浙江居民收入差距对消费需求影响实证分析.docx
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浙江居民收入差距对消费需求影响实证分析
浙江居民收入差距对消费需求影响实证分析
近年来，浙江经济增长经历了由投资驱动向投资和消费双驱动的转变，但是浙江的消费率总体仍然偏低，近几年都在50％以下，不仅同80％的世界平均水平相差甚远，还低于全国平均水平5个多百分点。
其中，反映居民消费需求的平均消费倾向仍呈逐年走低态势。
消费率过低已严重影响到浙江经济增长模式的选择，尤其是今年以来，国际金融市场动荡加剧，全球经济增长明显放缓，靠投资需求和出口需求拉动经济增长的难度越来越大，因此党的十七届三中全会提出了“采取灵活审慎的宏观经济政策，着力扩大国内需求特别是消费需求”，进一步发挥消费需求对经济增长的促进作用显得更为重要和迫切。
影响居民消费需求的因素很多，诸如收入、利率、价格水平、收入分配、消费者信贷、年龄构成、制度、风俗习惯等。
在近年来居民收入差距不断扩大、引起社会各界极大关注的情况下，本文以收入分配环节为切入点，分析居民收入分配差距对消费需求的影响。
本文以基尼系数和平均消费倾向为变量，在对二十世纪80年代初以来浙江居民收入差距与居民消费需求之间关系进行描述性分析的基础上，采用单位根检验、格兰杰因果关系检验和系统变参数模型等计量经济研究方法，通过实证揭示浙江居民收入差距对居民消费需求的影响，以期为解决当前居民收入差距扩大问题、促进经济增长模式向消费主导型转变提供决策依据。
一、变量选择和样本数据
基尼系数是衡量收入差距最常用的指标，用来反映居民收入分配与绝对平均分配的差距，它的取值在0和1之间，数值越大，收入差距越大。
由于资料来源的限制和计算方法的不同，不同学者和研究机构计算的基尼系数的差异较大，本文以浙江调查总队城镇住户调查处和农村住户调查处发布的浙江城镇居民基尼系数和农村居民基尼系数为准。
在此基础上，为了研究全省城乡居民的收入差距状况，本文采用R.MSundrum在其《欠发达国家收入分配问题》一书采用的二分法来计算全部城乡居民的基尼系数，计算公式如下：
上式中，G是全省城乡居民收入分配的基尼系数；G1和G2分别表示农村居民和城镇居民的基尼系数；P1和P2分别表示在总人口中农村居民、城镇居民各自的人口比重；Y1和Y2分别表示农村居民、城镇居民的人均收入；
是全体居民的人均收入。
居民消费倾向是指收入中用于消费的比率，反映居民消费支出和收入水平变动关系。
消费倾向分为平均消费倾向和边际消费倾向。
本文采用居民平均消费倾向指标来反映消费需求，即居民总消费支出和总收入的比率，反映居民在一定时期内平均每单位收入用于消费的部分。
同样，本文以城镇居民人口和农村居民人口为权重，计算得到全省城乡居民的平均消费倾向（APC），公式如下：
APC=（城镇居民人均消费性支出*城镇居民人口+农村居民人均消费性支出*农村居民人口）/（城镇居民人均可支配收入*城镇居民人口+农村居民人均纯收入*农村居民人口）
本文使用的数据除城镇居民基尼系数和农村居民基尼系数取自《浙江省农村住户调查资料（2007年）》（国家统计局浙江调查总队）外，其余都来源于历年的《浙江统计年鉴》。
考虑到数据的完整性，样本区间定为1982年—2007年。
本文数据处理采用计量经济分析软件Eviews5.1进行。
二、居民收入差距和消费需求的变化趋势
在进行实证分析前，先对浙江居民收入差距和消费需求的变动趋势进行初步观察，以了解两者之间的大致关系，为实证分析奠定基础。
从图1可以看出，从二十世纪八十年代以来，浙江居民收入分配基尼系数总体呈现波浪式上升的走势，而平均消费倾向则总体上是一个波浪式下降的走势。
分阶段比较两者发展轨迹，可以发现，在1982-1991年，基尼系数和平均消费倾向基本保持了一个同向的走势，且均以1988年为界，完成了一个先上升、后下降的过程；1988年，基尼系数为0.2910，平均消费倾向为0.926，均达到了这一时期的阶段性峰值。
而1991年以后，两者出现反向走势，基尼系数再次步入上升轨道，从1991年的0.2851，上升到2007年的0.3827注，而平均消费倾向则从1991年的0.847，下降到2007年的0.744。
进一步对基尼系数和平均消费倾向两个时间序列进行相关分析，得到的Pearson相关系数值的绝对值大于0.8，可以得出结论，基尼系数和平均消费倾向呈高度相关关系（见表1）。
表1基尼系数与平均消费倾向的Pearson相关分析结果
基尼系数
平均消费倾向
基尼系数
相关系数
1.0000
-0.8015
P值
0.0000
平均消费倾向
相关系数
-0.8015
1.0000
P值
0.0000
*显著性检验为双尾检验
三、收入差距对消费需求影响的实证分析
（一）序列平稳性检验
从前述分析可知，基尼系数序列曲线有上升的线性时间趋势，平均消费倾向序列曲线有下降的线性时间趋势，因此在作进一步的研究之前首先要对这两个时间序列进行平稳性检验。
表2是对变量时间序列运用目前广泛使用的ADF单位根检验所得到的结果，其中x、y分别代表基尼系数和平均消费倾向，△x、△y分别是x和y的一阶差分。
检验结果表明，x、y的ADF值都大于显著性5%的临界值，都存在单位根，是非平稳序列；而经过一阶差分后，△x、△y的ADF值都小于显著性5%的临界值，都不存在单位根，是平稳序列，即x、y都是一阶单整序列。
表2单位根检验结果
变量
检验类型
ADF值
5%临界值
P值
检验结果
x
（c,t,1）
-2.9779
-3.6122
0.1582
不平稳
y
（c,t,o）
-2.5593
-3.6032
0.2998
不平稳
△x
（c,t,2）
-4.7506
-3.6329
0.0053
平稳
△y
（c,n,3）
-3.6083
-3.0124
0.0147
平稳
注：
（c，t，k）分别表示常数项、趋势项和滞后阶数，n表示不包含常数项或趋势项，滞后阶数的选择标准是以AIC和SC值最小为准则。
（二）格兰杰因果关系检验
格兰杰因果关系检验考察的是序列x是否是序列y产生的原因，其主要原理是：
先估计当前的y值被其滞后期取值所能解释的程度，然后验证x的滞后值是否可以提高y的解释程度，如果是，则称序列x是y的格兰杰原因，此时x的滞后期系数具有统计显著性。
相应地，还应该考虑问题的另一方面，即序列y是否是x的格兰杰原因。
表3格兰杰因果关系检验结果
滞后期
平均消费倾向不是基尼系数的原因
基尼系数不是平均消费倾向的原因
F值
P值
检验结果
F值
P值
检验结果
1
2.80671
0.10870
接受
0.03770
0.84792
接受
2
1.77570
0.19778
接受
0.63550
0.54114
接受
3
0.23143
0.87306
接受
2.59878
0.09067
拒绝
4
0.78809
0.55469
接受
2.53621
0.09491
拒绝
5
0.72984
0.61871
接受
4.62164
0.02291
拒绝
6
0.72402
0.64753
接受
3.40965
0.08055
拒绝
由于只有在平稳变量之间或存在协整关系的非平稳变量之间才能进行格兰杰因果关系检验，本文中△x、△y都是平稳序列，可以对两个变量进行格兰杰因果关系检验。
检验结果显示，在10%的显著性水平下，当滞后期为1、2、3、4、5、6时，均接受“平均消费倾向不是基尼系数的原因”的原假设；而当滞后期在3以上时，均拒绝“基尼系数不是平均消费倾向的原因”的原假设。
可见，二十世纪80年代以来浙江居民收入差距是影响消费需求的原因，但两者不存在互为因果的关系。
上述因果关系检验结果与一般经济理论和国内外学者的研究结果是基本吻合的。
自二十世纪50年代以来，众多专家学者运用不同的数据，对收入分配差距对消费需求的影响进行了大量的计量研究，尽管结论不尽相同，既有认为收入分配不平等有利于经济增长的，也有认为收入差距扩大导致居民消费倾向下降、消费需求不足从而制约经济增长的，但有一个结论是共同的：
即居民收入差距是影响消费需求的一个重要因素。
（三）变量间的系统变参数模型
那么改革开放以来随着浙江居民收入差距的不断扩大，其对居民消费需求又产生了怎样的影响呢？
为了实证分析浙江居民收入差距扩大过程中对居民消费需求的动态影响过程，探求收入差距的合理范畴，本文拟建立基尼系数和平均消费倾向的系统变参数模型进行研究。
1.模型基本原理
系统变参数模型是虚拟变量模型的推广，它允许回归模型的截距和斜率随样本观测值改变而系统地改变。
系统变参数模型可以分为截距变动模型和截距斜率同时变动模型。
（1）变截距模型
设线性回归模型为：
Yt=β1t+β2X2t+β3X3t+…+βkXkt+ut
（1）
截距项β1t比各斜率系数多一个下标t，说明回归模型的斜率在整个样本期保持不变，截距项β1t的变化是随t的改变而变化。
并且假定β1t的变化是系统的（即非随机的），且这种变化是全由外生变量决定，则
（1）式就是一个系统变参数模型。
为了表述方便，我们假定β1t由下面简单的辅助关系决定：
β1t=a1+a2Zt
（2）
式中a1和a2是常数，又称为“超参数”，Zt是用来解释β1t变动的外生变量。
（2）代入
（1）得
Yt=a1+a2Zt+β2X2t+β3X3t+…+βkXkt+ut（3）
用最小二乘法（OLS）法可对上式中的超参数以及其他参数一并进行估计。
（2）截距和斜率同时变动模型
我们也可以假定斜率参数与截距一样存在系统变动。
例如，如果允许β2作如下变动：
β2t=b1+b2Wt（4）
将（4）代入（3），则有
Yt=a1+a2Zt+b1X2t+b2X2tWt+β3X3t+…+βkXkt+ut（5）
这里只假定β1t和β2t存在系统变化，在实际应用中，我们还可以假定更多的参数存在系统变化，甚至可以允许超参数变量本身不是常数。
用OLS法得到（5）式中参数估计值之后，即可对参数是否存在系统变化进行统计检验。
如果a2和b2在统计上不显著，就可以把β1和β2看作常数；反之如果a2和b2在统计上显著地不为零，则认为β1和β2存在系统变化。
2.模型估计
设初始模型如下：
y=α+βx（6）
x、y分别代表基尼系数和平均消费倾向。
假设模型截距α和斜率β都是随时间推移不断变化的，假定α和β的变化可由下面的辅助方程决定（设1982年时T=1，1983年时T=2，以此类推）：
αt=a1+a2T+a3T2
βt=b1+b2T+b3T2T=1，2，3，…26（7）
将（7）代入（6）得
Yt=a1+a2T+a3T2+b1Xt+b2TXt+b3T2Xt+μt
用OLS法估计上式，得如下结果：
Y=0.6274+0.0530T-0.0016T2+1.1831X-0.2358TX+0.0068T2X
P（0.0008）（0.0746）（0.4752）（0.2030）（0.0016）（0.1605）
由上面的结果知道，大部分系数不显著，故假定的变参数方程存在一定问题。
故不妨再假定α和β的变化可由下面的辅助方程决定：
αt=al+a2T
βt=b1+b2TT=1，2，3，…26
此时模型确定为：
Yt=a1+a2T+b1Xt+b2TXt+μt
代入数据，用OLS法估计结果如下：
Y=0.9220-0.0086T-0.0607X+0.0055TX
P（0.0000）（0.5021）（0.8888）（0.8450）
方程拟合的效果仍然不好。
以此类推，经过多次试算，当辅助方程为
αt=a1+a2T+a3T2
βt=b1+b2TT=1，2，3，…26
时，得到如下拟合效果较好的模型：
Yt=a1+a2T+a3T2+b1Xt+b2TXt
OLS法估计结果为：
Y=0.5011+0.0158T+0.0016T2+2.0624X-0.1989TX（8）
P（0.0016）（0.2100）（0.0017）（0.0066）（0.0038）
DW=1.37，F=22.89，R2=0.78
（8）式又可写成：
Y=0.5011+0.0158T+0.0016T2+（2.0624-0.1989T）X
因此可知：
当X的系数2.0624-0.1989T>O，即T<10.37时，收入差距对消费需求有正的作用；当2.0624-0.1989T10.37时，收入差距对消费需求有负的作用。
3.模型结果分析
从以上结果可知，浙江居民收入差距对消费需求的影响以T=10（1982年时T=1）大致分为两个阶段：
当T<10.37时，即1982-1991年，收入差距对消费需求有正的作用。
这说明在改革开放初期，人们收入水平迅速提高，居民收入差距开始拉大，但此时的收入差距，有利于扩大人们生产的积极性，对收入增长有很大的促进作用。
富裕的人们对多数耐用品的消费欲望远远没有饱和，所以仍然有很高的消费需求；一般的家庭收入也有很大的提高，在国家的医疗、教育改革没有进行之前，人们暂时不用为这些未来的消费储蓄，人们的收入主要用于消费。
这一阶段，基尼系数没有超过0.3，平均消费倾向则基本稳定在0.85以上，收入差距的适度扩大支持了消费结构的升级替代，进而促进了消费需求的增长。
当T>10.37时，即1992-2007年，收入差距对消费需求产生了负的作用。
这一时期，基尼系数从0.3以下上升到接近0.4，居民的收入差距迅速扩大，财富向少数高收入者集中，高收入群体收入比重增大，高收入群体人口比重减少，低收入者的收入比重减少，低收入者的人口比重加大。
高收入者经过前一时期的消费积累，对各种消费需求已经饱和，高收入者的高收入无法转化消费，高收入者的消费倾向降低，而低收入者的消费倾向高，有消费欲望但无力消费。
如浙江城镇居民中20%高收入户收入占全省城镇居民收入的比重从1992年的27.4%上升到2007年的40.3%，其平均消费倾向从1992年0.739下降到2007年的0.605；而20%低收入户的收入比重从1992年的14.3%下降到2007年的7.7%，其平均消费倾向的变化幅度则较小，1992年和2007年分别为0.910和0.904。
故这一时期居民收入差距的扩大抑制了总消费，全部居民的平均消费倾向逐步下降。
四、主要结论与政策建议
（一）主要结论
本文采用描述性分析、单位根检验、格兰杰因果关系检验和系统变参数模型等研究方法，运用1982-2007年的有关数据，就二十世纪80年代初以来浙江居民收入差距对居民消费需求的影响进行了实证分析，主要结论如下：
1.反映居民收入差距的基尼系数和反映居民消费需求的平均消费倾向均是单整序列，两者之间存在高度相关关系；其中收入差距是影响消费需求的原因，但两者不存在互为因果的关系。
2.收入差距对消费需求的影响呈现阶段性特点：
在1982-1991年，基尼系数低于0.3的情况下，适度的收入分配不平等推动了一个消费品结构升级替代的过程，从而促进了消费需求的提高；而在1992-2007年，基尼系数从0.3以下上升到接近0.4，收入差距的持续扩大降低了社会平均消费倾向，导致有效需求不足，从而制约了经济发展。
（二）政策建议
从上文研究可知，近年来浙江居民收入差距的不断扩大，是造成居民消费需求不足的重要原因。
因此，需要努力解决当前居民收入差距扩大的问题，使居民收入差距保持在一个合理的范围内，以有效地促进消费需求和消费结构的升级优化。
为此，提出如下政策建议：
1.按照公平、合理的原则清理和整顿收入分配秩序，通过法律、法规和监督机构来约束分配中的不合理行为。
具体包括：
一是要建立和完善政府收入体系和制度，加强政府收费管理，规范政府分配行为。
二是要进一步完善企业分配制度，建立符合现代企业特点的企业基本工资制度。
三是要规范垄断行业的收入分配，要以打破垄断为突破口，加快推进和完善垄断行业改革；最大限度地引入市场竞争机制，限制垄断经营规模；合理调节少数垄断性行业的过高收入，消除由于不合理的制度性因素带来的行业收入差距。
2.改革现有城乡分割的二元分配制度。
首先，要打破传统的城乡分割的户籍制度，构建新型的现代城乡户籍管理制度；其次，消除农民进城的制度障碍；支持和引导农村劳动力向城市有序流动，进入平等竞争的统一的劳动力市场；再次，积极建立进城农民工的社会保障制度和公共服务制度，并逐步使之纳入城市居民的社会保障和公共服务体系中；还要加大对农村公共产品的投入，完善农村的教育、卫生和社会保障制度，努力增加农民收入，以提高占人口绝大部分比重的农村居民的消费水平。
3.增加中等收入者人口比重。
中等收入阶层边际消费倾向居中，正处于从小康向富裕型转变、从讲求消费数量向消费质量转变的阶段，加上多年的积累，已构成最具当前消费的群体，但目前我国中等收入阶层比重却很小，使中等收入阶层难以形成一个庞大的消费团体，进而拉大我国的消费需求。
因此，需要扩大中等收入阶层比重，从制度上保证“多种分配方式并存”的分配制度，调动各方面的积极性，努力形成“橄榄型”收入分配格局。
4.完善社会保障体系，加大转移支付力度。
具体可以分为两个方面，一方面是针对中等收入、高收入阶层居民，使他们能够通过社会保障制度形成对未来收入和支出的良好预期，增加其当期消费倾向；另一方面，对低收入户、困难户的社会保障，这主要是加大对这部分居民的转移支付，逐步提高社会保障覆盖率，增加这部分低收入居民的现期消费。
5.加大税收对收入差距的调节力度。
完善个人所得税制，是缩小收入差距的重要措施。
增加高收入者的税负，降低他们的相对收入，减少低收入者的税负，提高他们的相对收入。
首先，提高个人所得税的起征点和累进程度，把收入再分配的目标集中在于极少数最高收入者。
其次，要提高收入的透明度，建立个人收入纳税申报制度，坚决取缔非法收入和各种灰色收入。
第三，开征遗产税、赠与税、高消费税等以降低高收入者的储蓄欲望，同时提高低收入者的收入，使他们获得最低的消费需求，从总体上提高消费倾向。
6.建立公平合理的教育制度，加大对弱势群体教育的政策支持。
改善低收入人群的教育状况，是在结果上缩小收入差距的一个重要前提。
换言之，通过改善教育，可以使人们在人力资本的差距上有所缩小，打破优势阶层对优势职业的垄断局面，使教育成为社会流动的机制，成为改变人的社会位置的重要途径。
注：
本文运用R.MSundrum的二分法计算的近几年浙江省全部城乡居民基尼系数，与浙江调查总队近年发布的相关数据略有出入，如后者发布的2007年全部城乡居民基尼系数为0.4078。
主要原因是计算方法不同，后者是用全部城乡居民的住户分户资料直接计算的。
由于无法得到完整的2000年以前历年城乡居民的住户分户资料从而直接计算基尼系数，本文为满足研究需要，用二分法计算了1982-2007年的全部城乡居民基尼系数，也能客观反映浙江居民收入差距的变化趋势。
一、引言
目前，中国的高储蓄现象已备受人们关注，很多学者认为中国目前养老保险制度不健全、养老保险覆盖面小是造成居民高储蓄的重要原因。
他们大多认为，“扩大养老保险覆盖范围，解决了人们的后顾之忧，居民在工作期间就可以放心消费，从而减少储蓄”。
然而，我国从90年代中期实行“统账结合”的养老保险制度起，养老保险覆盖范围逐年扩大，截至2006年底，参保的在职职工已达到14130.9万人，是1990年参保人数的2.7倍；参保的离休、退休退职人数已达到4635.4万人，是1990年的近4.8倍，城镇居民储蓄率不但没有减少，反而却分别从1990年的15.3%、增加到2006年的26%。
可见，近十几年养老保险覆盖范围不断扩大究竟能否降低居民储蓄率，还有待于深入研究。
因而，评价中国养老保险制度实施对居民消费的影响，在理论和现实上都有着重要的意义。
下面，本文将利用我国各地区城镇居民1994~2006年的有关数据建立经济计量模型，就这一问题进行实证研究。
二、文献回顾
国外学术界关于分析养老保险对储蓄、消费影响的文献十分丰富。
最早可以追溯到Diamond（1965）在经济增长模型中引入社会保险，从此，多年来社会保险对储蓄和资本积累的影响就成为学术界争论不休的问题。
Feldstein（1974）利用美国1930-40/1947-71样本数据估计包含养老保险指标的生命周期消费函数，通过实证，他认为社会养老保险可消减个人储蓄。
然而Barro（1974）指出，当存在代际转移时，社会养老保险对储蓄没有影响。
较早的关于研究这些问题的文献都没有一致的结论，例如，Feldstein（1982，1996）、Barro和Macdonald（1979）、Leimer和Lesnoy（1982）等都提出自己的观点。
Cigno和他的合作者（1992）年通过对多个国家的时间序列数据实证分析，认为在完全基金制的情况下，扩大社会保险覆盖范围对储蓄有显著正的影响。
Abel（1985），Kotlifoff，Shoven和Spivak（1987）以及Hubbard（1987）等人利用部分均衡模型分析了社会保障制度与预防性储蓄的关系。
他们均发现，提高社会保障水平可以显著减少预防性储蓄，进而降低储蓄率。
近几年，研究社会养老保险对储蓄的影响，国外研究者考虑更多的因素，研究方法也多有创新。
戴维斯（1995）利用生命周期理论研究养老基金对个人生命周期储蓄的影响。
他认为由于以下几个原因，养老保险制度并不会使个人储蓄减少。
第一，由于养老承诺的非流动性和未来收益的不确定性，尤其是在通货膨胀压力下，个人储蓄不会随着养老金收益的增加而一对一地减少；第二，流动性约束的存在使个人自由借债的能力受限，那么，个人在年轻时就应该为年老的消费积累资金，这样，个人储蓄就不会因为强制储蓄而减少；第三，为了追求闲暇，职工可能希望提前退休，这会使他增加工作期的储蓄；第四，如果从当前消费转向未来消费的税收方面有优惠政策，也会为提高个人的总储蓄而提供激励。
然而，戴维斯在分析12个OECD国家、智利和新加坡的养老金后，并没有发现养老基金对个人储蓄有规律性影响。
因此，他认为，基金制养老金计划对个人储蓄的影响要依各个国家经济的具体情况而定。
在《宏观经济学》（1998）一书中，奥利维尔•琼•布兰查德和斯坦利•费希尔采用戴蒙德的代际交叠模型分析养老保险对储蓄和资本积累的影响。
他们得出以下结论：
在完全基金制下，社会养老保险对储蓄没有影响；在现收现付制条件下，社会养老保险贡献会使私人储蓄减少。
Zhang（1995）分析养老保险对经济增长的影响时，认为非基金制条件下的社会养老保险可以通过降低出生率和增加人力资本投资来促进经济增长。
但他指出，社会养老保险对储蓄没有影响。
Ehrlich和Zhong（1998）用多国数据检测养老金/GDP这一比率与出生率、储蓄和经济增长的关系。
他们发现，社会养老保险对出生率、储蓄和经济增长有显著负的影响。
AlessandroCigno、LucaCasolaro和FurioC.Rosati（2000）通过建立VAR模型，用德国数据估计社会养老保险对储蓄和出生率的影响。
他们发现，社会养老保险覆盖率对家庭储蓄有正的影响，但对出生
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