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(fèi)需求是經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程中的兩個(gè)非常重要的問(wèn)題。根據(jù)波特 (Porter)的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)理論，一個(gè)國(guó)家需要實(shí)現(xiàn)的是具有穩(wěn)定消費(fèi)需求的消費(fèi)型社會(huì)，消費(fèi)拉動(dòng)型經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式才是真正健康的可持續(xù)的增長(zhǎng)方式［1］。自1978年以來(lái)，雖然我國(guó)GDP保持高速增長(zhǎng)，但經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式并沒(méi)有從“投資”拉動(dòng)向“消費(fèi)”拉動(dòng)轉(zhuǎn)變。而且，近年來(lái)我國(guó)平均消費(fèi)傾向下降趨勢(shì)比較明顯。從2000—2008年，城鎮(zhèn)平均消費(fèi)傾向由0.80逐年下降到0.74。針對(duì)這種現(xiàn)象，李實(shí)試圖從收入差距不斷擴(kuò)大來(lái)解釋近年來(lái)我國(guó)消費(fèi)需求不足的問(wèn)題［2］。但是，本文統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，從1978年改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)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(duì)消費(fèi)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(guó)20世紀(jì)80年代不同收入階層的收入分布與消費(fèi)分布的變動(dòng)關(guān)系，發(fā)現(xiàn)收入階層高的居民主要對(duì)應(yīng)的是奢侈品消費(fèi)［3］。施建淮和朱海婷對(duì)我國(guó)城市居民預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)強(qiáng)度進(jìn)行了研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)我國(guó)城市居民的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)會(huì)導(dǎo)致消費(fèi)需求下降［4］。Blinder指出收入再分配會(huì)提高總消費(fèi)，進(jìn)一步的計(jì)量結(jié)果表明，收入分配有可能對(duì)總消費(fèi)沒(méi)有影響，也有可能會(huì)減少總消費(fèi)［5］。Della Valle和Oguchi運(yùn)用37個(gè)國(guó)家的GDP截面數(shù)據(jù)對(duì)Blinder的觀點(diǎn)重新進(jìn)行了檢驗(yàn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)把收入水平和基尼系數(shù)同時(shí)放入回歸方程時(shí)，基尼系數(shù)的估計(jì)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(guò)檢驗(yàn)。進(jìn)一步，當(dāng)使用總體樣本中10個(gè)OECD國(guó)家的個(gè)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(gè)變量都可以通過(guò)統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)［6］。Musgrove使用更多國(guó)家的可支配收入數(shù)據(jù)對(duì)以上問(wèn)題重新進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果沒(méi)有發(fā)現(xiàn)收入分配對(duì)總消費(fèi)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(gè)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(hào)，而低收入組的收入分配效應(yīng)則不存在［7］。Stoker的計(jì)量結(jié)果不僅證實(shí)了宏觀消費(fèi)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(huì)的收入分配特征［8］。

近年來(lái)我國(guó)學(xué)者試圖從收入分配影響消費(fèi)傾向的角度尋找我國(guó)消費(fèi)需求不足的原因。袁志剛和朱國(guó)林通過(guò)對(duì)有關(guān)收入分配與消費(fèi)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(jì)量?jī)煞矫娑急砻魇杖敕峙浯_實(shí)會(huì)影響總消費(fèi)，轉(zhuǎn)移支付和收入再分配政策有助于提高居民總消費(fèi)［9］。李軍從理論上嚴(yán)格證明了收入差距擴(kuò)大會(huì)降低消費(fèi)需求水平，實(shí)證結(jié)果表明收入差距尚不是構(gòu)成消費(fèi)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(duì)中國(guó)城鄉(xiāng)居民的消費(fèi)和收入關(guān)系進(jìn)行了研究，平穩(wěn)性檢驗(yàn)顯示中國(guó)城鄉(xiāng)消費(fèi)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(yàn)結(jié)果表明消費(fèi)和收入之間存在長(zhǎng)期、穩(wěn)定的均衡關(guān)系［11］。吳曉明和吳棟運(yùn)用我國(guó)1985—2004年城鎮(zhèn)居民消費(fèi)、收入及其他相關(guān)數(shù)據(jù)，通過(guò)誤差修正模型和對(duì)數(shù)線性模型進(jìn)行了計(jì)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(fèi)傾向的減?。?2］。楊汝岱和朱詩(shī)娥考察了我國(guó)居民邊際消費(fèi)傾向與收入水平之間的關(guān)系，實(shí)證檢驗(yàn)表明相對(duì)于低收入階層和高收入階層，中等收入階層的邊際消費(fèi)傾向最高［1］。

以上研究成果都是基于收入假說(shuō)理論，考察了收入分配對(duì)消費(fèi)需求的影響，以及其統(tǒng)計(jì)上的相關(guān)關(guān)系，但是有個(gè)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(fèi)需求和縮小收入差距之政策措施時(shí)可能就抓不住解決問(wèn)題的重點(diǎn)。本文將利用時(shí)間序列數(shù)據(jù)，研究收入分配與消費(fèi)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(fèi)理論均肯定了可支配收入是影響居民消費(fèi)的重要因素，因此收入分配必然會(huì)對(duì)消費(fèi)行為產(chǎn)生影響。筆者結(jié)合凱恩斯消費(fèi)理論，以及徐索菲、吳曉明和吳棟、楊汝岱和朱詩(shī)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(duì)消費(fèi)需求的影響，然后在實(shí)證部分采用時(shí)間序列數(shù)據(jù)對(duì)這兩個(gè)概念進(jìn)行格蘭杰 (Granger)因果檢驗(yàn)。

凱恩斯的消費(fèi)函數(shù)為:

(1)式中，C表示總消費(fèi)，Y表示總收入，下標(biāo)t表示時(shí)期。參數(shù)b稱為邊際消費(fèi)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(huì)的居民總消費(fèi)支出為C，總?cè)藬?shù)為Q，總的可支配收入為Y，將全社會(huì)的居民按照收入由低到高劃分為m個(gè)階層，每個(gè)階層的總消費(fèi)支出為Ci，每個(gè)階層的人數(shù)為Qi，每個(gè)階層的總可支配收入為Yi，則有:

如果 (2)式中的居民總消費(fèi)支出C除以總?cè)藬?shù)Q，則得到人均消費(fèi)支出c:

(3)式中的c為人均消費(fèi)支出，ci為不同收入階層的人均消費(fèi)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(huì)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(fèi)傾向定義，(3)式除以y，得到全社會(huì)的平均消費(fèi)傾向APC為:

(4)式中，APCi為不同收入階層的平均消費(fèi)傾向，Wi為不同收入階層的權(quán)重。假設(shè)APC、APCi和Wi均為時(shí)間t的函數(shù)，(4)式對(duì)時(shí)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(fèi)傾向變化程度，APC'i表示不同收入階層的平均消費(fèi)傾向變化程度，W'i表示不同收入階層在收入分配中相對(duì)地位的變化程度。經(jīng)過(guò)簡(jiǎn)單的數(shù)學(xué)變換，(5)式可以寫(xiě)成:

一般情況下，全社會(huì)收入分配變化存在兩種情況;一是國(guó)民收入從低收入階層向高收入階層流動(dòng)時(shí)，全社會(huì)收入分配狀況會(huì)進(jìn)一步惡化;二是國(guó)民收入從高收入階層向低收入階層轉(zhuǎn)移時(shí)，全社會(huì)收入分配狀況得到改善。根據(jù)凱恩斯的消費(fèi)理論，平均消費(fèi)傾向 (APC)也會(huì)隨著Y的增加而減小，這表明一個(gè)人的收入越高，消費(fèi)在其收入中的比重越小，儲(chǔ)蓄所占的比重就會(huì)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(gè)社會(huì)的APC就會(huì)提高;但如果相反，極端的收入分配不均就會(huì)使社會(huì)整體的APC降低，從而產(chǎn)生消費(fèi)需求不足。

三、實(shí)證分析

1.數(shù)據(jù)來(lái)源與樣本選擇

本文采用的城鎮(zhèn)人均消費(fèi)支出、農(nóng)村人均消費(fèi)支出、城鎮(zhèn)人均可支配收入和農(nóng)村人均凈收入4個(gè)指標(biāo)均來(lái)源于中華人民共和國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站，對(duì)應(yīng)指標(biāo)為城鎮(zhèn)家庭人均消費(fèi)支出、農(nóng)村家庭人均消費(fèi)支出、城鎮(zhèn)人均可支配收入和農(nóng)村人均凈收入?；嵯禂?shù)數(shù)據(jù)來(lái)自李紹東［14］。本文樣本為時(shí)間序列數(shù)據(jù)，統(tǒng)計(jì)區(qū)間選擇1978—2008年，包括31個(gè)觀測(cè)值。具體數(shù)據(jù)如表1所示。

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

2.變量選擇

(1)城鄉(xiāng)居民平均消費(fèi)傾向

城鎮(zhèn)平均消費(fèi)傾向 (CAPC)=城鎮(zhèn)人均消費(fèi)支出/城鎮(zhèn)人均可支配收入

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

(2)基尼系數(shù)

基尼系數(shù) (GN)是國(guó)際上通用的反映國(guó)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(duì)角線和洛倫茨曲線之間圍成的面積a與45°對(duì)角線下三角形面積A的比值來(lái)表示國(guó)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(lái)衡量社會(huì)收入分配差異程度。

3.實(shí)證模型與數(shù)據(jù)處理

經(jīng)典的計(jì)量模型都選取平穩(wěn)數(shù)據(jù)，而現(xiàn)實(shí)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(duì)基尼系數(shù)、城鎮(zhèn)平均消費(fèi)傾向和農(nóng)村平均消費(fèi)傾向三個(gè)時(shí)間序列數(shù)據(jù)做平穩(wěn)性檢驗(yàn)。并進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)判斷是否存在長(zhǎng)期穩(wěn)定均衡關(guān)系，建立誤差修正模型判斷短期波動(dòng)均衡關(guān)系，進(jìn)而進(jìn)行Granger檢驗(yàn)，分析序列間的因果關(guān)系。

(1)單位根檢驗(yàn)

本文采用ADF方法檢驗(yàn)時(shí)間序列的平穩(wěn)性。檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蜑?

其中，α是常數(shù)項(xiàng)，δt是線性趨勢(shì)函數(shù)，ρ是最優(yōu)滯后期，εt是隨機(jī)誤差項(xiàng)。檢驗(yàn)的原假設(shè)H0:γ=0;備擇假設(shè)H1:γ＜0。若ADF檢驗(yàn)值在一定的置信水平下大于臨界值，則接受原假設(shè)，即時(shí)間序列為平穩(wěn)序列，否則拒絕原假設(shè)，即時(shí)間序列為非平穩(wěn)序列。

通過(guò)檢驗(yàn)序列曲線圖可知，三個(gè)序列均存在一個(gè)偏離0的初始位置并隨即變動(dòng)，從而估計(jì)檢驗(yàn)時(shí)應(yīng)添加截距項(xiàng)，而基尼系數(shù)序列的波動(dòng)趨勢(shì)明顯，城鎮(zhèn)平均消費(fèi)傾向與農(nóng)村平均消費(fèi)傾向相對(duì)趨勢(shì)不明顯，因此三個(gè)序列均添加常數(shù)項(xiàng)，但城鎮(zhèn)平均消費(fèi)傾向與農(nóng)村平均消費(fèi)傾向不添加時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)。單位根檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示，三個(gè)序列都是一階差分平穩(wěn)，故為一階單整時(shí)間序列，因此可以做協(xié)整檢驗(yàn)和格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。

表2 變量的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

(2)協(xié)整檢驗(yàn)

兩變量間的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)可以使用E－G兩步法。首先，分別通過(guò)最小二乘法建立城鎮(zhèn)平均消費(fèi)傾向與基尼系數(shù)以及農(nóng)村平均消費(fèi)傾向與基尼系數(shù)的協(xié)整回歸方程:

其次，檢驗(yàn) εt和 μt的穩(wěn)定性 (如表3所示)。由于殘差的平穩(wěn)性檢驗(yàn)不能使用普通的ADF檢驗(yàn)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(yàn)中有兩個(gè)變量、樣本量小于50時(shí)的殘差序列單位根檢驗(yàn)臨界值判斷［15－16］，可見(jiàn)城鎮(zhèn)平均消費(fèi)傾向?qū)嵯禂?shù)回歸的殘差序列沒(méi)有單位根，而農(nóng)村平均消費(fèi)傾向?qū)嵯禂?shù)回歸的殘差不平穩(wěn)，所以城鎮(zhèn)平均消費(fèi)傾向?qū)嵯禂?shù)存在協(xié)整關(guān)系，而農(nóng)村平均消費(fèi)傾向?qū)嵯禂?shù)不存在長(zhǎng)期穩(wěn)定均衡關(guān)系。

表3 殘差單位根檢驗(yàn)

最后，在協(xié)整檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，為考察模型的短期動(dòng)態(tài)和長(zhǎng)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(xiàng)。

根據(jù) (8)可得:

由協(xié)整方程 (8)可知，城鎮(zhèn)平均消費(fèi)傾向與基尼系數(shù)存在反向變動(dòng)關(guān)系，基尼系數(shù)提高，城鎮(zhèn)居民的平均消費(fèi)傾向降低。誤差修正模型表示，因?yàn)閮烧叽嬖陂L(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系，所以當(dāng)城鎮(zhèn)居民的平均消費(fèi)傾向出現(xiàn)短期變動(dòng)時(shí)，可以理解為是基尼系數(shù)變動(dòng)的影響和偏離長(zhǎng)期均衡的影響。誤差修正項(xiàng)ecmt－1表示當(dāng)短期波動(dòng)偏離長(zhǎng)期均衡時(shí)，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(yàn)

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

格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)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(zhǎng)度。利用最小二乘法 (OLS)進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，計(jì)算F統(tǒng)計(jì)量來(lái)進(jìn)行格蘭杰因果分析，F(xiàn)檢驗(yàn)原假設(shè)H0:βj=0，(j=1，2……k)。若F統(tǒng)計(jì)量的計(jì)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(yàn)結(jié)果

表4的格蘭杰檢驗(yàn)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(fèi)傾向變化的原因，而城鎮(zhèn)居民平均消費(fèi)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(fèi)能力，從而平均消費(fèi)傾向下降;而平均消費(fèi)傾向下降，作用于城鎮(zhèn)居民消費(fèi)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(guò)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(fèi)傾向、農(nóng)村平均消費(fèi)傾向的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，分別分析了前者與后面兩個(gè)時(shí)間序列之間的長(zhǎng)期均衡和短期動(dòng)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(fèi)傾向存在長(zhǎng)期穩(wěn)定均衡關(guān)系，但與農(nóng)村平均消費(fèi)傾向不存在協(xié)整關(guān)系，更沒(méi)有長(zhǎng)期關(guān)系。短期內(nèi)城鎮(zhèn)平均消費(fèi)傾向與基尼系數(shù)間還存在波動(dòng)關(guān)系，但從長(zhǎng)期看，可以通過(guò)誤差修正模型，反向修正到均衡狀態(tài)。(2)通過(guò)格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)可知，基尼系數(shù)和城鎮(zhèn)平均消費(fèi)傾向之間存在雙向因果關(guān)系。該結(jié)論結(jié)合我國(guó)城鄉(xiāng)消費(fèi)比例逐步擴(kuò)大的事實(shí)，可以解釋我國(guó)長(zhǎng)期消費(fèi)需求不足的原因。表明我國(guó)的城鎮(zhèn)平均消費(fèi)傾向長(zhǎng)期受到基尼系數(shù)擴(kuò)大影響，并進(jìn)一步通過(guò)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)引起基尼系數(shù)本身的變化。長(zhǎng)期來(lái)看將形成惡性循環(huán)。

針對(duì)研究結(jié)論和當(dāng)前中國(guó)收入差距的現(xiàn)實(shí)，筆者提出以下建議來(lái)促進(jìn)中國(guó)的消費(fèi)需求:

第一，改革現(xiàn)有的稅收制度，提高目前個(gè)人所得稅的起征點(diǎn)和累進(jìn)程度。通過(guò)稅收來(lái)調(diào)節(jié)收入分配并擴(kuò)大轉(zhuǎn)移支付經(jīng)費(fèi)的來(lái)源，這樣有利于國(guó)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(huì)保障制度，提高城鎮(zhèn)最低工資標(biāo)準(zhǔn)和國(guó)家收購(gòu)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格，增加農(nóng)民收入。

第三，鼓勵(lì)民間資本投資，放開(kāi)壟斷行業(yè)的國(guó)有控制，使更多的民間儲(chǔ)蓄能轉(zhuǎn)化為投資。

［1］楊汝岱，朱詩(shī)娥.公平與效率不可兼得嗎?——基于居民邊際消費(fèi)傾向的研究［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2007，(12):45－50.

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