我国居民消费需求为何不足?——基于1978—2008年基尼系数的分析

贺 晋，李玲玲

(1.中山大学 管理学院，广东 广州 510275;2.广东工业大学 管理学院，广东 广州 510520;3.暨南大学 产业经济研究院，广东 广州 510632)

一、文献综述

收入分配与消费需求是经济发展过程中的两个非常重要的问题。根据波特 (Porter)的竞争优势理论，一个国家需要实现的是具有稳定消费需求的消费型社会，消费拉动型经济增长方式才是真正健康的可持续的增长方式［1］。自1978年以来，虽然我国GDP保持高速增长，但经济增长方式并没有从“投资”拉动向“消费”拉动转变。而且，近年来我国平均消费倾向下降趋势比较明显。从2000—2008年，城镇平均消费倾向由0.80逐年下降到0.74。针对这种现象，李实试图从收入差距不断扩大来解释近年来我国消费需求不足的问题［2］。但是，本文统计数据显示，从1978年改革开放以来，我国城镇、农村以及整体的基尼系数都在上升，收入分配不平等程度在加剧。收入差距对消费需求的影响一直为经济学家所关注，如Cutler等研究了美国20世纪80年代不同收入阶层的收入分布与消费分布的变动关系，发现收入阶层高的居民主要对应的是奢侈品消费［3］。施建淮和朱海婷对我国城市居民预防性储蓄动机强度进行了研究，结果发现我国城市居民的预防性储蓄动机会导致消费需求下降［4］。Blinder指出收入再分配会提高总消费，进一步的计量结果表明，收入分配有可能对总消费没有影响，也有可能会减少总消费［5］。Della Valle和Oguchi运用37个国家的GDP截面数据对Blinder的观点重新进行了检验，结果发现把收入水平和基尼系数同时放入回归方程时，基尼系数的估计参数不显著;如果只使用基尼系数作为解释变量，基尼系数变量可以通过检验。进一步，当使用总体样本中10个OECD国家的个人可支配收入数据作为亚样本，结果发现收入水平和基尼系数两个变量都可以通过统计检验［6］。Musgrove使用更多国家的可支配收入数据对以上问题重新进行了实证检验，结果没有发现收入分配对总消费存在显著的效应;但如果把总体样本分为高收入组和低收入组两个亚样本，高收入组显示出收入分配效应存在的强烈信号，而低收入组的收入分配效应则不存在［7］。Stoker的计量结果不仅证实了宏观消费函数的形式和系数不仅取决于微观函数的形式和系数，还取决于社会的收入分配特征［8］。

近年来我国学者试图从收入分配影响消费倾向的角度寻找我国消费需求不足的原因。袁志刚和朱国林通过对有关收入分配与消费关系的文献考察，认为大部分研究文献从理论和计量两方面都表明收入分配确实会影响总消费，转移支付和收入再分配政策有助于提高居民总消费［9］。李军从理论上严格证明了收入差距扩大会降低消费需求水平，实证结果表明收入差距尚不是构成消费需求不足的主要原因［10］。苏良军等将协整分析和面板数据相结合，对中国城乡居民的消费和收入关系进行了研究，平稳性检验显示中国城乡消费和收入数据存在非常显著的单位根，协整关系检验结果表明消费和收入之间存在长期、稳定的均衡关系［11］。吴晓明和吴栋运用我国1985—2004年城镇居民消费、收入及其他相关数据，通过误差修正模型和对数线性模型进行了计量分析，结果发现城镇居民收入分配差距的扩大引起了居民平均消费倾向的减小［12］。杨汝岱和朱诗娥考察了我国居民边际消费倾向与收入水平之间的关系，实证检验表明相对于低收入阶层和高收入阶层，中等收入阶层的边际消费倾向最高［1］。

以上研究成果都是基于收入假说理论，考察了收入分配对消费需求的影响，以及其统计上的相关关系，但是有个共同的缺陷是他们忽略了两者之间的因果关系。那么，在制定增加消费需求和缩小收入差距之政策措施时可能就抓不住解决问题的重点。本文将利用时间序列数据，研究收入分配与消费需求之间的因果关系，能够弥补以前研究成果留下的缺陷。

二、理论分析

文献综述表明，各种西方消费理论均肯定了可支配收入是影响居民消费的重要因素，因此收入分配必然会对消费行为产生影响。笔者结合凯恩斯消费理论，以及徐索菲、吴晓明和吴栋、杨汝岱和朱诗娥的数学模型［13－12－1］，首先从理论上分析收入分配差异对消费需求的影响，然后在实证部分采用时间序列数据对这两个概念进行格兰杰 (Granger)因果检验。

凯恩斯的消费函数为:

(1)式中，C表示总消费，Y表示总收入，下标t表示时期。参数b称为边际消费倾向，其值介于0与1之间。沿用徐索菲的做法，假设全社会的居民总消费支出为C，总人数为Q，总的可支配收入为Y，将全社会的居民按照收入由低到高划分为m个阶层，每个阶层的总消费支出为Ci，每个阶层的人数为Qi，每个阶层的总可支配收入为Yi，则有:

如果 (2)式中的居民总消费支出C除以总人数Q，则得到人均消费支出c:

(3)式中的c为人均消费支出，ci为不同收入阶层的人均消费支出，ni为不同收入阶层人数占总人数的比例。设全社会的人均可支配收入为y，不同收入阶层的人均可支配收入为yi。根据平均消费倾向定义，(3)式除以y，得到全社会的平均消费倾向APC为:

(4)式中，APCi为不同收入阶层的平均消费倾向，Wi为不同收入阶层的权重。假设APC、APCi和Wi均为时间t的函数，(4)式对时间t求导后得到如下关系式:

(5)式中，APC'表示总的平均消费倾向变化程度，APC'i表示不同收入阶层的平均消费倾向变化程度，W'i表示不同收入阶层在收入分配中相对地位的变化程度。经过简单的数学变换，(5)式可以写成:

一般情况下，全社会收入分配变化存在两种情况;一是国民收入从低收入阶层向高收入阶层流动时，全社会收入分配状况会进一步恶化;二是国民收入从高收入阶层向低收入阶层转移时，全社会收入分配状况得到改善。根据凯恩斯的消费理论，平均消费倾向 (APC)也会随着Y的增加而减小，这表明一个人的收入越高，消费在其收入中的比重越小，储蓄所占的比重就会越大。 (4)式的经济含义也就意味着如果采取“劫富济贫”式的收入再分配政策，整个社会的APC就会提高;但如果相反，极端的收入分配不均就会使社会整体的APC降低，从而产生消费需求不足。

三、实证分析

1.数据来源与样本选择

本文采用的城镇人均消费支出、农村人均消费支出、城镇人均可支配收入和农村人均净收入4个指标均来源于中华人民共和国国家统计局网站，对应指标为城镇家庭人均消费支出、农村家庭人均消费支出、城镇人均可支配收入和农村人均净收入。基尼系数数据来自李绍东［14］。本文样本为时间序列数据，统计区间选择1978—2008年，包括31个观测值。具体数据如表1所示。

表1 我国1978—2008年基尼系数和城乡居民平均消费倾向的数据

2.变量选择

(1)城乡居民平均消费倾向

城镇平均消费倾向 (CAPC)=城镇人均消费支出/城镇人均可支配收入

农村平均消费倾向 (SAPC)=农村人均消费支出/农村人均纯收入

(2)基尼系数

基尼系数 (GN)是国际上通用的反映国家(或地区)居民之间收入分配差异程度的指标。它的基本思路是用正方形45°对角线和洛伦茨曲线之间围成的面积a与45°对角线下三角形面积A的比值来表示国家 (或地区)居民之间收入分配不平等差异程度。基尼系数越大，收入分配越不平等;基尼系数越小，收入分配越平等。因此，基尼系数逐渐被人们用来衡量社会收入分配差异程度。

3.实证模型与数据处理

经典的计量模型都选取平稳数据，而现实中大量数据不平稳，为避免伪回归的出现，本文将先对基尼系数、城镇平均消费倾向和农村平均消费倾向三个时间序列数据做平稳性检验。并进行协整检验判断是否存在长期稳定均衡关系，建立误差修正模型判断短期波动均衡关系，进而进行Granger检验，分析序列间的因果关系。

(1)单位根检验

本文采用ADF方法检验时间序列的平稳性。检验模型为:

其中，α是常数项，δt是线性趋势函数，ρ是最优滞后期，εt是随机误差项。检验的原假设H0:γ=0;备择假设H1:γ＜0。若ADF检验值在一定的置信水平下大于临界值，则接受原假设，即时间序列为平稳序列，否则拒绝原假设，即时间序列为非平稳序列。

通过检验序列曲线图可知，三个序列均存在一个偏离0的初始位置并随即变动，从而估计检验时应添加截距项，而基尼系数序列的波动趋势明显，城镇平均消费倾向与农村平均消费倾向相对趋势不明显，因此三个序列均添加常数项，但城镇平均消费倾向与农村平均消费倾向不添加时间趋势项。单位根检验结果如表2所示，三个序列都是一阶差分平稳，故为一阶单整时间序列，因此可以做协整检验和格兰杰因果关系检验。

表2 变量的单位根检验结果

(2)协整检验

两变量间的协整关系检验可以使用E－G两步法。首先，分别通过最小二乘法建立城镇平均消费倾向与基尼系数以及农村平均消费倾向与基尼系数的协整回归方程:

其次，检验 εt和 μt的稳定性 (如表3所示)。由于残差的平稳性检验不能使用普通的ADF检验的临界值，按照Davidson和MacKinnon以及Sandler和Enders提出的，在Engle－Granger协整检验中有两个变量、样本量小于50时的残差序列单位根检验临界值判断［15－16］，可见城镇平均消费倾向对基尼系数回归的残差序列没有单位根，而农村平均消费倾向对基尼系数回归的残差不平稳，所以城镇平均消费倾向对基尼系数存在协整关系，而农村平均消费倾向对基尼系数不存在长期稳定均衡关系。

表3 残差单位根检验

最后，在协整检验的基础上，为考察模型的短期动态和长期调整状态，需建立误差修正模型。设误差修正模型为:Δyt=β0+β1Δxt+γecmt－1+εt，其中ecm为误差修正项。

根据 (8)可得:

由协整方程 (8)可知，城镇平均消费倾向与基尼系数存在反向变动关系，基尼系数提高，城镇居民的平均消费倾向降低。误差修正模型表示，因为两者存在长期稳定关系，所以当城镇居民的平均消费倾向出现短期变动时，可以理解为是基尼系数变动的影响和偏离长期均衡的影响。误差修正项ecmt－1表示当短期波动偏离长期均衡时，系统将以－0.69的调整力度，将非均衡状态拉回到均衡状态。

(3)格兰杰因果关系检验

由于城镇平均消费倾向和基尼系数存在协整关系，所以可以通过格兰杰检验判断变量之间的因果关系。

格兰杰因果关系检验的基本模型为:

其中，s和k分别是因变量和自变量滞后期的长度。利用最小二乘法 (OLS)进行参数估计，计算F统计量来进行格兰杰因果分析，F检验原假设H0:βj=0，(j=1，2……k)。若F统计量的计算值比F临界值大，则x是y的格兰杰原因。

表4 格兰杰因果检验结果

表4的格兰杰检验结果表明，零假设均被拒绝，所以基于本文中的数据，我们可以判断，基尼系数是城镇居民平均消费倾向变化的原因，而城镇居民平均消费倾向也是基尼系数变化的原因。我们的解释是:收入分配不公平的增加，抑制了部分城镇居民的消费能力，从而平均消费倾向下降;而平均消费倾向下降，作用于城镇居民消费结构，从而影响产业间收入分配结构，又进一步促进了收入分配不平等。

四、结论与建议

通过上述分析，我们可以得出以下结论:(1)笔者利用1978—2008年间的基尼系数值和城镇平均消费倾向、农村平均消费倾向的时间序列数据，分别分析了前者与后面两个时间序列之间的长期均衡和短期动态因果关系。研究结果表明:基尼系数与城镇平均消费倾向存在长期稳定均衡关系，但与农村平均消费倾向不存在协整关系，更没有长期关系。短期内城镇平均消费倾向与基尼系数间还存在波动关系，但从长期看，可以通过误差修正模型，反向修正到均衡状态。(2)通过格兰杰因果关系检验可知，基尼系数和城镇平均消费倾向之间存在双向因果关系。该结论结合我国城乡消费比例逐步扩大的事实，可以解释我国长期消费需求不足的原因。表明我国的城镇平均消费倾向长期受到基尼系数扩大影响，并进一步通过产业结构引起基尼系数本身的变化。长期来看将形成恶性循环。

针对研究结论和当前中国收入差距的现实，笔者提出以下建议来促进中国的消费需求:

第一，改革现有的税收制度，提高目前个人所得税的起征点和累进程度。通过税收来调节收入分配并扩大转移支付经费的来源，这样有利于国民收入从高收入阶层转移到低收入阶层，降低收入差距。

第二，进一步建立健全社会保障制度，提高城镇最低工资标准和国家收购农产品价格，增加农民收入。

第三，鼓励民间资本投资，放开垄断行业的国有控制，使更多的民间储蓄能转化为投资。

［1］杨汝岱，朱诗娥.公平与效率不可兼得吗?——基于居民边际消费倾向的研究［J］.经济研究，2007，(12):45－50.

［2］李实.中国个人收入分配研究回顾与展望［J］.经济学(季刊)，2003，(2):34－42.

［3］Cutler，D.M.，Katz，L.F.Rising In Equality?Changes in the Distributing of Income and Consumption in the 1985［D］.Working Paper No.3964，NBER，1992.

［4］施建淮，朱海婷.中国城市居民预防性储蓄及预防性动机强度:1999—2003［J］.经济研究，2004，(10):66－74.

［5］Blinder，A.S.Wage Discrimination:Reduced Form and Structural Estimates［J］.The Journal of Human Resources，1973，8(4):310－330.

［6］Della Valle，P.A.， Oguchi， N.Distribution，the Aggregate Consumption Function，and the Level of Economic Development:Some Cross－Country Results［J］.Journal of Political Economy，1976，84(6):416－440.

［7］Musgrove，P.Income Distribution，and the Aggregate Consumption Function ［J］.Journal of Political Economy，1980，88(3):723－746.

［8］Stoker，T.S.Simple Tests of Distributional Effects on Macroeconomic Equations ［J］.Journal of Political Economy，1986，94(4):861－883.

［9］袁志刚，朱国林.消费理论中的收入分配与总消费及对中国消费不振的分析［J］.中国社会科学，2002，(2):9－14.

［10］李军.收入差距对消费需求影响的定量分析［J］.数量经济技术经济研究，2003，(9):5－11.

［11］苏良军，何一峰，金赛男.中国城乡居民消费与收入关系的面板数据协整研究［J］.世界经济，2006，(5):12－16.

［12］吴晓明，吴栋.我国城镇居民平均消费倾向与收入分配状况关系的实证研究［J］.数量经济技术经济研究，2007，(5):22－26.

［13］徐索菲.中国城镇居民消费需求的制约因素及对策分析［J］. 当代经济研究，2011，(4):8－12.

［14］李绍东.中国库兹涅茨曲线的拐点何时出现?——基于基尼系数的预测［J］.重庆工商大学学报(社会科学版)，2010，(6):22－26.

［15］Davidson，R.， MacKinnon，J.G.Estimation and Inference in Econometrics［M］.New York:Oxford University Press，1993.

［16］Sandler，T.，Enders，W.An Economic Perspective on Transnational Terrorism［J］.European Journal of Political Economy，2004，20(2):322－340.