收入差距、消費(fèi)支出與擴(kuò)大內(nèi)需的統(tǒng)計研究

李艷麗

0 引言

眾所周知，關(guān)于居民收入與消費(fèi)支出之間關(guān)系的研究已成為經(jīng)濟(jì)學(xué)界一個古老的課題，但是，隨著經(jīng)濟(jì)社會形勢的不斷變遷與發(fā)展，尤其是在擴(kuò)大內(nèi)需和縮小居民收入差距的經(jīng)濟(jì)背景下，關(guān)于居民收入與消費(fèi)支出之間的關(guān)系不得不再次引起政界和學(xué)術(shù)界的高度關(guān)注。

關(guān)于居民收入與消費(fèi)支出關(guān)系的實(shí)證研究，在國內(nèi)學(xué)術(shù)界大致可以分為3類：第一類是分別對我國城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民的消費(fèi)和收入之間的內(nèi)在關(guān)系展開分析[1]-[3]；第二類是從省級的層面上著手，研究各個省和地區(qū)的消費(fèi)和收入之間的關(guān)系[4]；第三類是從宏觀層面上分析我國居民總體消費(fèi)和收入的關(guān)系，其代表人物是孟祥財、葉阿忠[5]。但是孟祥財、葉阿忠（2009）在變量選取的過程中，以GDP代替居民收入指標(biāo)，因而，其研究成果是經(jīng)濟(jì)增長對消費(fèi)的影響，而不是居民收入對消費(fèi)的影響。而且前人很少從收入差距的角度對消費(fèi)差異的影響進(jìn)行研究。考慮到經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段的不同和數(shù)據(jù)的可獲得性以及前人研究的不足，本文首先對我國1985～2009年的城鎮(zhèn)居民收入和消費(fèi)支出進(jìn)行Granger因果檢驗和協(xié)整分析，進(jìn)而構(gòu)建誤差修正（ECM）模型，在宏觀上探究我國城鎮(zhèn)居民收入和消費(fèi)支出的關(guān)系，然后進(jìn)一步分析不同收入組1995～2009年的可支配收入和消費(fèi)支出的面板數(shù)據(jù)，從收入差距對消費(fèi)支出的影響方面構(gòu)建面板數(shù)據(jù)（Panel Data）模型，進(jìn)而對收入差距對消費(fèi)支出的影響進(jìn)行分析，最后得出結(jié)論及相應(yīng)的政策啟示。

1 中國城鎮(zhèn)居民收入與消費(fèi)支出的格蘭杰因果檢驗及協(xié)整分析

1.1 變量和數(shù)據(jù)的選擇

1985～2009 年的城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出及城鎮(zhèn)居民人均可支配收入數(shù)據(jù)均取自歷年《中國統(tǒng)計年鑒》[6]，并分別以1978年不變價為基礎(chǔ)，用城鎮(zhèn)居民消費(fèi)價格指數(shù)進(jìn)行了價格調(diào)整，換算成1978年不變價城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出（Y）和不變價城鎮(zhèn)居民人均可支配收入（X）。

由于數(shù)據(jù)的自然對數(shù)變換可以在一定程度上消除時間序列中存在的異方差問題，所以為了減小數(shù)據(jù)波動，對不變價城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出（Y）和不變價城鎮(zhèn)居民人均可支配收入（X）分別取對數(shù)，記LY和LX。通過繪出LY和LX從1985～2009年的時間序列圖(圖1)可以直觀地看出，兩個序列具有大致相同的增長和變化趨勢，說明二者可能存在協(xié)整關(guān)系。

人均可支配收入對數(shù)（LX）1985～2009年間的時間序列圖

1.2 城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出（LY）和人均可支配收入（LX）兩序列的ADF單位根檢驗

時間序列數(shù)據(jù)的自相關(guān)問題會使時間序列數(shù)據(jù)不平穩(wěn)，使普通的回歸方法面臨偽回歸的問題，因此，在進(jìn)行協(xié)整分析前，須對各序列進(jìn)行單位根檢驗，用以檢驗序列是否平穩(wěn)。本文采用ADF檢驗法對1985～2009年的城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出與人均可支配收入（1978年不變價）的對數(shù)進(jìn)行單位根檢驗的結(jié)果如表1所示。

由檢驗結(jié)果可知，1985～2009年中國城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出與人均可支配收入原序列均為非平穩(wěn)序列，一階差分后，二者在5%的顯著性水平下，均為平穩(wěn)序列。因此，可以說，1985～2009年城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出對數(shù)（LY）與人均可支配收入對數(shù)（LX）均為一階單整序列，滿足建立協(xié)整方程的前提。

圖1 不變價城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出對數(shù)（LY）和不變價城鎮(zhèn)居民

表1 1985～2009年城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出和人均可支配收入的單位根檢驗結(jié)果

1.3 城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出（LY）和人均可支配收入（LX）的Granger因果關(guān)系

經(jīng)濟(jì)時間序列常出現(xiàn)偽相關(guān)問題，為了確定城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與消費(fèi)支出之間是否具有相互影響的關(guān)系，采用格蘭杰因果關(guān)系檢驗方法對兩個變量之間的相互關(guān)系進(jìn)行檢驗，檢驗結(jié)果見表2。

表2 1985～2009年LY與LX的Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果

由上表可知，在滯后期數(shù)為1，顯著性水平5%的情況下，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入（LX）是城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出（LY）的Granger原因，而城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出（LY）不是城鎮(zhèn)居民人均可支配收入（LX）的Granger原因。說明我國城鎮(zhèn)居民的可支配收入對消費(fèi)支出有比較強(qiáng)的預(yù)測能力，且城鎮(zhèn)居民的人均可支配收入對消費(fèi)支出的影響具有滯后性，前期的收入會對當(dāng)期的消費(fèi)產(chǎn)生影響，前期的收入是消費(fèi)增長的原因，并且收入與消費(fèi)之間存在著單向的因果關(guān)系，即城鎮(zhèn)居民可支配收入的增長有助于帶動消費(fèi)支出的快速增長。

1.4 城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出與人均可支配收入之間的協(xié)整關(guān)系

前面的分析表明城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出對數(shù)（LY）和與人均可支配收入對數(shù)（LX）在5%的顯著性水平下都是一階單整序列，即滿足I（1），因此，可以通過協(xié)整檢驗來判斷兩者之間是否存在著長期穩(wěn)定的比例關(guān)系。利用OLS回歸建立二者之間的協(xié)整方程，得到如下結(jié)果：

LY=0.745547+0.864061*LX

(t=14.08249) (t=115.5867)R2=0.998281， 調(diào)整后R2=0.998207，D.W=1.288832，F(xiàn)=13360.30，Prob(F-statistic)=0.000000

回歸結(jié)果中調(diào)整后的R2=0.998207表明城鎮(zhèn)居民人均可支配收入（LX）對城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出（LY）有很強(qiáng)的解釋能力，并且LX的系數(shù)相應(yīng)的t值非常顯著，通過查詢D.W檢驗表得到在1%的顯著性水平下dL=1.05，dU=1.21，本回歸方程滿足dU＜D.W=1.288832＜4-dU，表明序列不存在自相關(guān)，回歸結(jié)果有很強(qiáng)的解釋能力。簡單以斜率解釋，即收入每增長1%便能使消費(fèi)增長0.864%，表明城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的增長在很大程度上能夠帶動消費(fèi)支出的增長。

為進(jìn)一步檢驗城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出（LY）與人均可支配收入（LX）之間的協(xié)整關(guān)系，需要對殘差序列進(jìn)行單位根檢驗，檢驗結(jié)果如表3所示：

殘差序列的單位根檢驗結(jié)果表明，在5%的顯著性水平上殘差序列是一個穩(wěn)定的時間序列，因此可以斷言城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出（LY）與人均可支配收入（LX）之間存在著長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。

表3 殘差序列的單位根檢驗結(jié)果

1.5 城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出與人均可支配收入關(guān)系的誤差修正模型

根據(jù)協(xié)整理論，若變量間存在協(xié)整關(guān)系，則可以用誤差修正模型ECM對變量短期波動和長期均衡關(guān)系進(jìn)行直接的描述，使用Eviews6得到城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出（LY）與人均可支配收入（LX）關(guān)系的誤差修正模型結(jié)果如下：

ΔLY=0.563301+0.722385*ΔLX-0.742844*ECM

（t=3.699878） (t=6.970971) （t=-3.690113）

(p=0.0013) (p=0.0000) (p=0.0014)

R2=0.797072,調(diào)整后R2=0.777745，D.W=1.913967，F(xiàn)=41.24236，Prob(F-statistic)=0.000000

在誤差修正模型中，各個差分項反映了變量的波動，ΔLY表明城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出的波動，ΔLX表明城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的波動，ECM為誤差修正項。該誤差修正模型中，誤差修正系數(shù)為-0.742844，表明誤差修正項對城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出的波動起著反向修正機(jī)制，表明在1985～2009年間，我國城鎮(zhèn)居民的人均消費(fèi)支出和人均可支配收入之間存在著長期均衡關(guān)系，當(dāng)上一期的消費(fèi)高于均衡值時，本期的消費(fèi)增幅會下降，反之，當(dāng)上一期的消費(fèi)低于均衡值時，本期的消費(fèi)增幅會上升，且在1985～2009年間，有74.28%的偏離均衡部分會在1年內(nèi)得到調(diào)整，調(diào)整幅度很大。由誤差修正模型可知，城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出的波動除了受誤差修正項的影響外，還受到城鎮(zhèn)居民人均可支配收入波動的影響。城鎮(zhèn)居民人均可支配收入每增長1%會帶動人均消費(fèi)支出增長0.7224%，說明消費(fèi)對收入的短期變動相當(dāng)敏感。因此，在當(dāng)前擴(kuò)大內(nèi)需的宏觀經(jīng)濟(jì)政策下，應(yīng)該著力加強(qiáng)居民的可支配收入，只有可支配收入大幅增加，才能真正保證消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)增長的拉動作用落到實(shí)處。

2 中國城鎮(zhèn)居民收入差距對消費(fèi)支出的影響比較

由上文分析可知，中國城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出與人均可支配收入之間存在著長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，消費(fèi)支出的波動除了受前期消費(fèi)支出的影響外，受收入波動的影響也較大。因而，收入水平的高低是制約居民消費(fèi)的重要因素，而收入差距的加大直接導(dǎo)致了居民消費(fèi)行為選擇的不同，進(jìn)而加劇了各等級居民消費(fèi)水平的極度不均衡，因此研究城鎮(zhèn)居民收入差距對消費(fèi)支出的影響有著重要的現(xiàn)實(shí)意義。

本部分應(yīng)用面板數(shù)據(jù)（Panel Data）模型，從量化的角度對中國城鎮(zhèn)居民不同收入層次的收入水平與消費(fèi)支出之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析。孫鳳、易丹輝（2000）[7]曾經(jīng)利用1995～1997年的數(shù)據(jù)分析了城鎮(zhèn)居民收入差距對消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響，但由于時間序列較短且過于久遠(yuǎn)，各收入組的斜率不變，因此該模型不一定能客觀完整的反映我國當(dāng)前的實(shí)際情況。本文利用1985～2009年共15年的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行建模，期待全面揭示中國城鎮(zhèn)居民收入差距對消費(fèi)支出的影響。

2.1 變量和數(shù)據(jù)的選取

為了考察城鎮(zhèn)居民收入差距對消費(fèi)支出的影響，本文采用了1995～2009年城鎮(zhèn)居民家庭抽樣調(diào)查資料中分7個收入組的城鎮(zhèn)居民人均可支配收入（X）與人均消費(fèi)支出（Y）的時間序列與橫截面數(shù)據(jù)的結(jié)合資料，7個收入組分別是最低收入組、低收入組、中等偏下收入組、中等收入組、中等偏上收入組、高收入組和最高收入組，數(shù)據(jù)均來自歷年《中國統(tǒng)計年鑒》[6]，并以1978年為基期進(jìn)行了價格指數(shù)平減。樣本數(shù)據(jù)在時間上有15個取值點(diǎn)，在截面上有7個單元，總樣本量為105。

圖2 不同收入組收入變化趨勢圖

圖3 不同收入組消費(fèi)支出變化趨勢圖

由不同收入組可支配收入與消費(fèi)支出的變化趨勢（圖2、圖3）可以看出不同收入組的兩個指標(biāo)差異性很大，但同一個收入組兩個指標(biāo)的變化趨勢趨于一致。總體來說，不同收入組的收入與消費(fèi)很不平衡，收入差距的擴(kuò)大導(dǎo)致了消費(fèi)支出的極度不平衡。而且2001年到2002年之間不同收入組的可支配收入與消費(fèi)支出均出現(xiàn)了不同程度的波動，高收入組中無論是可支配收入還是消費(fèi)支出2002年均大幅提升，而低收入組中可支配收入和消費(fèi)支出2002年均有不同程度的下降，之后開始提升。這主要是因為2001年我國加入世貿(mào)組織后經(jīng)濟(jì)的迅速增長也伴隨著收入差距的進(jìn)一步擴(kuò)大，導(dǎo)致了收入和消費(fèi)的極度不均衡。同時2002年作為不同收入組可支配收入與消費(fèi)支出的拐點(diǎn)，使得2002年后多數(shù)曲線的斜率增大，說明加入世貿(mào)組織后伴隨著經(jīng)濟(jì)的迅速增長，居民的可支配收入也因此增加，進(jìn)而帶動了消費(fèi)支出的迅速增長。綜上，1995～2009年城鎮(zhèn)居民不同收入組的可支配收入與消費(fèi)支出的種種變化為模型的構(gòu)建奠定了理論基礎(chǔ)，因為不同收入組之間的差異性，使得基于不同收入組的數(shù)據(jù)建立的方程是不同的。

2.2 面板數(shù)據(jù)模型的構(gòu)建

模型類別的選擇是面板數(shù)據(jù)分析中很重要的一環(huán)，根據(jù)消費(fèi)經(jīng)濟(jì)理論和上文中誤差修正模型的建模結(jié)果以及數(shù)據(jù)特點(diǎn)，可知，居民消費(fèi)支出不僅受到當(dāng)期收入的影響，還受到前期消費(fèi)支出大小的影響。考慮到不同收入組消費(fèi)支出存在差異，這里未對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行F檢驗，而是直接使用變截距模型。由于本文選擇的7個收入組基本上覆蓋了城鎮(zhèn)所有居民，即樣本已經(jīng)接近總體，故選擇固定效應(yīng)模型。因此，采用的模型類型為變截距、變系數(shù)模型，表達(dá)式為：

Yit=αit+β1itYit-1+β2itXit+uit

式中，Yit表示第I收入組的居民在第t期的人均消費(fèi)支出（元），Yit-1表示第I收入組的居民在第t-1期的人均消費(fèi)支出（元），Xit表示第I收入組的居民在第t期的人均可支配收入（元），uit表示隨機(jī)干擾項，假定它滿足古典線性回歸模型的所有假定。

采用GLS法對模型參數(shù)進(jìn)行估計，加權(quán)方式為Cross-section weights，在模型構(gòu)建過程中，Yit-1的回歸系數(shù)沒有通過顯著性檢驗，故剔除Yit-1后重新建模。建模結(jié)果顯示，剔除Yit-1后的模型總體擬合效果相當(dāng)不錯，各截面?zhèn)€體成員前的系數(shù)都高度顯著。將擬合的不同收入組的人均消費(fèi)支出與人均可支配收入的完整方程全部列出如表4所示。

表4 各收入組的模型列表

R2=0.998905, 調(diào) 整 后 R2=0.998748，F(xiàn)=5391.895，Prob(F-statistic)=0.000000，說明模型的擬合優(yōu)度很高。

表中方程右邊的第一項151.5804為總體均值項，代表了總體效應(yīng)；方程右邊第二項為各個收入組的固定效應(yīng)對總體均值的偏離程度，即個體效應(yīng)；方程右邊第三項變量前的系數(shù)表示各個收入組人均可支配收入對消費(fèi)支出的貢獻(xiàn)程度，也可以稱為彈性系數(shù)。

從計算結(jié)果可以看出：收入差距對城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)支出有很大的影響，處于不同收入等級的居民的消費(fèi)行為差異很大，但差異的形式各有不同。

（1）從各個收入組的固定效應(yīng)對總體均值的偏離程度來看，最低收入組、低收入組和中等偏下收入組的固定影響小于零，而中等收入組、中等偏上收入組、高收入組和最高收入組的固定影響大于零。這表明，相對于低收入組的居民來說，高收入組的居民有著較強(qiáng)的購買能力。考慮極端情況，即便當(dāng)期沒有收入，高收入組的居民仍然具有消費(fèi)能力，且消費(fèi)支出較高。可以說，收入層次的差異是居民消費(fèi)支出差異的主要影響因素，擴(kuò)大消費(fèi)需求首先應(yīng)該著眼于增加居民的可支配收入。

（2）從各個收入組對消費(fèi)支出的貢獻(xiàn)來看，隨著收入水平的提高，其對消費(fèi)支出的貢獻(xiàn)呈現(xiàn)遞減趨勢。也就是說，收入水平越低，他們的基本需求越難以得到滿足，對生活用品就有著越強(qiáng)的購買潛力，消費(fèi)支出的彈性就越大。反之，收入越高，生活水平越是得到滿足，消費(fèi)支出的彈性就越小。舉例來說，收入同樣是增加100元，最低收入組用于消費(fèi)的將有91.23元，而最高收入組用于消費(fèi)的只有60.06元。這表明，最高收入組的生活水平得到滿足并達(dá)到一定程度后，其購買動機(jī)并不強(qiáng)，從而對消費(fèi)支出的貢獻(xiàn)并不高。也就是說，如果一味的增加最高收入組的收入，拉大收入差距，并不利于消費(fèi)水平的整體提高，不利于擴(kuò)大內(nèi)需的有效落實(shí)。因此，在擴(kuò)大內(nèi)需的經(jīng)濟(jì)形勢下，為了提高整體的消費(fèi)水平，一方面應(yīng)該縮小收入差距，另一方面應(yīng)該鼓勵高收入人群進(jìn)行消費(fèi)。

3 結(jié)論及政策啟示

通過對我國城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與消費(fèi)支出的單位根檢驗、Granger因果檢驗、協(xié)整分析、誤差修正模型（ECM）和面板數(shù)據(jù)模型的構(gòu)建等一系列分析可以得出如下幾點(diǎn)結(jié)論及相應(yīng)的政策啟示：

（1）我國城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與消費(fèi)支出兩個時間序列都是一階單整的時間序列，表明無論是居民的人均可支配收入還是消費(fèi)支出都受到到前期的較大影響，具有很強(qiáng)的慣性。同時我國城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與消費(fèi)支出之間存在著單向因果關(guān)系，居民人均可支配收入是消費(fèi)支出的格蘭杰原因，而消費(fèi)支出不是人均可支配收入的格蘭杰原因，說明消費(fèi)支出的增長很大程度上依賴于可支配收入的增長，即城鎮(zhèn)居民可支配收入的增長有助于帶動消費(fèi)支出的快速增長。從協(xié)整關(guān)系來看，盡管我國城鎮(zhèn)居民的人均可支配收入與消費(fèi)支出兩個時間序列本身不平穩(wěn)，但是二者之間卻存在著比較穩(wěn)定的長期均衡關(guān)系，表明城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的增加在很大程度上能夠帶動消費(fèi)的增長。因此，從政策角度講，提高我國居民消費(fèi)的關(guān)鍵在于增加我國居民的收入。

（2）我國城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與消費(fèi)支出的短期動態(tài)關(guān)系是圍繞長期均衡關(guān)系進(jìn)行調(diào)整的。城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出的波動主要是根據(jù)當(dāng)期城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的波動和誤差修正項來調(diào)整，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入每波動1%會使人均消費(fèi)支出波動0.7224%，說明消費(fèi)對收入的短期變動相當(dāng)敏感。同時，誤差修正項對城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出的波動起著反向修正機(jī)制，在1985～2009年間，有74.28%的偏離均衡部分會在1年內(nèi)得到調(diào)整，調(diào)整幅度很大。從政策角度講，在當(dāng)前擴(kuò)大內(nèi)需的宏觀經(jīng)濟(jì)政策下，應(yīng)該重點(diǎn)提高居民的可支配收入，只有可支配收入大幅增加，才能真正保證消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)增長的拉動作用落到實(shí)處。同時，在制定政策時，不能僅考慮影響居民近期利益的經(jīng)濟(jì)政策，而是制定能夠在長期內(nèi)增加居民收入的有效政策。

（3）收入差距對城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)支出有很大的影響，處于不同收入等級的居民的消費(fèi)行為差異很大。相對于低收入組的居民來說，高收入組的居民有著較強(qiáng)的購買能力，考慮極端情況，即便當(dāng)期沒有收入，高收入組的居民仍然具有消費(fèi)能力，且消費(fèi)支出較高。但是從各個收入組對消費(fèi)支出的貢獻(xiàn)來看，隨著收入水平的提高，其對消費(fèi)支出的貢獻(xiàn)不但沒有隨之上升，反而呈現(xiàn)遞減趨勢。也就是說，收入水平越低，他們的基本需求越難以得到滿足，對生活用品就有著越強(qiáng)的購買潛力，消費(fèi)支出的彈性就越大。反之，收入越高，生活水平越是得到滿足，消費(fèi)支出的彈性就越小。因此，從政策角度來說，在擴(kuò)大內(nèi)需的經(jīng)濟(jì)形勢下，為了提高整體的消費(fèi)水平，一方面應(yīng)該縮小收入差距，重點(diǎn)提高低收入人群的收入水平，另一方面應(yīng)該鼓勵高收入人群進(jìn)行消費(fèi)。

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