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1、分项收入差距影响消费的实证研究摘 要：收入差距过大降低平均消费倾向，导致消费不足、阻滞经济增长已成理论共识。但基于收入来源的分项收入差距是否以及如何影响消费，则是尚待研究的理论和政策问题。通过实证研究20002013年我国城乡居民分项收入差距及对消费的具体影响。结果显示，转移性、工资性、财产性收入差距每扩大1个单位，最终消费率分别降低37.73、6.67、2.39个百分点；而经营性收入差距与最终消费率呈不显著的正向关系。藉此，根据分项收入的性质，针对性地提出了缩小转移性、工资性、财产性收入差距，调整经营性收入差距，切实扩大消费需求的对策建议。 关键词：分项收入差距；消费率；消费主导：张慧芳，西
2、安交通大学经济与金融学院副教授，经济学博士，博士生导师（陕西 西安 710061）朱雅玲，西安交通大学经济与金融学院博士生（陕西 西安 710061）收入与消费紧密相关是理论和实践共识，经典的主流消费理论大多将消费者视为无差异群体来分析收入与消费之间的关系，其研究虽然给有关分析带来了极大支撑，但却与客观现实不甚符合。实际生活中，收入差距作为一种客观存在，不仅直接导致消费低迷，而且会引发经济危机。印裔经济学家莱维?巴特拉（Ravi Batra，1988）1和美国一些“结构派”（Structuralist）学者将大萧条归因于分配越来越不平等，主要是由于19221929年，美国1%的家庭拥有的国民财
3、富从31.6%上升到36.3%。不仅收入差距，而且不同收入来源也影响消费。由于不同来源收入性质不同，其差距对于消费的影响也不尽一致。因此，从理论和实证上研究分项收入差距对消费的影响具有重要现实意义和政策价值。一、文献回顾与思考收入是影响消费的最主要因素，经典专家对此作了多角度的研究。凯恩斯（1936）最早将收入引入消费函数，提出总消费是总收入的函数的绝对收入理论2（Absolute Income Hypothesis，AIH）；杜森贝里（1949）则提出了个人效用（消费）仅仅是其相对收入的函数的相对收入假说3（Relative Income Hypothesis，RIH），消费者的消费一方面受
4、相关群体的消费和收入的影响，具有“示范效应”或“攀附效应”；另一方面，消费者的现期消费受自己目前和过去的收入和消费水平的影响，具有“不可逆性”或“棘轮效应”4；弗里德曼（1957）的持久收入假说5则认为现实的消费不受意外的收入或损失的影响，具有稳定性，家庭的恒常消费取决于恒常收入；莫迪利安尼以消费者行为理论为基础提出了生命周期假说67（Life Cycle Hypothesis，LCH），该假说认为理性的消费者总是以效用最大化来安排其收入和消费，使一生中的收入与消费相等；阿瑟?斯密塞斯（A.Smithies，1950）短期消费函数或决定收入假说8认为短期边际消费倾向是递减的，但长期由于收入以外
5、各种因素的影响，人们的消费支出增加，使消费曲线随时间延长而逐渐上移；库兹涅茨的长期消费函数9（Kuznets Long Run Consumption Function）表明边际消费倾向在长期中并不随着收入的增加而递减，即在长期消费函数中，消费为收入的一个固定比率，平均消费倾向并非呈递减趋势，而是相当稳定；霍尔（R.E.Hall）的理性预期假说10，采用随机游走方法提出了适应预期消费函数。经典学者的共同之处是利用收入工具来解释消费变化，为研究收入和消费间关系做出了巨大贡献。在居民财富大幅提升的同时，收入差距及其对消费的影响也越来越大。所以收入差距对消费的影响吸引了很多学者的研究兴趣。西蒙?库兹
6、涅茨（1942）通过对18691938年美国居民收入和消费数据的研究，得出边际消费倾向与收入成反比的结论；Khan（1987）11对20个发展中国家的研究，Heerink和Folmer（1994）12通过对54个国家的研究发现，相对平均的收入分配会产生较高的消费需求；Chakrabarty、Schmalenbach和Racine （2006）13基于非参数估计方法，运用英国家庭收入与消费支出的数据，也表明了收入差距的缩小显著影响总消费。Ximing Wu和Jeffrey M. Perloff（2004）14利用19852001年统计数据，研究中国城乡收入和地区间不断扩大的收入差距均造成消费的不
7、均衡。国内多数学者都认同收入差距影响消费需求的观点，并从理论和实证上都对其加以证明。刘文斌（2000）15、李军（2003）16、苑小丰和范辉（2010）17、聂垒垒（2014）18等从理论上探讨了收入差距对消费总量及其变动的影响，认为收入差距扩大是居民消费需求不振的重要原因；臧旭恒和张继海（2005）19、陈乐（2007）20、陈斌开（2012）21等实证研究了收入分配对城镇居民消费的影响，结果表明收入差距对总消费产生显著的负向作用，城乡收入差距每扩大1单位，居民消费率将下降6.5%。陈乐精确计算出高收入阶层占城镇居民总收入的比重每上升1个百分点，平均消费倾向就下降2.36个百分点，基尼系数
8、每上升1个百分点，平均消费倾向就下降0.23个百分点。经验事实表明，收入差距的马太效应加剧了穷者“有心无力”、富者“有力无心”的消费现象，最终导致居民消费倾向总体降低，消费下滑，有效需求不足。以上研究不乏真知灼见，也丰富和发展了消费经济学的理论和实践。但目前国外经典消费函数理论多集中于探讨收入与消费之间关系的研究，收入差距对消费影响的文献并不多见。国内学者关于收入差距对消费影响的研究，多集中于城乡之间、地区之间、阶层之间等二元视角，曾国安（2008）22、赖文燕（2010）23、范从来（2011）24等虽然研究了工资性、转移性、财产性和经营性等分项收入的不平等效应，为优化收入结构提供了理论支撑
9、。但进一步根据不同来源研究分项收入差距的消费影响效应仅有巩师恩、范从来（2012）等人25。事实上，不同来源的收入差距对消费的影响差异较大，但目前理论研究却较少。藉此，本文实证研究了工资性、转移性、财产性和经营性四个分项收入差距对消费的具体影响，以期从优化收入来源结构视域为更好地促进消费提供政策建议。 二、中国居民收入差距与最终消费率的经验分析我国居民的收入来源结构分为工资性收入、经营性收入、财产性收入和转移性收入四种。相应地，城乡居民收入差距也可分为工资性收入差距、经营性收入差距、财产性收入差距和转移性收入差距。1. 城乡收入差距与最终消费率根据国家统计局数据，我国城乡居民收入差距、收入比、
10、消费差距均呈上升趋势，最终消费率则缓慢下降（图1）。19782013年城乡居民收入差距由209.8元上升到18 059元，收入比由2.57曲线上升到3.03，消费差距由199.14元提高到11 397元。而同期最终消费率由62.1%下降到49.8%。分阶段看，19781984年城乡收入差距缩小，城乡收入比呈下降之势，对应的，最终消费率则呈缓慢上升之势；20世纪80年代中期开始，随着城乡收入差距拉大、收入比上升，消费率逐渐下降；新世纪开始，城乡收入差距扩大而最终消费率降低形势日益严峻，2009年城乡收入比达到3.33历史峰值，最终消费率则在2009、2010达到48.5%、48.2%的历史低谷，
11、2011年至今，城乡收入差距缓慢缩小，最终消费率则逐渐有所提升。经验数据曲线与臧旭恒、张继海（2005）、陈斌开（2012）等理论研究相吻合，即城乡收入差距与最终消费率呈负相关，城乡收入差距小，最终消费率高；反之则低。其政策含义是提高最终消费率必须缩小城乡差距。2. 分项收入差距与最终消费率城乡分项收入差距由大到小分别是转移性收入、工资性收入、财产性收入和经营性收入（图2）。其中转移性收入差距2003年后大幅缩小，工资性收入差距近几年也有缩小趋势；而财产性收入差距、经营性收入差距却有缓慢扩大趋势。不同于总体收入差距与消费率的负向关系，各分项收入差距与最终消费率并未呈现明显的正向或反向关系，因此
12、需要做进一步的实证检验和判断。三、分项收入差距对消费影响的实证检验1. 变量选取与模型设定（1）被解释变量：最终消费率（CONSUME），采用消费支出占全国GDP比重予以衡量。（2）解释变量：1）城乡收入差距（GAP），采用国内外学者常用的城乡居民收入比衡量，即城镇居民人均可支配收入与农村居民人均纯收入之比（Li，S.，201026；陆铭、陈钊，200427；迟巍、蔡许许，201228）。2）城乡居民工资性收入差距（GAPR1），采用城镇居民人均工资性收入与农村居民人均工资性收入之比衡量。3）城乡居民经营性收入差距（GAPR2），即为城镇居民人均家庭经营性收入与农村居民人均家庭经营性收入之比。
13、4）城乡居民财产性收入差距（GAPR3），采用城镇居民人均财产性收入与农村居民人均财产性收入之比衡量。5）城乡居民转移性收入差距（GAPR4），即为城镇居民人均转移性收入与农村居民人均转移性收入之比。基于上述变量，我们建立如下时间序列模型进行实证检验：CONSUMEt=？茁0+？茁1GAPt+？滋t（1）CONSUMEt=？茁0+？茁1GAPR1t+？茁2GAPR2t+？茁3GAPR3t+？茁4GAPR4t+？滋t（2）模型（1）用于分析城乡居民总体收入差距与消费的关系，检验最终消费支出与城乡收入差距关系是否与多数学者得出的结论以及现实数据表现出的负向关系一致。模型（2）用于考察城乡分项收入差
14、距与最终消费率之间的关系，期望能够得到各分项收入差距与消费间更清晰的关系。在综合考虑数据的真实性、可得性和科学性的基础上，我们主要选取20002013各年最终消费率、城镇居民人均可支配收入、农村居民人均纯收入以及相关的分项收入，根据相关公式计算实证所需变量，文章数据均来自国家统计局网站，主要利用Eviews软件进行实证。2. 实证结果分析（1）平稳性检验由于时间序列的协整分析要求检验变量的平稳性，因此我们先对最终消费率、城乡居民总体收入差距和分项收入差距进行平稳性检验，检验结果见表1。从表1中可以发现，最终消费率、城乡居民总体收入差距、工资性收入差距、经营性收入差距、财产性收入差距和转移性收入
15、差距数据序列都是不平稳的，但他们的一阶差分均在不同的显著水平下平稳，即？驻CONSUMEI（1），？驻GAPI（1），？驻GAPR1I（1），？驻GAPR2I（1），？驻GAPR3I（1），？驻GAPR4I（1），符合协整检验对变量的同阶单整要求，因此可对上述变量进行协整检验。（2）协整检验通过单位根检验，解释变量与被解释变量存在同阶单整关系，变量之间可能存在协整关系，因此我们主要通过AEG检验29，即基于回归残差进行协整检验。1）对消费率和城乡居民总体收入差距建立回归方程，估计后得到：CONSUMEt=122.60-22.05GAPt（6.003 3） （-3.413 2）R2=0.816
16、7 F=129.649 9 D.W.=1.93回归结果表明，可决系数0.817 6，F统计值129.649 9均表明模型整体拟合良好，D.W.值位于2附近，说明变量不存在自相关。而常数项和系数的t统计值均大于临界值，说明变量显著，即城乡居民收入差距每扩大1个单位，将导致消费率降低约22个百分点。对上式残值进行平稳性检验，结果见表2。检验结果显示，残差序列在1%的显著性水平下拒绝原假设，为平稳序列，说明20002013年消费率和城乡居民收入差距间存在协整关系，协整向量为（1，22.05）。 2）对消费率和城乡居民分项收入差距建立回归方程，估计后得到：CONSUMEt=114.96-6.67GAPR1t+0.125GAPR2t-2.39GAPR3t-37.73GAP
