收入不平等、需求有限性与经济增长效应研究

陈昆亭,侯博文

[摘要]本文从收入不平等的角度探寻需求不足的成因和内在影响机制，研究发现总体有效需求水平在收入不平等对经济增长的影響中起到中介效应的作用。采用理论模型中的家庭收入结构性参数值表示收入不平等程度，这区别于传统使用基尼系数方法来测度收入差距水平。基于2000-2019年30个国家面板数据，模拟出家庭收入结构性参数并设定为核心解释变量，对家庭收入结构性参数、总体有效需求水平与人均GDP增长率的影响关系进行了相关分析。结果发现：家庭收入结构性参数的增大将引致总体有效需求水平的下降进而限制经济可持续增长，家庭收入结构性参数与人均GDP增长率呈现出显著的负相关关系。收入不平等程度的持续扩大对总体有效需求的持续增长形成限制性约束，总体有效需求不足的形成进一步限制总体经济的持续增长。这方面的研究为理解当前国内外需求不足和后工业化阶段增长现象提供了一个新的视角。

[关键词]收入不平等;结构性参数;需求有限性;经济增长

[中图分类号]F014.32[文献标识码]A[文章编号]1008—1763（2022）04—0045—11

ResearchonIncomeInequality，LimitedDemand

andEconomicGrowthEffect

——AnAnalysisBasedonthePanelDataof30Countries

CHENKun ting，HOUBo wen

（SchoolofEconomics，YunnanUniversityofFinanceandEconomics，Kunming650221，China）

Abstract：Fromtheperspectiveofincomeinequality，thispaperexploresthecausesofinsufficientdemandandtheinternalimpactmechanism.Thestudyfindsthattheoveralleffectivedemandlevelplaysamediatingroleintheimpactofincomeinequalityoneconomicgrowth.Thevalueofstructuralparametersofhouseholdincomeinthetheoreticalmodelisusedtoindicatethedegreeofincomeinequality，whichisdifferentfromthetraditionaluseoftheGinicoefficientmethodtomeasurethelevelofincomedisparity.Basedonthepaneldataof30countriesfrom2000to2019，thestructuralparametersofhouseholdincomeweresimulatedandsetascoreexplanatoryvariables，andtherelationshipbetweenstructuralparametersofhouseholdincome，theoveralleffectivedemandlevelandthegrowthrateofpercapitaGDPwasanalyzed.Theempiricalresultsrevealedthattheincreaseinstructuralparametersofhouseholdincomewillleadtoadeclineintheoveralleffectivedemandlevelandthuslimitsustainableeconomicgrowth.ThestructuralparametersofhouseholdincomehaveasignificantnegativerelationshipwiththegrowthrateofpercapitaGDP.Thecontinuousexpansionofincreasingincomeinequalityhasrestrictedthecontinuousgrowthofoveralleffectivedemand，andtheformationofinsufficientoveralleffectivedemandfurtherrestrictsthecontinuousgrowthoftheoveralleconomy.Theresearchinthisareaprovidesanewperspectiveforunderstandingthecurrentinsufficientdomesticandforeigndemandandthegrowthphenomenoninthepost industrializationstage.

Keywords：incomeinequality;structuralparameters;limiteddemand;economicgrowth

一引言与文献综述

经济全球化、资本全球化、技术的不断进步以及政府的公共政策变动是导致各经济体财富收入两极分化的主要原因。一些发达国家收入不平等长期持续的恶化，无疑冲击了其经济发展的进程和社会的稳定，更深层次的推论是，收入不平等将引致社会总需求不足。从不同收入水平的角度分析，现实经济环境中，一方面大部分低收入群体因受约束而仅有对基本生存类商品和初级便利性商品方面的需求，但当这类需求达到饱和后，就不再产生持续的有效需求;另一方面高收入群体（比例较少）聚集大量财富和占有大部分新增收入，但他们对一般生存和便利性商品早已饱和，对高端商品的需求不会像低收入群体一样受到财富约束，但易于饱和且总需求有限。2020年5月14日中共中央政治局常务委员会会议指出，要深化供给侧结构性改革，充分发挥我国超大市场优势和内需潜力，构建国内国际双循环相互促进的新发展格局;2020年12月中央经济工作会议首次提出加强需求侧管理的要求;一系列会议一致强调需要高度重视需求不足制约经济持续性增长的问题。因此，从理论和实证方面研究清楚影响需求有限性效应的机制和诱因是当前一个重要问题。家庭收入不平等程度制约需求潜能进而抑制经济可持续增长的机理与对策方面的研究是有效解决内外需求不足和高效执行双循环政策的前提。

关于收入不平等与经济增长关系的研究，最早可追溯至Kuznets提出的经济发展和收入差距之间呈现的“倒U型”关系，同时认为这种差距是由政治、经济、社会和人口共同作用下形成的长期趋势[1]。关于各国是否呈现“倒U型”Kuznets路径存在着一定的争议，但这一假说为理解经济发展过程与不平等的关键机制提供了一个重要分析框架。收入不平等也反向作用于经济增长，Piketty提出资本投资的年均长期收益率远高于劳动报酬的年均长期增速，从而导致社会财富存量的差距越拉越大，出现“富人越富，穷人越穷”的“马太效应”[2]。国内经济学者跟随收入不平等与经济增长的相关研究对我国收入不平等问题进行讨论，如王少平和欧阳志刚根据我国1979年至2004年省级面板数据研究，发现泰尔指数与经济增长之间存在异质性的面板协整关系，改革初期的城乡收入差距促进了经济增长，但此后城乡收入差距的扩大对经济增长产生阻滞作用，这种长期效应抑制了短期经济增长并对城乡收入差距的扩大产生刺激效应[3]。龚刚和杨光发现中国收入分配的不平等在很大程度上表现为功能性收入分配的不平等，当存在劳动生产率的提高或由经济增长所带动的物价上涨时，工资的提高不够显著，从而由经济增长或劳动生产率的提高所带来的利益大部分转化为利润而非工资[4]。李实等利用中国家庭收入（CHIP）2002等、2013等、2018年调查数据，分析中国农村地区相对贫困状况及其动态变化，发现中国农村地区相对贫困发生率逐渐上升，从绝对贫困到相对贫困的转变仍归结于收入差距的变化程度[5]。

收入结构通过消费、投资和进出口三大需求以及社会稳定来影响经济增长的文献研究可以简单（以代表性研究）归纳和分析如下。（1）消费需求方面：张大永和曹红基于CHFS微观调查数据，以家庭为基本单位的实证分析表明中等收入家庭消费的收入弹性最大，而低收入家庭消费的财富弹性最大，说明低收入家庭的需求结构更多的是刚性较强的基本生活型用品[6]。张屹山和陈默将泰尔指数引入消费模型中进行研究，他们使用1992-2010年的数据对收入分配和有效需求之间的关系进行了实证分析，也发现收入分配的变化会严重影响总消费规模和总消费倾向[7]。对不同消费层次进行的研究还有如Stiglitz指出富人消费大多集中在奢侈品，消费频率低，而中底层消费集中在一般生活和发展所需的商品和服务，消费频率高，不平等降低了大量中底层的消费水平，影响他们的生存和发展[8]。陈昆亭和周炎基于商品需求有限性假设，指出社会中存在有财富约束和无财富约束两种家庭，有财富约束家庭仅停留在对食物和初级便利品的需求，而无财富约束家庭对食物和初级便利品早已饱和，对中高端商品存在需求但整体占比少且易于饱和，从而总需求受到制约不利于经济长期可持续增长[9]。侯博文从需求侧对经济增长效应的影响演变研究出发，发现不同时期支撑经济增长的需求因素不同，财富收入差距是制约总需求增长的关键因素[10]。陈昆亭和侯博文通过构建理论模型和数值模拟分析需求有限性与经济增长机制之间的关联效应，发现在供给过剩而有效需求不足的现实经济环境下，居民家庭的需求不足成为制约经济增长的主要方面，更深层次的发现是易饱和类商品需求的有限性[11]。这些研究都表明收入层次与需求结构的差异之间有显著的关系。（2）投资需求方面：Banerjee和Newman的研究表明在资本和信用市场不完善的现实环境中（实际上，即便在相对完善的经济中也一样），穷人的职业选择、生产和投资行为与富人不同，如此形成相对固化的两个阶层的收入水平差距，并且这种差距具有长期性[12]。陆铭和陈钊利用1987年至2001年期间省级面板数据，根据分布滞后的联立方程模型，发现城乡差距对于投资的累积效应为负，从而对经济增长也具有负效应[13]。还有学者通过构建动态随机一般均衡模型分析得出收入不平等与产业结构升级存在“倒U型”关系，财富过于集中在少部分人手中，导致对高端产品的需求总体减少，进而制约了产业结构的升级转型，如王勇和沈仲凯的相关研究[14]。这些研究都表明收入结构差异与投资就业等方面选择差异有显著联系。（3）进出口需求和社会稳定方面：王少瑾對收入不平等与对外开放之间的关系进行了实证检验，发现进出口的增加与外商直接投资的大量进入均导致了我国收入不平等程度的提高，分别分析了进口和出口对各地区收入不平等的影响，发现进口能够显著提高各地区的收入不平等程度，而出口能够在一定程度上减少收入不平等[15]。陈怡和孙文远通过构建一个南北贸易模型的分析框架研究贸易开放对收入差距影响的作用机制，发现出口商品结构优化能显著扩大内陆地区城镇居民收入差距，但对沿海地区城镇居民收入差距的影响不明显，出口商品结构优化对不同地区城镇居民收入水平影响强度上的差别是导致我国地区间收入差距的一个重要因素[16]。值得注意的是收入不平等也会影响社会稳定发展，如胡联合、蔡昉等认为适当的差距会激励经济向前增长，但是发展到中后期，持续拉大的财富差距会损害经济活力和社会稳定，对长期经济发展和人均收入提高产生负向作用[17-18]。《2021中国经济趋势报告》发布2020年我国生产总值超过100万亿元，同时，超高收入群体和超级富豪阶层的出现，加剧了收入不平等问题，收入不平等仍是经济和社会健康发展亟待解决的问题。

以上文献综合起来指出了收入结构影响需求，进而制约增长。但该问题的研究存在几个方面的问题：（1）现有的研究大多利用计量模型只能定性估算收入差距对需求的影响，即只是方向性的判断。或者至多可以估算出相关度参数的大小。更细致深入的影响分析几乎没有。（2）收入结构扭曲程度或收入差距基本都是用基尼系数来描述的。国内不少学者对基尼系数的具体计算方法做了探索，提出了十多个不同的计算公式，没有一致的标准算法。国际上并无制定基尼系数的准则，一些问题如应否除税项，应否剔除公共援助受益者，应否剔除非本地居民，或应否加入政府的福利，并没有一致性，以至没有比较的准则。因此，本文引用新指标“m”刻画收入结构，“m”是按照统一标准将各国每年收入不平等程度刻画出来，能够比较各国收入不平等程度，对国际收入不平等问题的研究避免了传统基尼系数准则的不一致性问题。（3）收入不平等程度加剧影响需求进而制约增长的机制不清楚。

本文研究的思路是：（1）将收入不平等与需求有限性建立关系分析经济增长效应，并通过收入不平等的分布占比模拟出模型中家庭收入结构性参数。（2）量化理论模型中收入层次的分布差距，利用模型中家庭收入结构性参数值（m）来表示收入不平等程度。这区别于测度收入差距水平的传统经济学方法，包括使用基尼系数的研究如李实、张天健和梅冬州等的研究，也不同于泰尔指数方法的研究如韩立岩和万广华等的研究，同时比其他文献仅采用前1%或10%人口收入占比的数据进行分析更具有精确性[19-23]。

本文研究的目标是：在理论模型基础上，分析收入不平等如何通过需求有限性影响经济增长效应，从收入不平等出发探寻需求不足成因和内在影响机制，来分析思考中国经济增速下降问题的主要矛盾。

本文研究的结论是：通过2000-2019年30个国家收入不平等数据模拟出家庭收入结构性参数并设定为核心解释变量，利用面板数据固定效应实证分析，发现家庭收入结构性参数值与人均GDP增长率呈现出显著负相关的结果。家庭收入结构性参数值越大，总体有效需求越小，从而限制经济的持续性增长。

本文的贡献与意义在于：能够厘清收入不平等的持续扩大对总体有效需求持续增长形成限制性约束进而影响经济增长的内在作用机制。本文研究对于扩大内需和促进国内循环的高效发展战略执行具有启发性意义。本文研究中的问题也为解释国内外需求不足和理解后工业化阶段增长现象提供新视角。

本文的结构安排如下：第一节为引言与文献综述;第二节为理论模型探究收入不平等引致需求有限性进而限制经济持续增长效应的影响机制，并模拟家庭收入结构性参数说明中国收入不平等程度的变化;第三节为收入不平等对经济增长影响的中介效应检验的研究思路、模型设计与数据描述;第四节为实证结果分析与稳健性检验;第五节为结论与建议。

二理论模型与作用机制

在传统宏观经济学的模型设定中，消费品的需求通常不进行细分而是加总为一篮子商品的总需求。按照传统效用函数中消费的设定，默认各居民家庭或个体对商品的加总需求是无限增长的。现实经济社会中，人们对商品的需求存在着显著的顺序区分和上限。譬如马斯洛的需求层次理论描述的，结合现实社会中居民家庭或个人，需求分别为存活需求、便利需求和享受需求。存活需求为首要需求，包括生活必需品如衣、食、住（房产自住部分）所需及日用品等，人们为了满足生存需要必须首先满足这一类需求。第二层次的需求为便利需求，在满足温饱的情况下，为了使生活便利和提高生活质量而产生的需求，如果没有也不影响正常存活。比如电视机、电冰箱、洗衣机和汽车等;对于这类产品人们必须在满足存活需求后才会考虑。第三个层次的需求可以被称为享受需求，比如奢侈品、私人飞机和豪华游艇等，这类产品需求量很少且仅限于及高收入群体，大部分家庭因财富约束而无此类需求。结合我国经济发展阶段来看，中华人民共和国成立后至改革开放前人们主要的需求为初级阶段的生存需求，人们主要以满足基本生活需求为总目标。改革开放后至今，人们的主要需求目标体现在生活便利和奢侈品增加。下面我们将设定人们对不同产品的偏好和需求状态，进一步分析收入的差距如何引致需求有限性的存在。

参考陈昆亭和周炎（2020）“有限需求”理论模型假设。假定社会市场上存在互不替代的可数商品种类集（横向创新产品的多样性）N={1，2，3，…}。在t时刻，市场经济中已经发明并可以生产的产品集为Nt={1，2，3，…，nt}。假定每一种商品都将随时间的推移达到有限的饱和需求水平。t期时市场经济中有nt种不同类型和效用的商品，消费者对这些商品的需求按照需求的刚性排序，随着顺序的增加，商品的必需性逐渐降低。其需求层次和偏好如上述分析的规律，其中食品、衣物、日常生活必需品等为综合消费需求，这类需求是绝对首要和刚性的;再如一些日用便利产品（冰箱、电视、洗衣机等），这类商品对生活也很重要，但其级别低于衣食;再次之，如私人飞机、豪华游艇等属于奢侈品行列，消費需求的必要性程度逐渐降低。为此我们假定其权重逐渐变小。

θ1>θ2>…>θnt（1）

假定经济中所有人是理性的，并且有基本相似的偏好倾向，即所有人有基本一致的商品优先满足偏好顺序。具体如下：

假设1：任意i∈N，经济中所有人有相同的饱和需求水平ci。

假设2：任意i∈N，经济中所有人有相同的偏好倾向θi，及顺序（1）。

假设3：任意i∈N，经济中所有人有相同的单一商品的分段偏好函数：

u（cit）=logcit，cit

以及相同的总偏好函数：

U（Ct）=∑nti=1θiu（cit）（2）

假设经济中存在有限的且结构相似的家庭数K，每个家庭有一位代表性劳动，有相同的单位时间禀赋为1。假定全部劳动市场以及社会教育等部门和环境是完全无摩擦、无歧视的完全竞争市场，每位劳动者初始状态无差异，但进入劳动市场之前可以自由选择修习专业方向以备进入不同产业，由此形成不同（专业知识技能差异）的人力资本特性。不同的产业中的劳动因专业不同不能流动，希望离开本行业进入其他行业者必须重新学习相应的专业知识。这样均衡竞争的结果形成的劳动者工资函数w（i）与产业高度相关。

为了方便讨论，假定在经济社会中考虑一个没有失业的情形。考虑代表性家庭的最优选择问题：

max∑

SymboleB@

t=1βtu（ct）

st：∑nti=1pitcit+St+1=St（1+rt）+wqt（3）

其中：P是价格，S是储蓄，r是利率。q表示家庭劳动的收入层次，wqt表示家庭收入在q层次水平的工资收入。

上述问题有最优解方程：

θiu′（cit）=λtPit，i=1，…，nt（4）

λt=βλt+1（1+rt+1）（5）

由式（4）和式（5）得到：

cit=1λt·θiPit，i=1，…，nt（6）

实际上，均衡时非饱和的家庭预算一定是紧约束全部用于消费（即与均衡时储蓄所得收益的消费效用折现之后是等价的），因而有

wqt=∑nti=1Pitcit=1λt∑nti=1θi=1λt（7）

于是可得：cit（q，θi，Pit）=wt（q）θiPit，对任意i∈N（8）

因此，对任意i∈N，dcit（q，θi，Pit）dq>0，dcit（q，θi，Pit）dθi>0，dcit（q，θi，Pit）dPit<0。

上述分析可得以下结论：消费者对任意商品的需求与收入正相关，与偏好倾向正相关，与商品价格负相关。这一结论与传统的一般性结论一致，反映了需求的一般规律。

在完全竞争市场的假设下，cit=wt（q）θiPit=Δwt（q）i，其中i=ΔθiPit，为商品i的“性价比”，wt（q）表示由收入层次q决定的工资水平，因此，工资水平wt是收入层次q的函数，即从业者的学历水平、职业选择和技能水平等界定的。商品的需求量决定于效用权重i，同时，商品需求的满足程度严格按照i排序。

定义对于任意i，存在q*（i）恰好满足：

ci=wt（q）i（9）

或者等同于定义q*（i）为满足ci=wt（q）i的临界水平。

根据上述推论，对于任意商品i，消费者需求关于q是单调增函数以及在假设2成立时，所有人有相同的饱和需求水平，因此，满足任意qq*，cit（q）=cit（q*）=ci。

第i种商品的总需求函数Cit其实是q*（i）的函数，q*（i）越大，表明社会平均收入水平越高。设φ（q）为q型家庭的人口密度分布函数，假定其为均匀分布，有φ（q）≡φ，这样参数φ实际上代表了人口总规模大小，也表达了市场规模的大小。

定义家庭收入函数：

wt（q）=qmtt，q∈[0，1]（10）

其中，t表示平均工资水平，之所以引入t，旨在用m值来表示家庭收入结构的扭曲程度即收入不平等程度，且平均工资水平t也将熨平假设中不存在失业情形的误差。

劳动收入差异的来源很多，比如能力、机会、产业的不同都可以造成很大的差异。基于同等学力的劳动者之间的收入差异的观察更多来自行业的不同。形成行业之间劳动者收入差异的原因很清晰，就是所需要的特殊的专业知识是彼此不同的，俗话说，隔行如隔山，这种行业之间的客观专业性知识壁垒造成对行业之间劳动流动的阻碍，年轻人最初选择专业的时候影响因素很多，随着知识学习层次的提升，专业化分化越细，最初的距离越来越远，最终进入职业领域时早已被标定为不同的领域。因而，即使当初选择的专业整体的收入出现下滑，这些领域的大量的劳动者也很难重新接受完全不同的知识训练，因而无法流动到较高的行业。这样就形成了客观的行业之间会存在巨大的收入差异的微观基础。

无论收入差异的成因是什么，在此我们重点关注于收入不平等的家庭的需求水平。我们首先需要刻画这种差异，为此引入q作为刻画劳动收入差异的指标量，假定经济中所有劳动者在能力和地缘机会方面没有任何差异，如果行业间也没有差异的话，则所有劳动者的工资收入都是相同的，但现在引入了劳动收入差异，则劳动者的收入就通过q来刻画其不同，基于实际的收入差异的特征如图1和图2呈现显著的高阶幂函数的图形特征，为了充分贴近实际，引入m作为刻画不同行业间劳动者收入结构性特征的参数。很显然，当m=1时，是关于q的线性函数，当m=2时，是一个关于q的开口向上的抛物线，当m≥4时非常接近图1和图2所体现的实际的收入结构的差异形态。

通过WID（世界不平等数据库）中收集的中国1978-2015年收入不平等数据，并借助软件工具对1978年和2015年的家庭收入结构参数模拟如图1和图2，得到1978年家庭收入结构参数m=4.86，2015年家庭收入结构参数m=7.91。m值的具体模拟计算：统计各国每年每10%人口的收入占比数据进行分析，利用软件中CFTOOL命令选用POWER的二阶项处理数据，将幂指数设定为家庭收入结构性参数m值，表示收入层次的差距水平。

改革开放至今，经济快速发展的同时收入水平差距也逐渐拉大，特别是1978年前10%人口收入的变化，由1978年收入不足30%的份额增至2015年收入超过40%的份额。在收入份额上直接观察仅为增长约10%的份额，但放在总体收入水平下，这将是巨大的收入结构扭曲，进而加快催生财富不平等的发生。

财富差距是一种累积性差距，收入差距是一种即时性差距，财富代表了人们的生活水平，决定了人们的消费、投资和代际转移（遗产继承等）活动，家庭居住的安全性、家庭成员的健康和保险、人们在困难时期保证消费、退休后保持消费水平等都与财富水平相关。其次，财富会影响甚至决定人们参与各种经济活动的机会，如就业、信贷、参与政治过程及影响法律政策和制度的制定。极端的财富不平等将导致人们在从事經济和社会活动时起点不一样，存在严重不公平，从而影响人们的经济行为和经济发展速度，使国家面临陷入“中等收入陷阱”的危险。经济社会的不稳定也会降低社会成员之间的信任感，造成各种社会问题，有损整个经济社会的健康发展。

为了对不同国家和不同时期的财富不平等进行有意义的比较，对“财富”采用共同、一致和全面的定义至关重要。本文遵循SystemofNationalAccounts（2009）、Piketty（2014）和Alvaredo（2016）等给出的定义：家庭净财富（householdnetwealth），包括家庭能够行使其产权并为产权所有者提供经济利益的所有非金融资产（房地产，土地，建筑物等）以及金融资产（股票，债券，银行存款，人寿保险，养老基金等），并扣除任何债务。作为一般规则，所有资产和负债均按其现行市场价格计算。财富的这种定义囊括所有已筹资的养老金财富——无论是停放在个人退休金账户（IRA）上的，还是通过养老基金和人寿保险持有的。这也是在世界不平等数据库上发表的所有财富不平等数据序列所遵循的定义。

收入不平等直接影响财富的积累从而引致财富不平等效应，下面通过数据和图表来分析对比财富不平等和收入不平等的份额分布。通过WID（世界不平等数据库）中收集的中国1978-2015年财富不平等数据，由于财富不平等数据仅更新至2015年，为了便于与收入不平等作对比，收入不平等数据也收集至2015年。图3和图4中横轴以0为起点，0.1表示0-10%人口的收入占总财富或总收入的份额，0.2表示10%-20%人口的收入占总财富或总收入的份额，以此类推。

通过图3发现，从1978-2015年大约以90%的人口比例为分界点，90%以下的居民家庭收入占总收入的份额逐渐下降，而90%-100%区间的居民家庭收入占总收入的份额逐渐增大，因此推论近40年中国收入不平等程度逐渐加大。在模型中进一步对1978年、1988年、1998年、2008年和2015年家庭收入结构参数进行模拟，其m值分别为4.86、4.93、5.89、8.48和7.91。除2008年受金融危机冲击较为特殊外，1978-2015年的m值逐渐增大，表示收入不平等逐渐增大，服从收入不平等逐渐增大的趋势。通过1978-2015年财富不平等数据得到图4并显示财富不平等也将服从于收入不平等一致变化趋势，相比于收入不平等程度，财富不平等程度更大。

对于任意代表性产业i，社会对i产品的总需求分为两种情形，一种是已经达到饱和需求水平的家庭，至多会保持稳定的需求，仅需要增加对于折旧部分的补充（对于易腐品，则令折旧率为100%即可）;另一种是非饱和家庭其需求随收入水平而增加。如此总需求为不同收入水平的家庭需求的总和：

ct（i）=∫q*（i）0φwt（q）idq+∫1q*（i）φcidqδi=

φ∫q*（i）0wt（q）dq+φci（1-q*（i））δi=

[δi-（δi-1m+1）（litpit）1/m]φci（11）

其中：lit=ci/（tθi）。隐含有意义的条件为

δi>1m+1（12）

该条件意味着被研究的产品i不应当是折旧率极小的商品，对于折旧率极低的商品会有储存功能和价值，因而会具有金融功能，不属于此处研究的范畴，即本文中的讨论主要针对非耐用品或耐用但折旧率不太小的产品类别。实际中，年度折旧率大于30%的商品的类别非常广泛，大多数的日常用品的年度折旧率在50%以上，食品的折旧率可以理解为100%。而食品和日常用品构成了一般需求的主要部分。

从上述分析得出结论：代表性商品i的社会总需求与市场规模φ呈正比、与饱和需求水平ci正相关、与价格水平pit负相关、与社会平均收入水平以及产品效用权重参数θi正相关;与家庭收入结构性参数m负相关（即收入差距越大，总需求越小）。

在此仅证明社会总需求与家庭收入结构性参数m负相关。由式（11）对m求导数可以得到：c′tm=e1mln（litpit）[1mln（litpit）（δi-1m+1）-1（m+1）2]φci。由式（6）和（7）可得：litpit=qm≤1，所以，ln（litpit）≤0;由条件（12）知δi-1m+1>0，所以有c′tm<0。

综上分析：模型中刻画出家庭收入结构性参数来表示收入不平等程度，并通过具体数据模拟出家庭收入结构性参数值的大小来表示收入不平等程度。上述用每10%的收入占比来计算家庭收入结构性参数较为全面和准确，这区别于其他文献仅利用收入占比前10%的数据来测度收入不平等的方法。最后模型中推导出重要结论：家庭收入差距越大，结构性参数值越大，总体有效需求越小，最终引致经济增长停滞或下降。

三研究思路、模型设计与数据描述

（一）研究思路

上述理论模型分析得出收入不平等程度的变化影响总体有效需求进而限制经济增长的结论。因此，本节借鉴Baron和Kenny[24]、温忠麟等[25]提出的中介效应检验，验证收入不平等、总体有效需求水平与经济增长之间的影响关系，但重点是检验和分析家庭收入结构性参数与经济增长的关系。

本文从两个方面展开论证：一是家庭收入结构性参数对经济增长的直接影响，以下称之为“总效应”，即检验“假设1”;二是以总体有效需求水平为中介，探究总体有效需求水平是否构成家庭收入结构性参数对经济增长的传导效应，以下称之为“中介效应”，即检验“假设2”。

考虑自变量X对因变量Y的影响，如果自变量X通过影响变量M来影响因变量Y，则称M为中介变量。

以下列三个方程描述上述变量之间的关系：

Y=cX+e1（1'）

M=aX+e2（2'）

Y=c'X+bM+e3（3'）

首先，检验方程（1'），假设Y与X显著相关，意味着方程（1'）的回归系数c显著，如果c不顯著，则停止中介效应检验;其次，在c显著的前提下，依次检验a和b。通过后两个方程检验变量M是否真正起到了中介变量的作用，如果系数a和b显著，则中介效应显著;若其中一个不显著，须进行Sobel检验;最后，检验c'是否显著。这一过程可以检验变量M是起到完全中介效应还是部分中介效应。

上述方程中的系数表明：c是X对Y的总效应，即前文所述家庭收入结构性参数对经济增长影响的“总效应”;c'是总效应中X对Y影响的直接效应，a和b是经过中介变量M的“中介效应”。因此，实证结果中：若c显著，则家庭收入结构性参数对经济增长的总效应明显，即假1成立;若a和b显著，则表明经由总体有效需求水平所产生的中介效应存在，即假设2成立。

（二）变量设定与模型设计

1.变量设定

（1）因变量：人均GDP增长率，用AGDPj，t来表示。AGDPj，t表示第j个国家在第t年的人均GDP增长率，用来衡量经济增长水平。

（2）自变量：家庭收入结构性参数，用Mj，t来表示。Mj，t表示第j个国家在第t年的家庭结构性收入参数，用来衡量收入不平等程度。家庭收入结构性参数是通过每10%的收入份额占比借助软件模拟获得，这比其他文献仅用人口前1%或10%的收入占比数据分析与经济增长的关系更为完整和准确。

（3）中介变量：总体有效需求水平，用Cos_perj，t来表示。Cos_perj，t表示人均居民最终消费支出增长率，用来衡量总需求水平。

（4）控制变量：Xj，t是式（13）～（15）中一系列控制变量参考Islam，包括文献中提出的影响经济增长的其他因素，包括最终资本形成率、人口增长率、人力资本水平、对外贸易开放度、政府规模、科研水平、通货膨胀率和储蓄水平[26]。vi和ui分别表示个体效应和时间效应，分别刻画了国家的个体异质性特征，以及各经济体共同的周期性因素。

e1j，t，e2j，t，e3j，t分别表示式（13）～（15）中的残差项。最后，在回归分析中将式（13）～（15）分别设定为模型1、模型2和模型3。

2.模型设计

考虑自变量Mj，t对因变量AGDPj，t的影响，如果自变量Mj，t通过影响变量Cos_perj，t来影响因变量AGDPj，t，则称Cos_perj，t为中介变量。建立以下中介效应模型。

模型1：该模型用来检验假设1，即检验家庭收入结构性参数是否会影响经济增长。如果β1是显著的，则可以进行下一步检验，检验是否存在中介效应。

AGDPj，t=β0+β1Mj，t+γXj，t+vj+ut+e1j，t（13）

模型2：该模型用于检验中介效应，考察家庭收入结构性参数对总体有效需求水平的影响。若α1是显著的，则可进行下一步检验。

Cos_perj，t=α0+α1Mj，t+ζXj，t+vj+ut+e2j，t（14）

模型3：该模型用于考察家庭收入结构性参数、总体有效需求水平对经济增长的影响。若λ1、λ2均显著，则说明中介变量发挥了部分中介效应。若只有λ2显著，说明中介变量起到完全中介效应。

AGDPj，t=λ0+λ1Mj，t+λ2Cos_perj，t+Xj，t+vj+ut+e3j，t（15）

（三）数据描述及统计分析

表1列举以上所涉及的变量及其说明。本节模型所涉及的有关收入不平等数据来源于世界不平等数据库（WID），有关宏观经济的控制变量指标来源于世界银行数据库（WDI）。

2015-2019年中国收入不平等数据缺失，根据基尼系数变动幅度和趋势估计家庭收入结构性参数m值，另外，印度、南非、新加坡、日本和韩国等收入不平等数据缺失较少年份未做處理。总体看来数据较为完整，本文采用固定效应横截面数据回归研究收入不平等对经济增长的影响，变量统计结果见表2。

虽然WID关于收入不平等的数据跨期很长（1800-2019年），但是世界银行数据库中各国控制变量的数据缺失严重，因此选取较为完整的2000-2019年30个国家的样本数据进行研究。在30个样本国家中，按照家庭收入结构性参数m值的均值计算，均值最高的5个国家为智利、印度、土耳其、巴西和南非，m的均值分别为16.37、15.82、15.57、14.36和14.08。均值最低的5个国家为澳大利亚、意大利、比利时、法国和希腊，m的均值分别为4.12、4.76、5.13、5.80和6.46。本文研究更关注于30个国家的家庭收入结构性参数的最大值和出现的年份，见表3。

四实证结果与稳健性检验

（一）实证结果

表4汇总了模型1、模型2和模型3的回归结果，通过豪斯曼检验得出实证回归适于采用固定效应横截面数据回归方法，模型中控制了年份固定效应和国家固定效应。从表4中模型1的结果看，家庭收入结构性参数的估计系数小于0，且在1%的显著水平下显著。家庭收入结构性参数的系数估计值为-1.042。模型2中家庭收入结构性参数的系数估计值为-0.514，且在1%的显著水平下显著。说明家庭收入结构性参数对中介变量人均最终消费增长率具有负向诱导作用。模型3中变量家庭收入结构性参数和人均最终消费支出增长率的系数估计值分别小于0和大于0，其中，表明家庭收入结构性参数系数估计值为-0.755，且在1%的显著水平下显著，人均最终消费支出增长率的系数估计值为0.558，且在1%的显著水平下显著。由此说明，中介变量人均最终消费支出增长率对人均GDP增长率起到了部分中介效应，即自变量家庭收入结构性参数对因变量经济增长的影响部分是通过总体有效需求水平实现的。

控制变量中对外贸易依存度、储蓄率和通货膨胀率对经济增长存在正向影响且显著，温和的通货膨胀有利于经济的增长，系数估计值与预期结果一致。人口增长率对经济增长存在负向显著的影响，人口增长将拉低人均GDP增长率水平。政府支出、资本形成率、教育水平以及研发支出未表现出显著结果，其原因可能在于跨国数据为弱共同周期性。

（二）稳健性检验

最后，本文进一步对模型中家庭收入结构性参数与经济增长的关系进行了稳健性检验，见表5。首先，对被解释变量进行替换，以各国GDP增长率替代各国人均GDP增长率，作为经济增长的度量方式。从表5中2列可以看出，替换后的被解释变量GDP增长率与家庭收入结构性参数也呈现出显著的负向关系，即证实我们模拟出的家庭收入结构性参数具有稳健性。其次，本文还对模型可能存在的内生性进行了处理。在收入差距持续扩大的国家或地区，高收入群体积累更多的财富和占有大量资本，有更多的资本投资动机，如股票、期货和理财等投资方式，金融类产品促使经济增长的同时也将拉大各家庭收入水平。因而经济增长效应与家庭收入结构水平可能存在着反向因果关系。因此，我们选取家庭收入结构性参数滞后一期作为工具变量进行回归，得到与基准模型一致的结果，详见表5第3列。

上述研究表明，收入不平等的持续扩大将引致总体有效需求不足，进一步限制经济可持续增长。

五结论与建议

需求与供给是经济增长的两大驱动力，但在科技水平发达和物资极大丰富的当代，需求不足的问题日益凸显。与现有研究不同，本文从收入不平等的视角出发研究需求不足的成因与内在机制，使用模拟出的家庭收入结构性参数表示收入不平等程度，并设定为核心解释变量，发现其与人均GDP增长率呈现出显著的负向关系。基于2000-2019年跨国横截面数据回归结果表明，家庭收入结构性参数的扩大引致总体有效需求不足，进而限制经济持续性增长，其中，总体有效需求水平在家庭收入结构性参数与经济增长影响之间具有中介效应。进一步分析，模拟出的家庭收入结构性参数能够较完整和准确地表示收入不平等程度，缩小收入差距將提升总体需求水平，有益于经济增长的可持续发展。

本文分析得出的结论有以下几点启示：首先，初期的高速增长在带动全面收入水平大幅度提升的同时，也形成巨大的财富积累和收入不平等，收入不平等程度的持续扩大对总体有效需求持续增长形成限制性约束。进一步分析，收入不平等将引致被动的需求饱和及主观的实际需求饱和。低收入水平家庭的需求仅在维持生存的食物和基础性生活便利品的需求，对于中高端商品的需求受限于其收入水平;占比较少的高收入水平家庭对于各类产品的需求有限且易于饱和且总需求有限。其次，收入不平等的发展结果将导致财富的不平等，低收入群体几乎不考虑资本投资的再次收益，高收入群体拥有大量的财富，对于投资理财等金融性产品的需求更多，这将引致贫富收入差距的持续性扩大。最后，提升总体有效需求水平的关键在于提高需求上限和需求增速，两方面的提高还依赖整体收入水平的提高和横向创新产品的推出。

本文的政策建议在于：（1）完善所得税体制，综合考虑资本所得税和劳动所得税对收入分配与要素配置效率的影响。政府积极及时出台合理有效的税收制度，提高政府自身对收入再分配的意愿和能力，补贴低收入群体激励消费提升需求。（2）保持第二产业增加值在合理区间内，工业制造产业是收纳高校毕业生和农民工人的主要岗位，提高工农主力军就业水平，是保证基本收入和消费需求的重要措施。推出消费优惠政策，对于低收入群体购买中高端商品进行一次性补贴，如农村免费安装空调、净水机等。（3）一方面需要重视发展科技创新，横向创新产品在扩大了低收入群体就业岗位和收入水平的同时也提升整体需求，如新冠疫苗等高科技创新将提升国内外双向需求。另一方面，需求侧的合理管制也是经济可持续性增长的重要方面。缩小收入差距水平是提升总体有效需求和保证经济可持续增长的关键核心，实现全民共享发展成果。

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