基于省市面板數(shù)據的收入分配差距對居民消費影響檢驗

■ 朱勁松 副教授 杜 震（湖北工程學院經濟與管理學院 湖北孝感 432000）

研究目的與理論基礎

本文研究目的在于分析收入分配差距對國民消費的影響，其理論基礎為凱恩斯在《就業(yè)、利息和貨幣通論》（1936）一書中提出消費理論：一是總消費是總收入的函數(shù)，Ct=a+b*Yt（a為自發(fā)消費，b為邊際消費傾向）；二是存在邊際消費傾向遞減規(guī)律，隨著收入的增加，邊際消費傾向反而下降，凱恩斯認為這是由人的謹慎、遠慮、貪婪等本性所決定的。收入的不斷提高與邊際消費傾向的遞減，二者共同作用下導致了有效消費需求不足，進而導致就業(yè)不足、收入降低，從而形成周期性的經濟波動。

經濟增長的動力除了消費外，還有投資與出口，它們一起被稱為是經濟增長的“三駕馬車”。當投資拉動出現(xiàn)疲態(tài)后，政府開始提出促進“內需”—即消費，但如何促進，政府并無立竿見影的良策。本文試圖通過減小收入分配差距入手，來提高內需。

在居民總收入不變的情況下，內部收入分配差距的擴大，也會導致有效需求的下降，這是邊際消費傾向遞減規(guī)律的一個推論。本文將通過各省市歷年的相關面板數(shù)據，來檢驗這一推論；并通過深入挖掘數(shù)據中的信息，給出相應的政策建議。

數(shù)據來源與模型設定

（一）數(shù)據、來源與計算方法

根據研究的目的，選取了三個數(shù)據：消費，收入和采用基尼系數(shù)計算的收入差距，選擇用各省歷年的面板數(shù)據來做計量分析。

居民收入。分城鎮(zhèn)和農村居民分別統(tǒng)計。選取中國27個省市，在《中國統(tǒng)計年鑒》上搜集1995-2012年共18年的數(shù)據。其中，城鎮(zhèn)居民采用“人均可支配收入”統(tǒng)計口徑，農村居民采用“人均純收入”統(tǒng)計口徑。

居民消費。分城鎮(zhèn)和農村從歷年《中國統(tǒng)計年鑒》中搜集27 省市的近18年來的消費數(shù)據。其中，城鎮(zhèn)居民采用“現(xiàn)金消費”數(shù)據口徑，農村居民采用“總消費”數(shù)據口徑。

居民收入差距的基尼系數(shù)及計算方法。收入分配差距的基尼系數(shù)，在國家和地方年鑒上都沒有直接的數(shù)據，只能根據提供的相關數(shù)據—收入分組情況下的居民數(shù)量分布與收入分布來計算。筆者采用如下使用較廣泛的離散弓形面積法計算公式：

其中：P為總人口數(shù)，W為總收入，Pi為第i組的人口數(shù)，Wi為累積到第i組的收入，n 為組數(shù)，G為收入差距的基尼系數(shù)。

該計算方法的優(yōu)點是不要求按人口數(shù)量等分分組，而各省市和國家的統(tǒng)計年鑒上大多數(shù)是不等分的；另外該方法也可以變通用到開口統(tǒng)計數(shù)據中。

由于分省的基尼系數(shù)計算需要歷年各省市的年鑒，計算方法也十分的繁雜，因此本文采用了田衛(wèi)民（2012）搜集整理計算的我國27 省市從1995 到2010年共16年的分城鎮(zhèn)居民和農村居民的收入差距基尼系數(shù)；另外筆者再補充了2011和2012年各省的數(shù)據，相關資料均來源于中國知網（CNKI）“中國經濟與社會發(fā)展統(tǒng)計數(shù)據庫”中所收錄的各省市的統(tǒng)計年鑒，由于資料的缺失，某些省份有少量缺失值（有關詳細數(shù)據另附表，若需要可向筆者索取）。

（二）模型設定

采用基尼系數(shù)來衡量收入差距狀況，取各變量的對數(shù)用線性回歸模型進行擬合，回歸方程如下：

其中：C 代表消費，I 代表收入，Gini代表基尼系數(shù)計算的收入差距，α為常數(shù)項，β1、β2為系數(shù)。解釋變量中加入I，一方面是因為收入與消費之間有著非常直接的關聯(lián)，另一方面有效的規(guī)避了物價指數(shù)難以準確獲得和地區(qū)性差異的問題。

檢驗分析

（一）各面板數(shù)據的單位根檢驗

本文采用STATA11.0 進行面板數(shù)據的回歸分析。下文中，cu、iu、gu分別代表城鎮(zhèn)的消費、收入和收入分配基尼系數(shù)；cr、ir、gr分別代表農村的消費、收入和收入分配基尼系數(shù)。各變量描述性統(tǒng)計如表 1所示。

對以上數(shù)據進行對數(shù)化處理后，用LLC（Levin-Lin-Chu）法則對lncu、lniu、lncr、lnir 進行面板數(shù)據的單位根檢驗（由于LLC 法則只能對平衡面板數(shù)據進行檢驗，而gr、gu為非平衡面板數(shù)據，故無法進行單位根檢驗），并加上時間趨勢項，結果顯示lncu、lniu、lncr均沒有單位根，但都有時間趨勢項；lnir 有近80%的可能性有單位根和時間趨勢項。

表1 城鄉(xiāng)居民消費、收入、收入差距變量的描述性統(tǒng)計結果

表2 lncu、lniu、lngu 隨機效應模型擬合結果

表3 lncr、lnir、lngr 固定效應模型擬合結果

表4 lncu、lniu、lngu 控制組內自相關、組間異方差下的FGLS 回歸

由于lncu、lniu 是同階單整I（0），對lncu、lniu、lngu 做xtwest 協(xié)整檢驗，滯后階數(shù)為1，結果顯示三者存在協(xié)整關系。同樣對lncr、lnir、lngr 做協(xié)整檢驗，由于天津農村收入差距基尼系數(shù)缺失值較多，只能做滯后階數(shù)為0 的檢驗，結果同樣可以判斷三者之間是存在協(xié)整關系的。

（二）面板數(shù)據隨機效應模型與固定效應模型的確定

各省市城鎮(zhèn)居民消費-收入差距模型的確定。首先以lncu為被解釋變量，lniu、lngu為解釋變量，分別進行面板數(shù)據的隨機效應模型和固定效應模型擬合，將其結果進行Haufman檢驗，以判斷不同截面之間的個體效應是否顯著不同，結果顯示有17%的可能性接受原假設，即不存在有區(qū)別的個體效應。因此最后決定采用隨機效應模型對城鎮(zhèn)的消費模型進行回歸擬合，結果如表 2所示。

各省市農村居民消費-收入差距模型的確定。同上，以lncr為被解釋變量，lnir、lngr為解釋變量，進行面板數(shù)據的隨機效應模型和固定效應模型擬合，然后進行Haufman檢驗，結果顯示在1%顯著性水平下拒絕原假設，因此各省市農村的消費-收入-基尼系數(shù)模型的個體效應之間的區(qū)別是顯著的，故選擇固定效應模型，結果如表 3所示。

下面繼續(xù)對城鎮(zhèn)的隨機效應模型與農村的固定效應模型進行自相關、異方差檢驗并修正。

（三）面板數(shù)據模型的自相關、異方差檢驗與修正

對城鎮(zhèn)消費-收入-基尼系數(shù)隨機效應模型殘差自相關性、異方差的檢驗與修正。首先進行組內的自相關性檢驗，P值為0，可見組內自相關性是非常顯著的。另外，由于是非平衡面板數(shù)據，且N大于T，采用Pesaran 組間自相關檢驗，發(fā)現(xiàn)P 值趨于0，即存在明顯的組間自相關；此外，進行組間的異方差檢驗，P值也趨于0。

對于以上問題，采用FGLS方法對組間異方差、組內自相關性進行控制，最后擬合結果如表 4 所示。從結果上來看，lniu、lngu的系數(shù)值相比之前未控制異方差、自相關情況下均有所降低，但各回歸參數(shù)仍是顯著的。

對農村消費-收入-基尼系數(shù)固定效應模型殘差異方差、自相關性的檢驗與修正。同樣采用Pesaran組間自相關檢驗，P值趨于0；然后進行組內自相關檢驗，P值也趨于0，說明該固定效應模型存在明顯的組間與組內自相關；進行組間異方差檢驗，P值趨于0，故存在顯著的組間異方差。

對于存在異方差與自相關問題的固定效應模型，可以采取Driscoll-Kraay 標準誤對該固定效應模型進行修正，可同時解決異方差與自相關問題，選擇最大滯后階數(shù)為1階，回歸結果和表 4相比，各變量回歸系數(shù)不變，而各系數(shù)P值雖然有所提高，但仍都在1%以下，因此原固定效應模型是可以接受的（表格數(shù)據略，結論供參考）。

另外，為了反映各個省市收入及收入差距對消費個體效應的不同（截距項的不同），采用加入了各截面虛擬變量的GLS回歸方法，同時控制組間異方差與組內自相關，結果顯示lnir、lngr 系數(shù)都是顯著的，對lncr的影響力相比之前的固定效應模型有所降低（分別為0.9659722和-0.0748467）；27個省市的虛擬變量回歸系數(shù)的P值在1%以內的13個省市，在5%以內的有15個（超過了半數(shù)），可見個體效應是比較顯著的。

結論

（一）數(shù)據分析結果的解釋

農村消費具有更強的地域特征。模型擬合的結果顯示城鎮(zhèn)居民的消費-收入-收入差距模型是隨機效應，即各個省個體效應的區(qū)別不明顯；而農村居民的消費模型的個體效應區(qū)別較明顯，其現(xiàn)實含義為不同省份的農民消費習慣會有所差別。對于這一數(shù)據分析結果的解釋，可能是因為農村地區(qū)具有地方特色的傳統(tǒng)文化相對城鎮(zhèn)來說保留的更多一些，不同省市間的差異也更大一些，而不同的文化與習俗造就了不同的消費習慣，從而導致了各地域個體特征的顯著性。相比之下，城鎮(zhèn)居民利用現(xiàn)代信息網絡技術在文化上的交流與溝通更廣泛，從而在文化習俗上的融合要更深入一些，這導致了城鎮(zhèn)居民消費習慣在地域特征上的不明顯。

收入、收入差距對消費的具體影響。無論是城鎮(zhèn)居民還農村居民，收入對消費的影響是正的，基尼系數(shù)對消費的影響是負的，這與一般常識、經濟學理論是相符的。

關于收入對消費的影響，居民收入lni（lniu 和lnir）每增加1%，城鎮(zhèn)居民消費lncu 增加0.9164%，農民居民消費lncr則增加0.9958%。lnir的系數(shù)要大于lniu的系數(shù)，說明農村居民平均消費傾向要高于城鎮(zhèn)居民，根據朱國林（2002）的結論可以推斷：相對城鎮(zhèn)居民來說，有更多的農民收入水平處于滿足基本消費的收入水平Y0與保證預防性儲蓄的收入Y*之間，農民收入的整體水平低于城鎮(zhèn)居民。

收入差距的基尼系數(shù)對消費的影響，lngu和lngr每增加1%，lncu會減少0.075%，而lncr則減少0.112%。收入差距對消費的影響，在農村比城鎮(zhèn)要大得多。

另外，農村消費模型的截距為負數(shù)，城鎮(zhèn)的為正數(shù)，說明城鎮(zhèn)居民的初始消費水平要大于農村居民。但是，隨著收入的增加、基尼系數(shù)的減少，農村居民的消費增長速度遠高于城鎮(zhèn)居民。

（二）建議

在經濟增長乏力、居民收入增長緩慢的情況下，要想從總量上擴大內需、增加居民消費，應該減少收入差距，其中更有效的方式是減小農村居民的收入差距。其宏觀經濟政策應該是加強對低收入群體的轉移支付，尤其是農村低收入群體的補貼；調整稅制結構，在進一步提高所得稅率累進性的同時降低間接稅率（流轉稅、增值稅等），這樣對改善收入分配的效果更好（徐建煒，2013）；進一步加大公共產品的供給，如義務教育、城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保障等，這些政策都非常有利于增加低收入群體的實際收入水平。另外，在投資拉動對經濟增長影響有限的情況下，政府應該轉變“花錢”的方式，從補供方轉變?yōu)檠a需方，將這些資金交給城鄉(xiāng)居民，由他們決定消費什么和消費多少，這在我國目前產能過剩、面臨經濟結構轉型的背景下，是一個較好的政策取向；同時補需方相比于補供方，其補貼會更多的落實到低收入群體，從而有助于降低收入差距、擴大消費。

1.約翰·梅納德·凱恩斯.就業(yè)、利息與貨幣通論[M].商務印書館，1999

2.田衛(wèi)民.省域居民收入基尼系數(shù)測算及其變動趨勢分析[J].經濟科學，2012（2）

3.朱國林，范建勇，嚴燕.中國的消費不振與收入分配：理論和數(shù)據[J].經濟研究，2002（5）

4.徐建煒，馬光榮，李實.個人所得稅改善中國收入分配了嗎—基于對1997-2011年微觀數(shù)據的動態(tài)評估[J].中國社會科學，2013（6）