓄獲取，收入比較少。因此，縮小財(cái)產(chǎn)性收入差距，關(guān)鍵要提高農(nóng)村居民的財(cái)產(chǎn)性收入。要對(duì)農(nóng)村居民的財(cái)產(chǎn)進(jìn)行產(chǎn)權(quán)界定與保護(hù)，完善農(nóng)村土地征用制度，保障農(nóng)村居民獲得財(cái)產(chǎn)性收入。同時(shí)，在農(nóng)村地區(qū)普及金融信貸類(lèi)業(yè)務(wù)，培養(yǎng)農(nóng)村居民投資理念，開(kāi)展適合農(nóng)村居民的儲(chǔ)蓄基金、債券等，開(kāi)拓農(nóng)村居民財(cái)產(chǎn)性收入渠道。

（4）以農(nóng)業(yè)科技促農(nóng)產(chǎn)品創(chuàng)新，調(diào)整經(jīng)營(yíng)性收入差距。實(shí)證結(jié)果表明經(jīng)營(yíng)性收入差距對(duì)消費(fèi)有微弱的正向促進(jìn)作用。因此，應(yīng)該保持合理的經(jīng)營(yíng)性收入差距以提升消費(fèi)檔次。對(duì)于城鎮(zhèn)居民而言，積極提高產(chǎn)品創(chuàng)新能力，促進(jìn)產(chǎn)品的多樣化和個(gè)性化，刺激消費(fèi)者對(duì)享受型產(chǎn)品的需求，進(jìn)而提高經(jīng)營(yíng)性收入；對(duì)于農(nóng)村居民而言，在促進(jìn)農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量穩(wěn)步增長(zhǎng)基礎(chǔ)上，大力發(fā)展農(nóng)業(yè)科技，促進(jìn)農(nóng)業(yè)的現(xiàn)代化和農(nóng)產(chǎn)品創(chuàng)新，滿足消費(fèi)者對(duì)“綠色食品”、“健康食品”等的追求，促進(jìn)經(jīng)營(yíng)性收入的增長(zhǎng)。

注 釋?zhuān)?/p>

①萊維·巴特拉：《1990年大蕭條》，北京：中國(guó)國(guó)際信托投資公司國(guó)際研究所譯，上海：上海三聯(lián)書(shū)店，1988，第23頁(yè)。

②John Maymard Keynes：“The General Theory of Employment， Interest and Money”，New York：Harcourt，Brace，1936，pp.158.

③Duesenberry J S：“Income，Saving and the Theory of Consumer Behaviour”，Cambridge：Havard University Press，1949，pp.46.

④張慧芳：《位置消費(fèi)論綱》，西安：西安交通大學(xué)出版社，2011，第64頁(yè)。

⑤Milton Friedman：“Theory of the Consumption Function”，Cambridge：Princeton University Press，1957，pp.245.

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An Empirical Study on the Influence of Subentry Income Gap on Consumption

ZHANG Hui-fang，ZHU Ya-ling

Abstract：It is a common view that undue income gap will reduce the average propensity of consumption，resulting in insufficient consumption and blocking economic growth. However，whether and how subentry income gap based on different revenue sources affects consumption is still an issue of theory and policy to be researched. This paper makes an empirical study on the subentry income gap between the urban and rural residents in China from 2000 to 2013 and its specific influence on consumption. Results show that the final consumption rate reduces 37.73%，6.67% and 2.39% respectively if the transferability income gap，wage income gap，property income gap expand 1 unit and operating income gap has less obvious positive effects on the final consumption rate. Thereby we put forward correspondingly some countermeasures including narrowing transferability，wage，property income gap，adjusting operating income gap，and expanding consumption in accordance with the nature of the subentry income.

Key words：subentry income gap；consumption rate；consumption domination

（責(zé)任編校：文 香）