消费差距论文：小议消费差距与经济改革

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本文作者：赵黎明史云鹏贺颖工作单位：天津大学

模型设定与数据说明

（一）城乡消费差异影响因素模型的设定史云鹏、赵黎明、贺颖（2012）在研究城乡消费差异时，基于凯恩斯线性消费函数讨论了其与农村居民收入水平的关系［1］。本文认为，借鉴其思路可考察城乡消费差异与经济发展之间的关系，同时在其推导过程中，线性形式的消费函数不是必须的。我们以凯恩斯绝对收入理论作为出发点，即认为收入是消费的最重要的影响因素，则有：Ci=fi(Yi)（i=1，2）这里我们用Ci和Yi分别代表人均消费及人均可支配收入。下标i=1，2则表示城镇与农村地区。以两者消费之比（C1/C2）反映城乡间消费差异（DOC），则：DOC=C1C2=f1(Y1)f2(Y2)将上式分母简单变形，即有：DOC=C1C2=f1(Y1)f2((1/(Y1/Y2))Y1)即消费差异的影响因素同时包括Y1和Y1Y2两项。值得说明的是，在计量分析中，当我们在考虑Y1对消费差异的影响作用时，实际上是假定Y1Y2不变，也即Y1改变意味着Y1和Y2在同比例变化，即全体居民的人均收入发生变化。因此这里将Y1替换为其他代表地区全体居民人均收入的变量是可行的。考虑到统计数据的提供情况，本文以城镇居民实际可支配收入与农村居民纯收入之比（DOI）代表城乡收入差距，即公式中的Y1Y2，以人均实际GDP（AGDP）代表经济发展水平，反映全体居民的人均收入情况，则有：DOC=f(DOI,AGDP)在设定计量模型的具体形式时，如果同时考虑人均实际GDP的平方项及其与收入差距的交叉作用项，则共有四种情况可供选择（在这里为了避免异方差的影响，将所有变量均进行了取对数处理）：lnDOC=β0+β1lnDOI+β2lnAGDP+ε（1）lnDOC=β0+β1lnDOI+β2lnAGDP+β3(lnAGDP)2+ε（2）lnDOC=β0+β1lnDOI+β2lnAGDP+β4lnAGDP×lnDOI+ε（3）lnDOC=β0+β1lnDOI+β2lnAGDP+β3(lnAGDP)2+β4lnAGDP×lnDOI+ε（4）上述各式中，β1代表收入差距对消费差异的影响弹性，收入差距加大，则消费差异也应扩大，因此预期β1符号为正。β2代表经济发展对城乡消费差异的影响弹性。当人均实际GDP提高时，如果城乡收入差距DOI不变，则表示城乡居民的收入水平同比例提高。考虑边际消费倾向递减规律，即消费受收入的影响，随着收入的增加而增加，但每一单位的收入增加量所带来的消费增加量是递减的。本文认为，对于边际消费倾向递减规律也可以用比例的形式进行表述。即随着收入的增加，收入变化一定比例所导致的消费变化的比例是递减的。中国城镇居民的可支配收入一般高于农村居民，因此两者同比例增加时，则城镇居民消费增加的比例要小于农村居民。因此，预期人均实际GDP对消费差异有负向影响，即β2为负。更加深入的考察经济发展水平与城乡消费差异的关系。首先在城乡居民收入差距不变时，人均实际GDP对消费差异的影响作用应是递减的。同样基于边际消费递减规律，收入的增加所带来的消费的增加是递减的，也即随着收入的无限增加，城镇居民消费支出与农村居民消费支出的增加量均会逐渐减少，两者的消费之比最终会趋近于1。因此经济发展对于消费差异的影响应该逐渐减弱，反映在系数上即β3应为正值。其次，随着人均实际GDP的增加，收入差距对于消费差异的边际效应也应是递减的。其原因在于，在城乡居民均具有较高的收入水平的前提下，收入差距的变化所导致的消费差异的变化应该是较小的，因此人均实际GDP与城乡居民收入差距的交互作用可能存在，且β4符号为负。综上，在考虑模型中解释变量的各种存在形式后，本文认为，以上四种模型都是有可能成立的（史云鹏、赵黎明、贺颖（2012）的城乡消费差异与农村居民收入水平之间的关系与模型（1）和模型（2）类似，但未考虑模型（3）和（4）的情况［1］）。因此最终哪一种更适用，只能通过实证分析加以检验。（二）城乡收入差距与经济发展之间函数关系的设定美国经济学家库兹涅茨在其著作《经济增长和收入不平等》中提出了描述经济发展与收入分配之间关系的倒U型曲线假说，也即收入分配随着经济的发展会出现先恶化再改善的变化情况。伴随着中国的经济发展，确实出现了收入分配的恶化，其中城乡居民收入差距加大便是其典型的表现形式之一。这提示我们两者之间的关系是否符合库兹涅茨假说。同时，两者之间的关系也反映了经济发展对于城乡消费差异的间接影响。因而有必要将城乡收入差距水平与以人均实际GDP为代表的经济发展水平之间的关系纳入库兹涅茨假说的框架之内予以验证。但具体分析经济发展对城乡收入差距的影响作用时，以下三方面是需要予以考虑的：首先是自变量的选择问题。在少数验证经济发展与收入分配之间的库兹涅茨关系的研究文献中，自变量中除了包括以人均实际GDP为代表的经济发展水平外，还包含了其他的一些变量。本文认为这是不恰当的。万广华（2004）认为，库兹涅茨假说是一个描述不以任何条件为转移的一般化的经济发展与收入分配之间关系的理论，因此只涉及一个解释变量——经济发展［5］。其次，关于数据问题，Kanbur（2000）建议使用纯时序数据以避免异质性的影响［6］。但此时数据的稀缺性是一个巨大的障碍。因此陈宗胜（2002）认为，在资料不充分时使用面板数据也是一种可行的方法［7］。借鉴该思路，本文选择中国省级区域的面板数据作为研究对象以充分扩大样本容量。最后，关于函数形式的选择问题。现有的经验研究多数使用收入或收入对数的二次方程形式。这类模型存在两个缺陷，首先一般的线性模型在收入均值为零时总是会预测出一个很高的收入差距水平，而这是不恰当的。其次，由于仅包含两个斜率参数，因此曲线没有拐点或仅有一个拐点。而对于转型经济体来说，不平等曲线可能有两个甚至更多个拐点，因此，传统的线性模型对于现实的描述是不准确的。Ram（1995）［8］建立了一个一般性的模型用以描述库兹涅茨曲线，即：INEQ=(1-e-β1Y)e-β2Y其中INEQ代表某种衡量不平衡程度的指标，Y代表经济发展水平。该式的一个显著特点是当自变量的平均值为0时，模型预测的不平等程度为0。但该式反映的函数关系仍然仅有一个拐点。万广华（2004）［5］在Ram设定的函数式中加入经济发展的水平项与二次方项，即：INEQ=(1-e-β1Y)e-β2Y+β3Y+β4Y2该式一方面具有多个拐点，另一方面仍然保证了收入均值为零时不平等程度为零的特点。但这种扩展并未得到理论的支持。因此，在收入不平等与经济发展之间的函数关系不明确时，非参数估计方法便成为了一个有力的研究工具。本文采用非参数局部多项式估计方法验证城乡收入差距与经济发展之间的关系。此时，不要求预先给定模型的确定形式，即一般性地将两者之间的关系表示如下（这里我们仍将相关变量进行了取对数处理）：lnDOI=m(lnAGDP)假定m(lnAGDP)在lnAGDP0处p+1阶导数存在，则可将m(lnAGDP)在lnAGDP=lnAGDP0处进行泰勒展开：m(lnAGDP)≈m(lnAGDP0)+m′(lnAGDP0)(lnAGDP-lnAGDP0)+⋯+m(p)(lnAGDP0)p!×(lnAGDP-lnAGDP0)p此时有：lnDOI=m(lnAGDP0)+m′(lnAGDP0)(lnAGDP-lnAGDP0)+⋯+m(p)(lnAGDP0)p!(lnAGDP-lnAGDP0)p+ε令γj=m(j)(lnAGDP0)j!，则有：lnDOI=γ0+γ1(lnAGDP-lnAGDP0)+⋯+γp(lnAGDP-lnAGDP0)p+ε该式可用加权最小二乘法进行局部拟合，即最小化：∑i=1n{lnDOIi-∑j=0pγj(lnAGDPi-lnAGDP0)j}2×Kh(lnAGDPi-lnAGDP0)I(|lnAGDPi-lnAGDP0|h1)其中，Kh(⋅)=K(⋅/h)/h；h为控制局部邻域大小的带宽；K(⋅)为核函数；I(⋅)为示性函数，当括号内的不等式成立时，取值为1，否则取值为0。若K(⋅)为［-1，1］上的核函数，上式可进一步简化为：∑i=1n{lnDOIi-∑j=0pγj(lnAGDPi-lnAGDP0)j}2×Kh(lnAGDPi-lnAGDP0)本文采用Silverman（1986）［9］的方法确定带宽，选择Ep⁃anechnikov核函数K(u)=0.75(1-u2)，该函数为能够使得MSE与MISE达到最小的最优核函数［10］。根据多项式阶数对估计结果的影响规律，即多项式阶数与待估计函数的导数阶数之差由偶数增加到奇数时，方差不增的特点［11］，本文具体选择局部线性回归对城乡收入差距与人均实际GDP之间的关系进行考察。（三）研究方法与数据说明本文数据区间为2000年至2010年，并使用了省级区域的面板数据（不包括重庆）。相关数据由名义值向实际值的转换均是以2000年为基期进行的。对城乡消费差异影响因素模型的实证研究，主要是基于面板回归模型，即通过F检验与Hausman检验在混合回归模型、固定效应模型与随机效应模型中进行选择以更好地拟合样本数据。对城乡居民收入差距与经济发展之间的关系在采用局部线性回归进行估计时，由于纳入模型之中的不同省份可能存在一定的个体差异性，本文借鉴许冰、章上峰（2010）［12］的研究方法，即首先基于样本数据构造一个包含固定效应的二次多项式模型，得到省际的固定效应值，然后将剔除固定效应影响之后的城乡收入差距数据与人均实际GDP进行局部线性拟合。如果以上两部分的实证检验能够证明经济发展对于城乡收入差异的直接效应以及通过对城乡收入差距而产生影响的间接效应均存在，则进一步将经济发展水平，即人均实际GDP作为城乡消费差异的唯一影响因素，仍然通过非参数估计的方法，实证研究两者之间的函数关系。本文相关数据根据《新中国60年统计资料汇编》及各省相应年度统计年鉴收集整理得到。

实证分析

（一）城乡消费差异与其影响因素之间关系研究为了准确对上述建立的城乡消费差异影响因素模型进行估计，本文对其进行一系列相关检验。表2中的检验结果表明，F检验与Hausman检验均显著地拒绝了原假设，即选取固定效应模型是较为恰当的。由于本文的样本不是典型的长面板，无法对扰动项进行更深入的研究，因此对各模型的估计采用固定效应估计法（FE）进行估计。估计结果如表2所示。如表2所示，城乡收入差距项在四个模型中均显著，且系数符号为正。说明收入差距是消费差异的重要影响因素，两者正相关。人均实际GDP项在四个模型中也均显著，且符号为负，说明经济的发展的确能够缩小城乡消费差异，这也验证了本文之前的假设。以上两个因素在改变模型的设定形式时均未改变显著性及符号，即说明估计的结果是稳健的。同时人均GDP的平方项在模型（2）中在5%的显著性水平上显著，且系数为正，而将显著性水平降低到10%的水平时，其在模型（4）中的系数也为显著，系数同为正，因此可以看出人均实际GDP的平方项也是模型的一个解释因素，即说明了经济发展水平对消费差异的影响确实存在边际作用递减的现象。但值得注意的是，人均实际GDP平方项的系数绝对值在两个模型中均较小，这说明边际作用递减虽然存在，但是幅度较小。收入差距与人均实际GDP的乘积项在模型（3）和（4）中均不显著，即人均实际GDP与城乡收入差距的交叉作用未在样本中有所体现。本文推测这是由于现阶段中国的人均实际GDP水平较低所致。收入差距的变动不会对消费差异产生显著影响，必须建立在人们的收入水平较高的基础上，因此人均实际GDP与城乡收入差距的交叉作用项在样本期内不显著。当然收入水平较低也是人均实际GDP的平方项系数尽管显著，但绝对值较小的原因。综上，本文认为，城乡消费差异的影响因素应该有三项，即城乡收入差距、人均实际GDP及人均实际GDP的平方项。因此，模型（2）作为描述城乡消费差异影响因素的模型是较为恰当的。同时，模型（2）的调整后的拟合优度也要高于忽略了人均实际GDP的平方项的模型（1）。值得说明的是，无论是模型（1）还是模型（2），都证明了经济发展水平是城乡消费差异的一个影响因素，且其在控制了城乡收入差距的影响基础上，作用为负。（二）城乡收入差距与经济发展之间关系的研究为了确定城乡收入差距与经济发展之间的关系形式，首先对两者建立一个包含固定效应的二次多项式模型，利用得出的各省不同的固定效应值对城乡收入差异的对数值进行调整，再对两者进行局部线性回归。此时我们计算得到的最优带宽为0.2，估计结果如图1所示。由图1结果可知，随着人均实际GDP的提高，城乡收入差距水平有扩大的趋势。从人均实际GDP的最小值开始，城乡收入差距先后经历了加速扩大、减速扩大、加速扩大、减速扩大的过程，在人均实际GDP的对数值大约为10.168左右时，曲线达到第一个转折点，之后城乡收入差距转为平稳。在人均实际GDP的对数值为11.241左右时，曲线达到第二个转折点。该点之后城乡收入差距随着经济发展逐渐减小。图1中曲线的形状总体上是一条倒U型曲线，也即城乡收入差距与人均实际GDP之间确实存在库兹涅茨关系。同时，曲线的形态也显示了两者之间的关系存在多个拐点，也即传统的线性模型对于观测数据的拟合可能是不完美的。图1城乡收入差距与人均实际GDP关系综合以上的实证研究结果，经济发展对城乡消费差异的影响路径有两条：一是经济发展直接作为城乡消费差异的影响因素，二是通过对城乡收入差距的影响间接对消费差异产生影响。前者本文称为经济发展对于城乡消费差异的直接效应，而后者称为间接效应。直接效应一直为负，间接效应在经济发展的初级阶段为正，随着经济的进一步发展逐渐转为负向。（三）城乡消费差异与人均实际GDP之间关系研究前述分析得到的经济发展水平对城乡消费差异的作用结果表明，在不对间接效应和直接效应进行区分时，直接将人均实际GDP作为城乡消费差异的影响因素是可行的。同时，由于在城乡收入差距随着人均实际GDP的提高而扩大时，直接效应与间接效应的方向不一致，那么在样本期内，经济发展与城乡消费差异的关系究竟如何，则依赖于对两者之间关系进行的直接分析。这里我们仍使用非参数的方法研究两者之间的关系。将城乡消费差异与人均实际GDP的关系一般性地表示为：lnDOC=n(lnAGDP)在去除各省固定效应的基础上，仍然采用局部线性回归法对上式进行估计，此时最优带宽的计算结果为0.2，估计结果如图2所示。图2城乡消费差异与人均实际GDP关系由图2可知，随着人均实际GDP的提高，城乡消费差距总体上也呈现先加大后减小的趋势，转折点位于对数人均实际GDP为10.769左右，早于图1的第二个转折点。曲线显示城乡消费差异与人均实际GDP之间的关系同样符合库兹涅茨假说，即在直接作用与间接作用的共同影响下，城乡消费差异随着经济的发展出现了先扩大再缩小的趋势。Atkinson（1999）认为，如果接受库兹涅茨倒U型假说，在收入分配与经济发展之间的关系上，政府的干预就是无效的［13］。从长期来看，整个经济会自然而然地走出这一困境。类似于关于收入分配与经济发展之间关系的库兹涅茨假说，本文的分析结果显示城乡消费差异与经济发展之间也存在着相似的关系。但社会对发展不平衡的容忍是有限度的。如果认为政府在面对城乡的不均衡发展时不应放任自流，而应采取措施主动干预，则将此处关于城乡消费差异与人均实际GDP关系的分析与前述关于城乡收入差距与人均实际GDP的分析结合在一起，便能够得到较有价值的结果。我们认为，可将各省市按照实际情况分为三类：第一类省份随着经济的发展，城乡收入差距已开始缩小，则此时经济发展对城乡消费差异的直接效应与间接效应均为负；第二类省份伴随着经济发展城乡收入差距仍处于扩大阶段，即经济发展对城乡消费差异的间接作用为正，但小于直接作用的影响，因此总体来看，经济发展有利于缩小城乡消费差异；第三类省份与第二类省份相同，仍然存在城乡收入差距随着人均实际GDP的提高而扩大的情况，但经济发展对城乡消费差异的间接作用大于直接作用，即总体看来城乡消费差异随着经济发展而扩大。基于以上分类，有关部门在处理城乡发展不平衡，特别是将着眼点放在城乡消费差异问题上时，其政策重点就应有所区别。对于第一类省份，经济发展无论是对于缩小城乡收入差距还是消费差异，均能发挥正向作用，因此我们认为经济发展应作为政策的重点。第二类省份则应在优先发展经济与缩小城乡收入差距之间进行权衡；而第三类城市由于经济发展对于城乡收入差距及消费差异的影响均为正，因此应将更多的注意力放在消除城乡间的不均衡，统筹城乡发展上来。

本文通过构建城乡消费差异及城乡收入差距的影响因素模型，将经济发展与城乡收入差距、城乡消费差异纳入统一模型框架之内进行研究，并在实证分析的基础上，得出以下结论：城乡消费差异不仅受城乡收入差距的影响，同时也受到经济发展水平的影响，城乡收入差距的拉大将加大城乡消费差异，而人均GDP的提高将会缩小城乡消费差异；城乡收入差距与经济发展之间的关系符合库兹涅茨假说，两者之间的关系曲线存在多个拐点，并且样本期内经济发展对于缩小城乡收入差距的正向作用已经出现；同时考虑经济发展与城乡收入差距及城乡消费差异之间的关系，经济发展对于城乡消费差异的影响路径有两条：一是通过影响城乡收入差距而间接作用于消费差异，即间接效应。该效应经济发展初期为正，随着经济的发展逐渐转为负向；二是直接对城乡消费差异施加影响，即直接效应，该效应始终为负；经济发展与城乡消费差异之间的关系也呈倒U型曲线，即在经济发展初期，城乡消费差异随着人均实际GDP的提高而扩大，随着经济的进一步发展，城乡消费差异转而缩小。最后，在以上结论的基础上，根据各省市的发展情况，对其进行了分类，并对不同类型的省份给出了相应的政策建议。如果认为政府在面对城乡发展的不均衡时，应主动作为，则本文的结论及提出的建议是有一定参考价值的。但受限于研究方法，本文仍存在一定不足之处，即假定各省市关于城乡消费差异、城乡收入差距及人均实际GDP的函数关系都是相同的，并未考虑省际差别。因此，利用空间计量经济学，如地理加权回归法进行分析就成为进一步研究的重点所在。