基于省市面板数据的收入分配差距对居民消费影响检验

■ 朱劲松 副教授 杜 震（湖北工程学院经济与管理学院 湖北孝感 432000）

研究目的与理论基础

本文研究目的在于分析收入分配差距对国民消费的影响，其理论基础为凯恩斯在《就业、利息和货币通论》（1936）一书中提出消费理论：一是总消费是总收入的函数，Ct=a+b*Yt（a为自发消费，b为边际消费倾向）；二是存在边际消费倾向递减规律，随着收入的增加，边际消费倾向反而下降，凯恩斯认为这是由人的谨慎、远虑、贪婪等本性所决定的。收入的不断提高与边际消费倾向的递减，二者共同作用下导致了有效消费需求不足，进而导致就业不足、收入降低，从而形成周期性的经济波动。

经济增长的动力除了消费外，还有投资与出口，它们一起被称为是经济增长的“三驾马车”。当投资拉动出现疲态后，政府开始提出促进“内需”—即消费，但如何促进，政府并无立竿见影的良策。本文试图通过减小收入分配差距入手，来提高内需。

在居民总收入不变的情况下，内部收入分配差距的扩大，也会导致有效需求的下降，这是边际消费倾向递减规律的一个推论。本文将通过各省市历年的相关面板数据，来检验这一推论；并通过深入挖掘数据中的信息，给出相应的政策建议。

数据来源与模型设定

（一）数据、来源与计算方法

根据研究的目的，选取了三个数据：消费，收入和采用基尼系数计算的收入差距，选择用各省历年的面板数据来做计量分析。

居民收入。分城镇和农村居民分别统计。选取中国27个省市，在《中国统计年鉴》上搜集1995-2012年共18年的数据。其中，城镇居民采用“人均可支配收入”统计口径，农村居民采用“人均纯收入”统计口径。

居民消费。分城镇和农村从历年《中国统计年鉴》中搜集27 省市的近18年来的消费数据。其中，城镇居民采用“现金消费”数据口径，农村居民采用“总消费”数据口径。

居民收入差距的基尼系数及计算方法。收入分配差距的基尼系数，在国家和地方年鉴上都没有直接的数据，只能根据提供的相关数据—收入分组情况下的居民数量分布与收入分布来计算。笔者采用如下使用较广泛的离散弓形面积法计算公式：

其中：P为总人口数，W为总收入，Pi为第i组的人口数，Wi为累积到第i组的收入，n 为组数，G为收入差距的基尼系数。

该计算方法的优点是不要求按人口数量等分分组，而各省市和国家的统计年鉴上大多数是不等分的；另外该方法也可以变通用到开口统计数据中。

由于分省的基尼系数计算需要历年各省市的年鉴，计算方法也十分的繁杂，因此本文采用了田卫民（2012）搜集整理计算的我国27 省市从1995 到2010年共16年的分城镇居民和农村居民的收入差距基尼系数；另外笔者再补充了2011和2012年各省的数据，相关资料均来源于中国知网（CNKI）“中国经济与社会发展统计数据库”中所收录的各省市的统计年鉴，由于资料的缺失，某些省份有少量缺失值（有关详细数据另附表，若需要可向笔者索取）。

（二）模型设定

采用基尼系数来衡量收入差距状况，取各变量的对数用线性回归模型进行拟合，回归方程如下：

其中：C 代表消费，I 代表收入，Gini代表基尼系数计算的收入差距，α为常数项，β1、β2为系数。解释变量中加入I，一方面是因为收入与消费之间有着非常直接的关联，另一方面有效的规避了物价指数难以准确获得和地区性差异的问题。

检验分析

（一）各面板数据的单位根检验

本文采用STATA11.0 进行面板数据的回归分析。下文中，cu、iu、gu分别代表城镇的消费、收入和收入分配基尼系数；cr、ir、gr分别代表农村的消费、收入和收入分配基尼系数。各变量描述性统计如表 1所示。

对以上数据进行对数化处理后，用LLC（Levin-Lin-Chu）法则对lncu、lniu、lncr、lnir 进行面板数据的单位根检验（由于LLC 法则只能对平衡面板数据进行检验，而gr、gu为非平衡面板数据，故无法进行单位根检验），并加上时间趋势项，结果显示lncu、lniu、lncr均没有单位根，但都有时间趋势项；lnir 有近80%的可能性有单位根和时间趋势项。

表1 城乡居民消费、收入、收入差距变量的描述性统计结果

表2 lncu、lniu、lngu 随机效应模型拟合结果

表3 lncr、lnir、lngr 固定效应模型拟合结果

表4 lncu、lniu、lngu 控制组内自相关、组间异方差下的FGLS 回归

由于lncu、lniu 是同阶单整I（0），对lncu、lniu、lngu 做xtwest 协整检验，滞后阶数为1，结果显示三者存在协整关系。同样对lncr、lnir、lngr 做协整检验，由于天津农村收入差距基尼系数缺失值较多，只能做滞后阶数为0 的检验，结果同样可以判断三者之间是存在协整关系的。

（二）面板数据随机效应模型与固定效应模型的确定

各省市城镇居民消费-收入差距模型的确定。首先以lncu为被解释变量，lniu、lngu为解释变量，分别进行面板数据的随机效应模型和固定效应模型拟合，将其结果进行Haufman检验，以判断不同截面之间的个体效应是否显著不同，结果显示有17%的可能性接受原假设，即不存在有区别的个体效应。因此最后决定采用随机效应模型对城镇的消费模型进行回归拟合，结果如表 2所示。

各省市农村居民消费-收入差距模型的确定。同上，以lncr为被解释变量，lnir、lngr为解释变量，进行面板数据的随机效应模型和固定效应模型拟合，然后进行Haufman检验，结果显示在1%显著性水平下拒绝原假设，因此各省市农村的消费-收入-基尼系数模型的个体效应之间的区别是显著的，故选择固定效应模型，结果如表 3所示。

下面继续对城镇的随机效应模型与农村的固定效应模型进行自相关、异方差检验并修正。

（三）面板数据模型的自相关、异方差检验与修正

对城镇消费-收入-基尼系数随机效应模型残差自相关性、异方差的检验与修正。首先进行组内的自相关性检验，P值为0，可见组内自相关性是非常显著的。另外，由于是非平衡面板数据，且N大于T，采用Pesaran 组间自相关检验，发现P 值趋于0，即存在明显的组间自相关；此外，进行组间的异方差检验，P值也趋于0。

对于以上问题，采用FGLS方法对组间异方差、组内自相关性进行控制，最后拟合结果如表 4 所示。从结果上来看，lniu、lngu的系数值相比之前未控制异方差、自相关情况下均有所降低，但各回归参数仍是显著的。

对农村消费-收入-基尼系数固定效应模型残差异方差、自相关性的检验与修正。同样采用Pesaran组间自相关检验，P值趋于0；然后进行组内自相关检验，P值也趋于0，说明该固定效应模型存在明显的组间与组内自相关；进行组间异方差检验，P值趋于0，故存在显著的组间异方差。

对于存在异方差与自相关问题的固定效应模型，可以采取Driscoll-Kraay 标准误对该固定效应模型进行修正，可同时解决异方差与自相关问题，选择最大滞后阶数为1阶，回归结果和表 4相比，各变量回归系数不变，而各系数P值虽然有所提高，但仍都在1%以下，因此原固定效应模型是可以接受的（表格数据略，结论供参考）。

另外，为了反映各个省市收入及收入差距对消费个体效应的不同（截距项的不同），采用加入了各截面虚拟变量的GLS回归方法，同时控制组间异方差与组内自相关，结果显示lnir、lngr 系数都是显著的，对lncr的影响力相比之前的固定效应模型有所降低（分别为0.9659722和-0.0748467）；27个省市的虚拟变量回归系数的P值在1%以内的13个省市，在5%以内的有15个（超过了半数），可见个体效应是比较显著的。

结论

（一）数据分析结果的解释

农村消费具有更强的地域特征。模型拟合的结果显示城镇居民的消费-收入-收入差距模型是随机效应，即各个省个体效应的区别不明显；而农村居民的消费模型的个体效应区别较明显，其现实含义为不同省份的农民消费习惯会有所差别。对于这一数据分析结果的解释，可能是因为农村地区具有地方特色的传统文化相对城镇来说保留的更多一些，不同省市间的差异也更大一些，而不同的文化与习俗造就了不同的消费习惯，从而导致了各地域个体特征的显著性。相比之下，城镇居民利用现代信息网络技术在文化上的交流与沟通更广泛，从而在文化习俗上的融合要更深入一些，这导致了城镇居民消费习惯在地域特征上的不明显。

收入、收入差距对消费的具体影响。无论是城镇居民还农村居民，收入对消费的影响是正的，基尼系数对消费的影响是负的，这与一般常识、经济学理论是相符的。

关于收入对消费的影响，居民收入lni（lniu 和lnir）每增加1%，城镇居民消费lncu 增加0.9164%，农民居民消费lncr则增加0.9958%。lnir的系数要大于lniu的系数，说明农村居民平均消费倾向要高于城镇居民，根据朱国林（2002）的结论可以推断：相对城镇居民来说，有更多的农民收入水平处于满足基本消费的收入水平Y0与保证预防性储蓄的收入Y*之间，农民收入的整体水平低于城镇居民。

收入差距的基尼系数对消费的影响，lngu和lngr每增加1%，lncu会减少0.075%，而lncr则减少0.112%。收入差距对消费的影响，在农村比城镇要大得多。

另外，农村消费模型的截距为负数，城镇的为正数，说明城镇居民的初始消费水平要大于农村居民。但是，随着收入的增加、基尼系数的减少，农村居民的消费增长速度远高于城镇居民。

（二）建议

在经济增长乏力、居民收入增长缓慢的情况下，要想从总量上扩大内需、增加居民消费，应该减少收入差距，其中更有效的方式是减小农村居民的收入差距。其宏观经济政策应该是加强对低收入群体的转移支付，尤其是农村低收入群体的补贴；调整税制结构，在进一步提高所得税率累进性的同时降低间接税率（流转税、增值税等），这样对改善收入分配的效果更好（徐建炜，2013）；进一步加大公共产品的供给，如义务教育、城乡居民医疗保障等，这些政策都非常有利于增加低收入群体的实际收入水平。另外，在投资拉动对经济增长影响有限的情况下，政府应该转变“花钱”的方式，从补供方转变为补需方，将这些资金交给城乡居民，由他们决定消费什么和消费多少，这在我国目前产能过剩、面临经济结构转型的背景下，是一个较好的政策取向；同时补需方相比于补供方，其补贴会更多的落实到低收入群体，从而有助于降低收入差距、扩大消费。

1.约翰·梅纳德·凯恩斯.就业、利息与货币通论[M].商务印书馆，1999

2.田卫民.省域居民收入基尼系数测算及其变动趋势分析[J].经济科学，2012（2）

3.朱国林，范建勇，严燕.中国的消费不振与收入分配：理论和数据[J].经济研究，2002（5）

4.徐建炜，马光荣，李实.个人所得税改善中国收入分配了吗—基于对1997-2011年微观数据的动态评估[J].中国社会科学，2013（6）