收入分布变迁对社会总消费的影响

苏　鹏，孙　巍，1b，姜　博

（1.吉林大学a.商学院；b.数量经济研究中心，长春130012；2.新加坡国立大学理学院，新加坡119077）

收入分布变迁对社会总消费的影响

苏鹏1a，孙巍1a，1b，姜博2

（1.吉林大学a.商学院；b.数量经济研究中心，长春130012；2.新加坡国立大学理学院，新加坡119077）

摘要：在异质性偏好假设下，收入分布变迁会对总消费产生水平效应、规模效应和分配效应三方面影响。基于2002年和2007年的CHIP微观调查数据的门限回归的异质组群划分，对收入分布变迁三个效应的度量结果表明：水平效应对总消费变化的影响占主导地位，规模效应由于组群间由高到低的人口回流也体现出对总消费的一定抑制作用，组间分配效应虽然各组差异较大，但整体上作用微小，收入差距并不像想象中对总消费的影响那么大。

关键词：收入分布变迁；门限回归；水平效应；规模效应；分配效应

一、引　言

当前，困扰我国经济的一个突出问题是社会总需求的持续低迷。进入21世纪后，我国消费率不断下降，最终消费率由2000年的0.62下降到2011年的0.49，特别是剔除了政府消费后的同期居民消费率从0.46减少到0.35。后危机时代，我国出口贸易遭受冲击后，国内消费的经济拉动作用显得更加重要。能否实现由投资拉动向消费拉动的成功转型，已经成为决定我国经济能否进一步腾飞的关键。因此，政府及其各界人士纷纷将目光聚集到如何扩大内需上来，“十二五”规划更是把扩大内需提升到了国家经济发展战略的核心地位。

依据西方消费理论，收入是消费的最主要决定因素。因此，研究总消费问题首先应从收入这一主要矛盾切入。而中国经济的飞速发展使得短时间内数亿居民收入水平及分配结构处于快速地不断变化中，这是其他国家从未有过的。据2000～2010年《中国统计年鉴》公布的数据计算，这10年间城镇居民的平均可支配收入翻了3番，收入标准差增大了4.2倍，七个收入等级的收入由低到高分别增长了2.2、2.6、2.7、2.9、3.1、3.3、3.9倍。本文将收入分布体现出的这种收入水平及其内部分配结构的变化统称为“收入分布变迁”。

本文针对上述内需不足和收入分布变迁的现状，研究我国居民收入分布变迁对社会总消费的影响效应。首先，本文的收入分布变迁视角更为全面，其包含收入水平影响效应和收入分配影响效应两方面，而以往对收入和总消费关系的研究（程磊（2011）［1］和张屹山、陈默（2012）［2］等）往往忽略了收入水平影响效应，单纯地分析收入差距等对总消费的影响，这样做很有可能夸大收入分配的作用；其次，已有对收入分配和总消费关系的探讨，多借助于基尼系数、泰尔指数等反映收入分配的不平等指数，并利用相关计量工具直接度量收入分配对总消费的影响，这种停留在总量层面上的讨论存在一定的粗略性，且缺乏严密性。

从根源上讲，收入分配影响消费的观点源于Keynes（1936）［3］提出的“边际消费倾向递减规律”，但该观点的建立并未经过效用函数和效用最大化等严密地数理推导，更多的是依据其先验性经验判断，即Keynes的消费理论本身就缺乏充分的微观主体行为的逻辑基础（袁志刚、朱国林，2002）［4］，目前多数学者并未在理论上予以证明，且李军（2003）［5］和陈建宝等（2009）［6］的实证结果也表明，我国居民边际消费倾向的确有变化，但递减规律并不一定严格成立。Keynes之后的相对收入理论、生命周期理论、持久收入理论等经典消费理论，包括较新的Hall（1978）的理性预期下的持久收入理论，虽在更加贴近于现实的消费行为假设下，通过实现效用最大化得到了各自的消费函数，但也均未给出收入分布与社会总需求间的关系。［7］

定稿日期：2013－10－20

明确包含收入分布会对总消费产生影响的消费理论首次出现在Blinder（1973）的遗赠储蓄模型中，其结果表明：只要消费的边际效用弹性不等于遗赠的边际效用弹性，居民的平均消费倾向便会随着收入的不同而不同，收入分布便会对总消费产生影响。［8］而预防性储蓄理论作为消费理论的最新进展，进一步在储蓄中加入了预防性储蓄，较有代表性的有Zeldes（1989）［9］、Dynan（1993）［10］等。但袁志刚等（2002）指出风险的存在只是会影响遗赠的边际效用弹性，但在遗赠动机下的收入分布和总消费的关系不受影响。［4］考虑储蓄的消费模型虽能证明收入分布对消费影响的存在性，但实证中很难抉择，因为人们的储蓄动机多种多样，各种模型又难分优劣。其实，这一问题本质上是如何实现微观个体的消费向宏观整体的总消费过度的问题。Stoker（1986）在讨论微观变量加总到宏观变量时指出，讨论“分配效应”问题应与微观主体行为的非线性相联系，Stoker所说的非线性也可理解为个体异质性偏好的差异。［11］段先盛（2009）也指出，现有宏观消费理论在面对这一难题时，均采用了一种“代表性消费者”的模型简化方式，而该种假设其实暗示社会上所有家庭或居民的“同质性”，收入分配的差异很大程度上依赖于微观个体的异质性特征。［12］因此，要研究收入分布变迁对总消费的影响必须以消费者偏好的异质非线性为前提。这一点Campbell＆Mankiw（1991）提出“λ假说”消费理论的处理方式值得借鉴，即假设经济中存在两类消费者，一类消费者以服从生命周期假说的方式安排消费，另一类消费者则由当期收入决定消费。［13］同时，国内学者林文芳（2009）［14］、陈建宝和李坤明（2013）［15］等的研究也印证了我国居民消费确实存在异质的非线性特征。

综上所述，本文将首先在个体消费者异质性偏好假设下，从微观的层面出发构建个体消费行为模型，并加总到宏观层面，理论上证明和分析收入分布变迁的总消费影响效应；然后借助于门限回归模型对2002年和2007年的中国家庭收入调查（CHIP）数据的组群划分，进一步完善我国收入分布变迁对总消费的影响效应的定量分析；最后针对性地给出本文的有关扩大内需的政策建议。

二、数理分析

假设个体消费者的消费行为主要受其偏好、收入和价格三个因素影响，偏好只随收入水平变化，且其消费的目的是最大化其效用。社会中存在m类异质性偏好的消费组群，组群内具有同质性，组群的人口规模记为Ni，消费者面对n类商品，其中，第j类商品的价格为pj，第i类消费者收入均值用yi表示，对第j类商品的消费量记为xij。效用函数设为常见的可加对数效用，即，效用函数可加且形式相同，相当于对各商品独立偏好的一个加权，对系数进行标准化处理，即设，故对于第i类消费者的效用最大化问题表述如下：

构建拉格朗日方程求解最优化解，则有：

由式（1）可看出表征偏好的参数αij实质上是剔除价格后的消费倾向，于是社会总消费额为：

第i组群对各类商品的总消费倾向记为αi，式（2）两边除以社会总收入Y，得到社会总消费率为：

把式（3）两端对时间t取差分，总消费率变动可分解为：

由式（4）的数学表达式及其各变量的含义可得，总消费率的变化等于由各异质组群的偏好变化、人口规模变化和相对收入变化引起的三部分变化的加总。

具体分析之前，本文首先给出不同组群的收入分布变迁结果的表现形式，见图1。图1中有三条收入分布曲线，其中“2002年反事实分布”是假设2002年收入保持分布形状不变达到2007年收入水平的反事实收入分布，且每条分布曲线均被两条垂线分割为三段，假定中间部分是要研究的固定人群，内部的黑点均代表该组群的中心，中心的变化轨迹由箭头示出。该过程的具体实现可参考Jenkins＆VanKerm（2005）［16］和孙巍、苏鹏（2013）［17］等有关收入分布变迁的研究。

图1　异质组群的收入分布变迁表现

收入分布变迁包含收入水平和分布形状的改变，具体来说，2002年收入分布和其反事实收入分布的差异体现的是收入水平的变化，而2002年反事实收入分布和2007年收入分布体现的差异反映的是分布形状或分配状况上的改变。对于固定组群来说，其收入分布变迁的体现亦可从收入水平和其收入分配状况两方面予以说明，由中间组群的中心变化轨迹可明显看出这点：第一个箭头体现的是组群收入水平的变动，第二个箭头则表示组群规模和组群所处的收入阶层（相对收入水平）等收入分配状况的改变。

因此，式（4）本质上体现的正是收入分布变迁对总消费的影响效应，偏好的变化反应的是收入水平的变动，人口规模变化和相对收入变化一起对应收入分布形状的改变。本文分别称之为水平效应、规模效应和分配效应。从单个消费者角度分析更加容易理解，其收入水平决定其偏好（异质性假设下收入和消费是非线性的关系），组群规模是其在市场中面临的与其具有相同偏好的消费者规模，相对收入水平体现其在社会整体中的收入地位。

三、计量方法

1.组群的划分：门限回归

由前面的理论分析可知，异质组群的划分是效应度量的前提，该步主要是期望得到偏好不同的组群，换句话说，即期望刻画消费和收入间的非线性作用机制。而门限回归（ThresholdRegression，TR）模型一个重要的应用便是基于连续分布变量对实证样本进行分割，进而度量因变量和自变量在门限变量下的非线性关系。同时门限回归模型是以内生的方式，即完全依赖于样本数据本身的信息来确定门限值及其个数，避免了人为经验划分造成的样本污染，使得后续计算结果更为可信。故本文采用门限回归完成组群的划分。

2.效应的计算步骤

异质性偏好人群确定之后，要完成式（4）的分解效应的度量，拟分3步进行：①固定组群的人口规模变化的计算，进而估计规模效应的影响；②组群的偏好及其变化的计算，完成水平效应的度量；③计算组群相对收入水平变动值并估算组间相对分配效应的大小。

以上三个步骤均涉及到考察跨期变化，但数据的不连续性无法保证组群的跨期可比性。以2002年和2007年为例，先选择对数正态分布对数据进行拟合，而后通过逆密度函数转换得到2007年门限值在2002年的反事实收入值，即

由式（5）得到2007年门限值在2002年对应的收入值，进而保证了组群间的可比性，于是计算步骤如下：使用2002年的分布函数可计算各组群的人口密度，进而得到两期的组群人口规模的变化值，完成第①步；由对两期的既定门限模型的回归，得到各组群的边际消费倾向，相当于得到了各年的偏好分布。在2002年偏好的分布下，依据人口密度进行加权加总得到2007年反事实分布下各组群的偏好大小，与2007年实际偏好的差异便是期望得到的结果，借此完成第②步；第③步最为简单，计算2007年反事实分布和实际分布下的各组群的收入水平，与整个分布的均值相比便可实现。

3.数据来源及说明

本文数据主要使用中国收入分配研究院“中国家庭收入调查项目”（ChinaHouseholdIncomeProjects，CHIP）中2002年和2007年的城镇家庭调查数据。CHIP2002数据根据地理分布包含北京、山西、江苏、辽宁、四川、甘肃等共13省份家庭调查数据。CHIP2007数据包括我国上海、江苏、浙江、广东、河南、湖北、安徽、四川和重庆共9省市家庭信息。

本文在剔除掉少量存有信息缺失的家庭后，最终筛选出2002年6834户和2007年4962户家庭数据。考虑到我国家庭消费的集体性，使用的数据以“家庭”为基础单位。同时考虑家庭人口、户主性别、年龄、受教育程度、婚姻状况及家庭分布地区（按东中西划分）等家庭主要特征信息。相关价格指标则使用中经网（http：／／db.cei.gov.cn／）综合年度数据库中对应省份的价格指数数据，以“2002年全国＝100”进行折算。

四、估计结果及分析

1.异质组群划分结果

通过编写的R软件门限回归程序对2002年和2007年门限的估计及个数确定结果见表1和表2。

表1　2002年门限值和个数的确定及检验结果

表2　2007年门限值和个数的确定及检验结果

由表1和表2的结果显示，CHIP数据中2002年和2007年家庭消费行为具有非线性特征，且在1%水平下存在显著的三重门限效应，并依各年所得3个门限把各年的家庭按其消费倾向的不同分为4类组群。进一步通过Shapiro－Wilk检验我国收入是否服从对数正态分布，2002年的检验p值为0.053，2007年为0.004，在0.1的水平下均认为是显著的，选择对数正态分布进行反事实分析是合理的。表3给出式（5）计算得到的2007年门限的反事实收入值。

表3　2007年门限的反事实收入值估计（单位：元）

2.各步计算结果

根据表3中的2007年及其反事实收入数据，利用R软件中对数正态分布的分布函数计算各组群人口密度及以2007的异质组群对应的其反事实分布的人口规模变化结果如表4所示。

表4　异质性偏好组群人口规模及变化

对于各组群偏好的估计，考虑到本文使用大样本的横截面数据，为保证回归系数和标准差估计的一致性，故对各组群偏好的估计使用“OLS＋稳健标准差”的估计方式。对各组群回归方程设定如下：

其中，C为家庭消费性支出，Y为家庭总收入，P为价格（2002年全国＝100），H为家庭特征向量，包括家庭人口、户主的性别、年龄、受教育程度、婚姻状况及家庭分布地区。

表5　组群偏好的估计及变化

由表4给出的2002年和2007年的反事实收入分布组群人口密度，可确定计算反事实分布下偏好权重，进而计算其偏好值。2002年和2007年的既定组群的偏好估计结果（见表5），只给出关注的系数β的估计值，同时给出2007年反事实分布的组群偏好并计算其变动值。由表5的计算结果可知，2007年四个组群相对于其在2002年的边际消费倾向均有下降，2007年前两组和后两组形成显著的消费断层。对于第③步各组相对收入水平及其变动的计算相对简单，其结果不再给出。

3.收入分布变迁对总消费的影响效应估算及分析

依据式（4）得到的收入变迁对总消费影响效应的度量结果见表6①。

表6　收入分布变迁对总消费影响效应的度量

水平效应在三个效应中起主导作用，对总消费率的下降贡献率最大，而且其各组综合效应更是高达80%以上（0.2534／0.3044＝0.8326），这说明收入水平仍是总消费需求的决定性影响因素，所以在扩大内需过程中，仍应着力增加居民的收入。结合表5中发现的组群偏好的断层现象，可初步判断，我国消费率下降很有可能源于目前我国消费结构和收入分配结构的失衡，高收入组现阶段消费结构已经完成升级，新的消费结构尚未形成，中低收入阶层目前正处于消费结构的升级阶段，但其所面临的多为住宅、家用车等高档耐用品消费阶段，尤其是房价的持续上涨，加之我国居民“先积累，后消费”的习惯因素，所以水平效应对总消费率起抑制作用。因此，扩大内需，一方面要优化生产结构满足居民消费，尤其是已完成消费结构升级居民的新的消费需求，另一方面对正处于消费升级的居民，其消费倾向的降低更多是计划性的，稳定物价、房价，促其完成耐用品消费的升级。

而对于组内规模效应，首先由表4可发现第一组群规模有所扩大，其他相对高收入组群人口密度均有所下降，我国居民的收入分布呈现出高收入组群向低收入组群的人口回流现象。由此不难理解表6中规模效应的估计结果，第2～4组群的人口减少必然导致该组群整体消费的减弱，而第1组群对总消费虽起正向作用。但这不是我们所期望看到的，因为该组的高消费率更多源于基础生存性消费的高比例。所以，在注重收入水平增长的同时，也必须考虑收入增长的受益面积，即扩大收入分布中高收入组群的人口比例，扭转目前的回流现状。

对于组间的分配效应，虽然其对总消费的总作用效应几乎可忽略不计，但由各组的效应来看其效应还是相当明显。2002～2007年期间，相对高收入组（2～4组）对总消费有正向的促进作用，而第1组的负向作用也很大，所以导致组间分配总效应有微小的负向作用。这说明该阶段的各组间收入差距没有想象中对总消费的抑制作用那么大，其抑制作用主要源于低收入组群，而该组的自我增收能力较差，所以在收入再分配过程中，在保障较高收入组群增长的前提下，要加快低收入组增收，并适当缩小现有差距，同时注意切不可矫枉过正。

五、结　论

本文针对我国内需不足和收入分布显著变迁的现状，以及收入分配对总消费现有研究的理论缺陷，从收入分布变迁的视角出发，依据消费经济的逻辑理论，在异质性偏好的前提下，建立了一个收入分布变迁对总消费影响的数理模型。理论分析表明，收入分布变迁会对总消费产生组群下的水平效应、组内规模效应和组间分配效应三方面影响。并使用CHIP数据中2002年和2007年的城镇居民收入消费数据对收入分布变迁对总消费的影响效应进行了实证研究，相关结论如下：

第一，我国收入分布变迁，尤其是收入分配对总消费影响存在异质性。采用门限回归模型对居民消费组群的异质性偏好的划分结果表明，我国居民的收入消费行为存在显著的非线性机制，并且2002年和2007年均服从三重门限模型。因此，每年基于既定的三个门限值可划分出4个异质性组群，即收入分布变迁存在异质性。

第二，水平效应在三个效应中起主导作用。水平效应对总消费率的下降贡献率最大，而且其各组总效应贡献更是高达80%以上。表5偏好估计结果显示的消费断层的出现，说明这主要是由我国各组群所处消费结构阶段差异造成的，高收入阶层升级完成，缺乏新的消费追求，大多数居民面对耐用品消费阶段，选择计划性储蓄积累。因此，扩大内需一方面要优化生产结构促进新的消费热点出现，另一方面对正处于消费结构升级阶段的中等阶层，稳定物价、房价，促其尽快完成耐用品消费的升级。

第三，分配效应包括组内规模效应和组间的分配效应。规模效应由于我国居民的收入分布呈现出高收入组群向低收入组群的人口回流现象，也体现出对总消费的一定抑制作用。第1组群对总消费虽起正向作用，但该组的高消费率更多源于基础生存性消费的高比例。所以在注重水平增长的同时，同时也需扩大收入分布中高收入组群的人口比例。组间的分配效应，虽对总消费的总作用效应几乎可忽略不计，但对各组的效应差异明显。这说明组间收入差距没有想象中对总消费的抑制作用那么大，其抑制作用主要源于低收入组群，在收入分配过程中应注意适当向其倾斜。

注释

①表中各值表示的是各组对应效应导致总需求的变化大小，不表示组群自身需求的改变。

参考文献

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［15］陈建宝，李坤明.收入分配，人口结构与消费结构：理论与实证研究［J］.上海经济研究，2013，（4）：74－87.

［16］Jenkins SPand Van Kerm P.Accounting for Income Distribution Trends：A Density Function Decomposition Approach［J］.Jour-nal of Econom ic Inequality，2005，（3）：43－61.

［17］孙巍，苏鹏.中国城镇居民收入分布的变迁研究［J］.吉林大学社会科学学报，2013，53（3）：23－31.

责任编辑：蔡强

作者简介：苏鹏（1985－），男，河南林州人，吉林大学商学院博士研究生，主要从事微观经济计量学研究；孙巍（1963－），男，吉林市人，吉林大学数量经济研究中心教授，博士生导师，主要从事数量经济学研究；姜博（1991－），吉林长春人，新加坡国立大学理学院学生，主要从事统计学研究。

基金项目：教育部人文社会科学重点研究基地重大项目（10JJD790032）；吉林省科技厅软科学项目（20110616）

收稿日期：2013－09－21

中图分类号：F113.8

文献标识码：A

文章编号：1005－2674（2014）01－077－07