收入差距、消费支出与扩大内需的统计研究

李艳丽

0 引言

众所周知，关于居民收入与消费支出之间关系的研究已成为经济学界一个古老的课题，但是，随着经济社会形势的不断变迁与发展，尤其是在扩大内需和缩小居民收入差距的经济背景下，关于居民收入与消费支出之间的关系不得不再次引起政界和学术界的高度关注。

关于居民收入与消费支出关系的实证研究，在国内学术界大致可以分为3类：第一类是分别对我国城镇居民和农村居民的消费和收入之间的内在关系展开分析[1]-[3]；第二类是从省级的层面上着手，研究各个省和地区的消费和收入之间的关系[4]；第三类是从宏观层面上分析我国居民总体消费和收入的关系，其代表人物是孟祥财、叶阿忠[5]。但是孟祥财、叶阿忠（2009）在变量选取的过程中，以GDP代替居民收入指标，因而，其研究成果是经济增长对消费的影响，而不是居民收入对消费的影响。而且前人很少从收入差距的角度对消费差异的影响进行研究。考虑到经济发展阶段的不同和数据的可获得性以及前人研究的不足，本文首先对我国1985～2009年的城镇居民收入和消费支出进行Granger因果检验和协整分析，进而构建误差修正（ECM）模型，在宏观上探究我国城镇居民收入和消费支出的关系，然后进一步分析不同收入组1995～2009年的可支配收入和消费支出的面板数据，从收入差距对消费支出的影响方面构建面板数据（Panel Data）模型，进而对收入差距对消费支出的影响进行分析，最后得出结论及相应的政策启示。

1 中国城镇居民收入与消费支出的格兰杰因果检验及协整分析

1.1 变量和数据的选择

1985～2009 年的城镇居民人均消费支出及城镇居民人均可支配收入数据均取自历年《中国统计年鉴》[6]，并分别以1978年不变价为基础，用城镇居民消费价格指数进行了价格调整，换算成1978年不变价城镇居民人均消费支出（Y）和不变价城镇居民人均可支配收入（X）。

由于数据的自然对数变换可以在一定程度上消除时间序列中存在的异方差问题，所以为了减小数据波动，对不变价城镇居民人均消费支出（Y）和不变价城镇居民人均可支配收入（X）分别取对数，记LY和LX。通过绘出LY和LX从1985～2009年的时间序列图(图1)可以直观地看出，两个序列具有大致相同的增长和变化趋势，说明二者可能存在协整关系。

人均可支配收入对数（LX）1985～2009年间的时间序列图

1.2 城镇居民人均消费支出（LY）和人均可支配收入（LX）两序列的ADF单位根检验

时间序列数据的自相关问题会使时间序列数据不平稳，使普通的回归方法面临伪回归的问题，因此，在进行协整分析前，须对各序列进行单位根检验，用以检验序列是否平稳。本文采用ADF检验法对1985～2009年的城镇居民人均消费支出与人均可支配收入（1978年不变价）的对数进行单位根检验的结果如表1所示。

由检验结果可知，1985～2009年中国城镇居民人均消费支出与人均可支配收入原序列均为非平稳序列，一阶差分后，二者在5%的显著性水平下，均为平稳序列。因此，可以说，1985～2009年城镇居民人均消费支出对数（LY）与人均可支配收入对数（LX）均为一阶单整序列，满足建立协整方程的前提。

图1 不变价城镇居民人均消费支出对数（LY）和不变价城镇居民

表1 1985～2009年城镇居民人均消费支出和人均可支配收入的单位根检验结果

1.3 城镇居民人均消费支出（LY）和人均可支配收入（LX）的Granger因果关系

经济时间序列常出现伪相关问题，为了确定城镇居民人均可支配收入与消费支出之间是否具有相互影响的关系，采用格兰杰因果关系检验方法对两个变量之间的相互关系进行检验，检验结果见表2。

表2 1985～2009年LY与LX的Granger因果关系检验结果

由上表可知，在滞后期数为1，显著性水平5%的情况下，城镇居民人均可支配收入（LX）是城镇居民人均消费支出（LY）的Granger原因，而城镇居民人均消费支出（LY）不是城镇居民人均可支配收入（LX）的Granger原因。说明我国城镇居民的可支配收入对消费支出有比较强的预测能力，且城镇居民的人均可支配收入对消费支出的影响具有滞后性，前期的收入会对当期的消费产生影响，前期的收入是消费增长的原因，并且收入与消费之间存在着单向的因果关系，即城镇居民可支配收入的增长有助于带动消费支出的快速增长。

1.4 城镇居民人均消费支出与人均可支配收入之间的协整关系

前面的分析表明城镇居民人均消费支出对数（LY）和与人均可支配收入对数（LX）在5%的显著性水平下都是一阶单整序列，即满足I（1），因此，可以通过协整检验来判断两者之间是否存在着长期稳定的比例关系。利用OLS回归建立二者之间的协整方程，得到如下结果：

LY=0.745547+0.864061*LX

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

回归结果中调整后的R2=0.998207表明城镇居民人均可支配收入（LX）对城镇居民人均消费支出（LY）有很强的解释能力，并且LX的系数相应的t值非常显著，通过查询D.W检验表得到在1%的显著性水平下dL=1.05，dU=1.21，本回归方程满足dU＜D.W=1.288832＜4-dU，表明序列不存在自相关，回归结果有很强的解释能力。简单以斜率解释，即收入每增长1%便能使消费增长0.864%，表明城镇居民人均可支配收入的增长在很大程度上能够带动消费支出的增长。

为进一步检验城镇居民人均消费支出（LY）与人均可支配收入（LX）之间的协整关系，需要对残差序列进行单位根检验，检验结果如表3所示：

残差序列的单位根检验结果表明，在5%的显著性水平上残差序列是一个稳定的时间序列，因此可以断言城镇居民人均消费支出（LY）与人均可支配收入（LX）之间存在着长期稳定的协整关系。

表3 残差序列的单位根检验结果

1.5 城镇居民人均消费支出与人均可支配收入关系的误差修正模型

根据协整理论，若变量间存在协整关系，则可以用误差修正模型ECM对变量短期波动和长期均衡关系进行直接的描述，使用Eviews6得到城镇居民人均消费支出（LY）与人均可支配收入（LX）关系的误差修正模型结果如下：

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,调整后R2=0.777745，D.W=1.913967，F=41.24236，Prob(F-statistic)=0.000000

在误差修正模型中，各个差分项反映了变量的波动，ΔLY表明城镇居民人均消费支出的波动，ΔLX表明城镇居民人均可支配收入的波动，ECM为误差修正项。该误差修正模型中，误差修正系数为-0.742844，表明误差修正项对城镇居民人均消费支出的波动起着反向修正机制，表明在1985～2009年间，我国城镇居民的人均消费支出和人均可支配收入之间存在着长期均衡关系，当上一期的消费高于均衡值时，本期的消费增幅会下降，反之，当上一期的消费低于均衡值时，本期的消费增幅会上升，且在1985～2009年间，有74.28%的偏离均衡部分会在1年内得到调整，调整幅度很大。由误差修正模型可知，城镇居民人均消费支出的波动除了受误差修正项的影响外，还受到城镇居民人均可支配收入波动的影响。城镇居民人均可支配收入每增长1%会带动人均消费支出增长0.7224%，说明消费对收入的短期变动相当敏感。因此，在当前扩大内需的宏观经济政策下，应该着力加强居民的可支配收入，只有可支配收入大幅增加，才能真正保证消费对经济增长的拉动作用落到实处。

2 中国城镇居民收入差距对消费支出的影响比较

由上文分析可知，中国城镇居民人均消费支出与人均可支配收入之间存在着长期稳定的协整关系，消费支出的波动除了受前期消费支出的影响外，受收入波动的影响也较大。因而，收入水平的高低是制约居民消费的重要因素，而收入差距的加大直接导致了居民消费行为选择的不同，进而加剧了各等级居民消费水平的极度不均衡，因此研究城镇居民收入差距对消费支出的影响有着重要的现实意义。

本部分应用面板数据（Panel Data）模型，从量化的角度对中国城镇居民不同收入层次的收入水平与消费支出之间的关系进行实证分析。孙凤、易丹辉（2000）[7]曾经利用1995～1997年的数据分析了城镇居民收入差距对消费结构的影响，但由于时间序列较短且过于久远，各收入组的斜率不变，因此该模型不一定能客观完整的反映我国当前的实际情况。本文利用1985～2009年共15年的面板数据进行建模，期待全面揭示中国城镇居民收入差距对消费支出的影响。

2.1 变量和数据的选取

为了考察城镇居民收入差距对消费支出的影响，本文采用了1995～2009年城镇居民家庭抽样调查资料中分7个收入组的城镇居民人均可支配收入（X）与人均消费支出（Y）的时间序列与横截面数据的结合资料，7个收入组分别是最低收入组、低收入组、中等偏下收入组、中等收入组、中等偏上收入组、高收入组和最高收入组，数据均来自历年《中国统计年鉴》[6]，并以1978年为基期进行了价格指数平减。样本数据在时间上有15个取值点，在截面上有7个单元，总样本量为105。

图2 不同收入组收入变化趋势图

图3 不同收入组消费支出变化趋势图

由不同收入组可支配收入与消费支出的变化趋势（图2、图3）可以看出不同收入组的两个指标差异性很大，但同一个收入组两个指标的变化趋势趋于一致。总体来说，不同收入组的收入与消费很不平衡，收入差距的扩大导致了消费支出的极度不平衡。而且2001年到2002年之间不同收入组的可支配收入与消费支出均出现了不同程度的波动，高收入组中无论是可支配收入还是消费支出2002年均大幅提升，而低收入组中可支配收入和消费支出2002年均有不同程度的下降，之后开始提升。这主要是因为2001年我国加入世贸组织后经济的迅速增长也伴随着收入差距的进一步扩大，导致了收入和消费的极度不均衡。同时2002年作为不同收入组可支配收入与消费支出的拐点，使得2002年后多数曲线的斜率增大，说明加入世贸组织后伴随着经济的迅速增长，居民的可支配收入也因此增加，进而带动了消费支出的迅速增长。综上，1995～2009年城镇居民不同收入组的可支配收入与消费支出的种种变化为模型的构建奠定了理论基础，因为不同收入组之间的差异性，使得基于不同收入组的数据建立的方程是不同的。

2.2 面板数据模型的构建

模型类别的选择是面板数据分析中很重要的一环，根据消费经济理论和上文中误差修正模型的建模结果以及数据特点，可知，居民消费支出不仅受到当期收入的影响，还受到前期消费支出大小的影响。考虑到不同收入组消费支出存在差异，这里未对样本数据进行F检验，而是直接使用变截距模型。由于本文选择的7个收入组基本上覆盖了城镇所有居民，即样本已经接近总体，故选择固定效应模型。因此，采用的模型类型为变截距、变系数模型，表达式为：

Yit=αit+β1itYit-1+β2itXit+uit

式中，Yit表示第I收入组的居民在第t期的人均消费支出（元），Yit-1表示第I收入组的居民在第t-1期的人均消费支出（元），Xit表示第I收入组的居民在第t期的人均可支配收入（元），uit表示随机干扰项，假定它满足古典线性回归模型的所有假定。

采用GLS法对模型参数进行估计，加权方式为Cross-section weights，在模型构建过程中，Yit-1的回归系数没有通过显著性检验，故剔除Yit-1后重新建模。建模结果显示，剔除Yit-1后的模型总体拟合效果相当不错，各截面个体成员前的系数都高度显著。将拟合的不同收入组的人均消费支出与人均可支配收入的完整方程全部列出如表4所示。

表4 各收入组的模型列表

R2=0.998905, 调 整 后 R2=0.998748，F=5391.895，Prob(F-statistic)=0.000000，说明模型的拟合优度很高。

表中方程右边的第一项151.5804为总体均值项，代表了总体效应；方程右边第二项为各个收入组的固定效应对总体均值的偏离程度，即个体效应；方程右边第三项变量前的系数表示各个收入组人均可支配收入对消费支出的贡献程度，也可以称为弹性系数。

从计算结果可以看出：收入差距对城镇居民的消费支出有很大的影响，处于不同收入等级的居民的消费行为差异很大，但差异的形式各有不同。

（1）从各个收入组的固定效应对总体均值的偏离程度来看，最低收入组、低收入组和中等偏下收入组的固定影响小于零，而中等收入组、中等偏上收入组、高收入组和最高收入组的固定影响大于零。这表明，相对于低收入组的居民来说，高收入组的居民有着较强的购买能力。考虑极端情况，即便当期没有收入，高收入组的居民仍然具有消费能力，且消费支出较高。可以说，收入层次的差异是居民消费支出差异的主要影响因素，扩大消费需求首先应该着眼于增加居民的可支配收入。

（2）从各个收入组对消费支出的贡献来看，随着收入水平的提高，其对消费支出的贡献呈现递减趋势。也就是说，收入水平越低，他们的基本需求越难以得到满足，对生活用品就有着越强的购买潜力，消费支出的弹性就越大。反之，收入越高，生活水平越是得到满足，消费支出的弹性就越小。举例来说，收入同样是增加100元，最低收入组用于消费的将有91.23元，而最高收入组用于消费的只有60.06元。这表明，最高收入组的生活水平得到满足并达到一定程度后，其购买动机并不强，从而对消费支出的贡献并不高。也就是说，如果一味的增加最高收入组的收入，拉大收入差距，并不利于消费水平的整体提高，不利于扩大内需的有效落实。因此，在扩大内需的经济形势下，为了提高整体的消费水平，一方面应该缩小收入差距，另一方面应该鼓励高收入人群进行消费。

3 结论及政策启示

通过对我国城镇居民人均可支配收入与消费支出的单位根检验、Granger因果检验、协整分析、误差修正模型（ECM）和面板数据模型的构建等一系列分析可以得出如下几点结论及相应的政策启示：

（1）我国城镇居民人均可支配收入与消费支出两个时间序列都是一阶单整的时间序列，表明无论是居民的人均可支配收入还是消费支出都受到到前期的较大影响，具有很强的惯性。同时我国城镇居民人均可支配收入与消费支出之间存在着单向因果关系，居民人均可支配收入是消费支出的格兰杰原因，而消费支出不是人均可支配收入的格兰杰原因，说明消费支出的增长很大程度上依赖于可支配收入的增长，即城镇居民可支配收入的增长有助于带动消费支出的快速增长。从协整关系来看，尽管我国城镇居民的人均可支配收入与消费支出两个时间序列本身不平稳，但是二者之间却存在着比较稳定的长期均衡关系，表明城镇居民人均可支配收入的增加在很大程度上能够带动消费的增长。因此，从政策角度讲，提高我国居民消费的关键在于增加我国居民的收入。

（2）我国城镇居民人均可支配收入与消费支出的短期动态关系是围绕长期均衡关系进行调整的。城镇居民人均消费支出的波动主要是根据当期城镇居民人均可支配收入的波动和误差修正项来调整，城镇居民人均可支配收入每波动1%会使人均消费支出波动0.7224%，说明消费对收入的短期变动相当敏感。同时，误差修正项对城镇居民人均消费支出的波动起着反向修正机制，在1985～2009年间，有74.28%的偏离均衡部分会在1年内得到调整，调整幅度很大。从政策角度讲，在当前扩大内需的宏观经济政策下，应该重点提高居民的可支配收入，只有可支配收入大幅增加，才能真正保证消费对经济增长的拉动作用落到实处。同时，在制定政策时，不能仅考虑影响居民近期利益的经济政策，而是制定能够在长期内增加居民收入的有效政策。

（3）收入差距对城镇居民的消费支出有很大的影响，处于不同收入等级的居民的消费行为差异很大。相对于低收入组的居民来说，高收入组的居民有着较强的购买能力，考虑极端情况，即便当期没有收入，高收入组的居民仍然具有消费能力，且消费支出较高。但是从各个收入组对消费支出的贡献来看，随着收入水平的提高，其对消费支出的贡献不但没有随之上升，反而呈现递减趋势。也就是说，收入水平越低，他们的基本需求越难以得到满足，对生活用品就有着越强的购买潜力，消费支出的弹性就越大。反之，收入越高，生活水平越是得到满足，消费支出的弹性就越小。因此，从政策角度来说，在扩大内需的经济形势下，为了提高整体的消费水平，一方面应该缩小收入差距，重点提高低收入人群的收入水平，另一方面应该鼓励高收入人群进行消费。

[1] 隋艳颖，夏晓平.中国农村居民消费的过度敏感性分析[J].经济经纬,2009,(5).

[2] 郑璋鑫.中国城镇居民消费函数模型解析—基于误差修正模型的检验[J].统计与决策，2009,(20).

[3] 储德银，经庭如.我国农村居民消费需求和收入水平的动态性研究—基于中国1990～2007年数据[J].消费经济,2009,(2).

[4] 徐秋慧,王晓峰.我国居民消费率变化趋势分析[J].求索,2010,(5).

[5] 方福前.中国居民消费需求不足原因研究—基于中国城乡分省数据[J].中国社会科学，2009,(2).

[6] 孟祥财,叶阿忠.对我国居民消费和收入的协整及误差修正分析[J].经济前沿，2009,(2).

[7] 国家统计局.国家统计年鉴[M/OL].http://www.stats.gov.cn/tjsj/，1986～2008．

[8] 孙凤,易丹辉.中国城镇居民收入差距对消费结构的影响分析[J].统计研究，2000,(5).