公平与效率不可兼得吗？——基于居民边际消费倾向的研究，本文主要内容关键词为：边际论文,倾向论文,公平论文,效率论文,居民论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
消费与收入分配是经济发展过程中的两个非常重要的问题。根据Porter(1990)的竞争优势理论，一个国家需要实现的是具有稳定消费需求的消费型社会，消费拉动型经济增长方式才是真正健康的可持续的增长方式。Rostow(1990)将一国的经济增长分为五个阶段：传统社会阶段、起飞前提条件形成阶段、起飞阶段、走向成熟阶段、大众消费时代，消费型社会是一国经济发展最终要达到的目标。改革开放以来，我国经济持续快速增长，但迄今，经济增长方式并没有任何由“投资”拉动型向“消费”拉动型过渡的迹象。而且，近年来我国最终消费率以及居民消费率的下降趋势非常明显，从2000年到2005年，最终消费率由62.3%下降到51.9%，居民消费率由46.4%下降到38.0%。①消费率下降最直接的反映就是储蓄率不断上升(Modigliani and Cao,2004)，城乡居民储蓄迅速增长，到2006年底已经超过16万亿元，占国内生产总值的比例高达77%。总消费需求与经济发展绩效之间不能形成良性循环，严重影响到经济增长的质量。针对这种现象，很多学者试图从收入差距不断扩大来解释近年来我国消费需求不足的问题。关于我国收入分配的研究文献非常多（李实，2003；赵人伟等，1999），研究方法和结论也各有差异，但毋庸置疑的是，20世纪90年代中期以来，我国城镇、农村以及整体的基尼系数都在上升，收入分配不平等程度在加剧（姚洋，2004）。那么，收入分配与消费需求之间存在怎样的关系呢？
消费倾向是联系收入分配与消费需求的纽带。自从凯恩斯(Keynes)在《就业、利息和货币通论》一书中提出消费函数理论以来，产生了一系列有关的研究，如杜森贝利(Duesenbery)的相对收入假说、弗里德曼(Friedman)的持久收入假说、莫迪利亚尼(Modigliani)的生命周期理论以及霍尔的随机游走消费理论(Hall,1978)等。几乎所有的消费理论都强调收入对消费的影响，但影响方式和影响途径却有很大的差异，一个核心的问题就是关于消费倾向的争论。Carrol(1996)指出，很多经济学家都直觉地认为消费函数是凹的，低收入者的边际消费倾向要高于高收入者。
对消费函数和边际消费倾向的分析，有助于了解人们的消费行为，也有助于讨论总消费需求与收入分配的关系。20世纪90年代中期以来，我国消费需求问题与收入分配问题越来越引起重视，很多学者对其进行了研究。袁志刚和朱国林(2002)对收入分配与总消费的关系做了很详细的综述，认为很多消费函数理论均隐含了缩小收入差距能扩大消费需求的结论，如以凯恩斯绝对收入假说为代表的消费理论，以及以持久收入假说和生命周期理论为基础的考虑到遗赠效用的广义生命周期理论。吴晓明、吴栋(2007)通过对我国城镇居民1985-2004年有关数据的计量分析表明，城镇居民收入分配差距的扩大引起了居民平均消费倾向的减小。苏良军和何一峰(2006)认为，总体而言，中国还是存在边际消费倾向递减。谢子远等(2007)则说明，1978年以来，我国农村居民的边际消费倾向变化经历了一个下降—上升—再下降—再上升的复杂过程。通过对居民边际消费倾向和消费行为的实证分析，很多研究得出缩小收入差距能扩大消费需求的结论（李军，2003等）；也有很多研究认为“公平”与“效率”不可兼得，缩小收入差距并不一定能扩大消费需求(Blinder,1975;Musgrove,1980)。
综上所述，绝大部分现有的研究可以归结为三个命题：命题一，边际消费倾向递减或者不变；命题二，缩小收入差距能扩大总消费需求；命题三，在边际消费倾向递减的条件下，缩小收入差距能扩大总消费需求。朱国林等(2002)对命题一提出挑战，认为由于平均总储蓄倾向与收入水平呈马鞍型，因此，边际消费倾向与收入水平不再是单调关系，这个观点非常有吸引力，但作者并没有提供更有说服力的理论与数据支持。本文的研究源于对三个命题的重新考察，试图回答如下三个问题：缩小收入差距到底能否扩大总消费需求？它的前提条件是什么？这个前提条件在我国是否成立？
二、理论框架
在关于消费理论的研究中，边际消费倾向备受关注，这不仅是因为它对消费函数的形式至关重要，也因为它是分析收入分配对总消费的影响的一个重要理论依据。许多研究试图通过对边际消费倾向的理论分析或实证检验来探讨收入分配将如何影响总消费，如Blinder(1975)、Musgrove(1980)、袁志刚和朱国林(2002)等。这些研究中隐含着一种倾向，那就是希望证实或证伪边际消费倾向递减特征，以支持或批判更为均等的收入分配将提高总消费这一观点。Blinder(1975)试图证明在边际消费倾向递减的情况下，更公平的收入分配能提高总消费需求，但是，他的研究赋予了较强的假设条件，得出的结论相应有很大的局限性。国内很多研究也试图找到“缩小收入差距能扩大总消费需求”这一结论的前提条件（李军，2003等）。从这些已有的研究看，研究边际消费倾向的基本理论仍以凯恩斯消费函数为主流，基本模型为：C=a+bY，其中C为即期消费，a为自主性消费（即消费者维持生存所必需的消费），b为边际消费倾向(MPC)，Y为当期可支配收入。为便于和其他相关研究成果的比较，我们引入两个基本假设：第一，自主性消费对所有不同收入水平的消费者，均为同一常数；第二，所有的消费者同质，即除了即期可支配收入外，消费者所有其他性质均相同，在这个假设条件下，相同收入的消费者边际消费倾向相同。这样我们就可以对每个收入阶层的代表性消费者进行分析，这也是被普遍接受的一种分析范式。
（一）边际消费倾向递减时，更公平的收入分配并不一定能提高总消费需求
根据该式进行简单的数学计算便可得到如下关系式：
即如果要使实行收入再分配后的总消费需求大于收入再分配之前的总消费需求，必须使得
小于高收入阶层的收入与低收入阶层的收入之比
，也就是说收入分配政策的效果取决于收入分配效应系数λ和全社会收入分配的不均等程度（以来体现）。在宏观经济中我们可以比较容易地测定M与m的比值，但是，我们无法确定λ这个系数的值，因此，无法确定宏观收入分配政策会如何影响总消费需求。而且，根据以上关系式，不难看出，缩小收入差距的收入分配政策并非一定会增加总消费需求，当
时，收入差距的缩小甚至会减少总消费需求，正如勃兰德(1975)所得出的结果那样。从上述分析我们可以知道，在边际消费倾向递减的情况下，收入分配对总消费的影响是不确定的。
（二）边际消费倾向与收入水平呈倒“U”型关系时，缩小收入差距能提高总消费需求
这一部分将提出并证明本文理论部分的核心观点：当边际消费倾向与收入水平呈倒“U”型关系时，缩小收入差距能提高总消费需求。和前一小节的差别在于，我们引入更为一般化的假设条件，即收入分配服从正态分布，密度函数为
，累积分布函数为F（·），方差
表示了收入分配的公平程度，越大，分配越不公平。
根据正态分布的性质，我们可以得到如下两式（证明过程见附录）：
将(5)式和(6)式代入(4)式，可以得到：
其中Φ（·）为标准正态分布的累积分布函数。要讨论总消费水平与收入分配之间的关系，即讨论
的符号。由(7)式，当
，即相对于低收入者和高收入者，中等收入者的边际消费倾向最高时，显然有
。这就表明，随着收入分配方差的下降，即不均等程度的下降，总消费需求上升，更加公平的收入分配能够扩张总需求，拉动经济增长②。
综上所述，在边际消费倾向递减的条件下，更均等的收入分配并不一定能扩大总消费需求；而在收入分配呈正态分布且边际消费倾向与收入水平呈倒“U”型关系的条件下，更公平的收入分配能扩大总消费需求，刺激经济增长，同时实现“公平”与“效率”。
三、实证检验
本节将使用家庭和个人数据，从微观层面实证分析我国居民边际消费倾向在不同的收入水平下的变化情况。
（一）数据描述
本文使用的数据是中国社会科学院经济研究所收入分配课题组1995年和2002年城镇和农村住户及个人调查数据。1995年的调查覆盖19个省（市、自治区），调查了6934户城镇家庭和7998户农村家庭，分别涉及21696位城镇居民和34739位农村居民；2002年的调查覆盖22个省（市、自治区），调查了6835户城镇家庭和9200户农村家庭，分别涉及20632位城镇居民和37969位农村居民。我们考察1995年包含14932户家庭的全国样本和2002年包含16035户家庭的全国样本。具体的数据描述可参考李实、罗楚亮(2007)和罗楚亮(2004)等相关文献。
（二）收入阶层划分
本文实证检验的目的是考察不同人均收入水平的家庭户边际消费倾向的差异。因此，我们首先要对家庭在整个社会中所处的收入阶层进行定义。一种较为直观的方案就是将所有家庭按照人均收入的百分位数平均分层。由于家庭人均收入近似服从正态分布，按照百分位数平均分层不能很好地反映社会收入阶层的现实情况。因此，我们以10%、25%、50%、75%、90%分位数为临界点，将所有家庭分为低收入、较低收入、中低收入、中高收入、较高收入和高收入六个阶层。此外，为更好地考察高收入阶层的边际消费情况，将人均收入最高的5%的家庭单独列为最高收入阶层。表1列举了1995年和2002年具体的收入阶层划分以及对应的收入范围和样本量。
（三）计量模型
我们从消费函数入手主要建立两个模型：基本计量模型和扩展计量模型，具体如下：
其中
表示第i个家庭当期人均收入，a为不随收入而变化的基本消费需求，b为边际消费倾向。由于本文所使用的数据集中，消费和收入的数据非常全面，可信度较高，在基本计量模型回归中，不考虑其他变量，样本损失最小，这可以为我们的分析提供一个较好的基准点。但是，基本计量模型过于简单，影响消费的因素绝对不仅仅是收入，如果只是考察基本模型，结论似乎缺乏足够的说服力。为了更好地控制其他变量对消费的影响，有必要对基本模型进行扩展，尽可能分离出“真实的”边际消费倾向。扩展的计量模型根源于对消费函数的研究，以凯恩斯消费需求函数为起点，国内外很多学者对消费需求理论进行了深入的研究（余永定、李军，2000；罗楚亮，2004；臧旭恒、裴春霞，2007等）。本文在总结已有研究的基础上，综合考虑到我国居民消费的一些实际情况，对影响消费支出的其他因素进行控制。在扩展计量模型中，我们充分考虑到家庭资产规模、住房情况、耐用消费品情况、家庭成员的受教育水平、往年的收入水平等因素对消费支出的影响。
表1收入阶层的划分及样本容量
（四）变量说明
本文使用的数据包括户数据和个人数据，由于难以完全区分家庭消费和个人消费以及大部分的家庭收入和个人收入，因此我们对考察的诸如消费、收入、资产等变量均取家庭人均值。消费支出是本文考察的最重要的变量，一般而言，纯粹的消费包括食物支出、衣着支出、服务支出、赡养支出、居住支出等。很多学者在研究中将家庭在经营性和投资性生产资本上的支出也定义为消费（罗楚亮，2004），尤其在研究消费函数以及消费结构等领域，这种定义方式极为普遍。本文采纳这种定义方式，将以上各项支出之和定义为狭义的消费支出。此外，随着我国居民收入水平的不断提高，人们对教育与健康问题越来越关注，尤其20世纪90年代中期教育体制、医疗体制改革以来，教育支出和医疗支出占家庭总支出的份额越来越高。考虑到这种情况，我们定义广义消费支出为狭义消费支出与教育支出、医疗支出之和。家庭总收入包括家庭成员工资收入、家庭经营收入、财产性收入、转移收入、实物收入等；本文还将农民出租土地收入以及其他一些现金和非现金收入也计入家庭收入。考虑到测量误差，我们将家庭人均收入最低的1%和最高的1%的家庭从样本中剔除。
在扩展计量模型中，我们对影响消费水平的其他一些变量进行了控制。这些变量主要包括家庭总资产、医疗支出、教育支出、上一年的收入、家庭成员的受教育程度、家庭人口规模、耐用消费品拥有情况以及家庭所处的省份。其中，家庭总资产包括家庭金融资产、住房估计价值、生产性固定资产以及其他一些资产；医疗支出包括住院费、手术费、药品费等；教育支出包括用于成人和子女的所有教育开支；受教育程度为家庭成员的平均受教育年限；由于我们的计量检验以户为单位，家庭规模也是我们必须控制的一个变量；对于耐用消费品，1995年我们控制黑白电视机、彩色电视机、摩托车、冰箱、洗衣机、录像机、组合音响等7种，2002年我们控制黑白电视机、彩色电视机、摩托车、冰箱、洗衣机、汽车等6种；此外，考虑到城镇和农村家庭消费的差异以及所调查的各个省份收入水平和消费水平的差异，我们控制城镇虚拟变量和“省”的虚拟变量。表2是一些主要变量的描述统计。总体来看，从1995年到2002年，家庭的人均收入增加了62%，而同期狭义消费只增加36%，远远落后于收入增长的速度。这一方面是由于狭义消费的收入弹性较小，另一方面也因为改革过程中的不确定性使得居民预防性储蓄倾向较高。可以看到，同期家庭人均资产增加了1.7倍，远远高于收入的增长速度。由于教育和医疗体制的改革以及人们对人力资本投资和健康投资越来越重视，7年间，人均医疗支出增加了1倍，人均教育支出增加了3.5倍，教育与医疗支出占收入的份额越来越大。此外，人均受教育年限由6.90年提高到7.64年，标准差也有所下降，这表明人们对人力资本投资越来越重视。
表2主要变量描述统计
注：由于本文采用为横截面数据分析，涉及跨年度比较的指标也为相对指标，所以对消费和收入等变量没有做价格调整，均采用当年价格。
（五）主要计量检验结果及相关说明
根据前面的分析，我们建立了基本模型和扩展模型，区分了狭义和广义两种消费支出定义，并分别分析1995年和2002年的全国数据样本，由此我们有8个检验方程。表3列举了这8个计量检验方程所得到的边际消费倾向的估计值。为简单起见，表3省略了其他控制变量的估计结果。图1-1至1-4以更直观的方式表明了边际消费倾向与收入阶层之间的倒“U”型关系。
图1-1 1995年（左）和2002年（右）MPC与收入阶层的关系（基本模型、狭义消费）
图1-2 1995年（左）和2002年（右）MPC与收入阶层的关系（扩展模型、狭义消费）
图1-3 1995年（左）和2002年（右）MPC与收入阶层的关系（基本模型、广义消费）
图1-4 1995年（左）和2002年（右）MPC与收入阶层的关系（扩展模型、广义消费）
表3边际消费倾向与收入阶层的关系（计量检验结果）
注：***表示1%的显著性水平，**表示5%的显著性水平，*表示10%的显著性水平；括号内为t值。以下各表同。
第一，计量检验清楚地表明了边际消费倾向与收入阶层之间存在非常明显的倒“U”型关系。中高收入阶层在8个回归模型中的7个有最高的边际消费倾向，中低收入阶层紧随其后，有次高的边际消费倾向，这两个阶层的消费是我国消费需求的主体。我们有必要对形成这种倒“U”型关系的原因进行探讨。低收入者边际消费倾向偏低的原因是多方面的，一方面，他们还没有足够的消费能力去购买价格较为昂贵的耐用品以及进行生产性投资；另一方面，研究表明（臧旭恒、裴春霞，2007；龙志和、周浩民，2000），我国居民有较强的预防性储蓄动机，尤其在经济转型时期，很多关系国计民生的诸如教育、医疗、社保等领域的改革还存在相当程度的不确定性，而这种不确定性对低收入者有更大的影响，从而他们有更强的预防性储蓄动机。相对于低收入者，中等收入者一般收入较为稳定，对制度变迁的承受力更强，预防性储蓄倾向较低，从而具有较高的边际消费倾向。高收入阶层边际消费倾向明显较低，这一方面是由于其基本消费需求已处于饱和状态，另一方面则由于高收入者有较高的遗赠性储蓄倾向（朱国林等，2002）。当然，由于我们的微观调查数据不能对诸如旅游、收藏等高档发展享受型消费进行很好的统计，这使得统计的高收入者的支出偏低，这也在一定程度上会降低高收入者的边际消费倾向。
第二，总样本表明，从1995年到2002年，我国居民狭义消费的边际消费倾向有较大幅度的下降，而广义消费的边际消费倾向的变化不明显。2002年基本模型和扩展模型中的狭义消费的边际消费倾向分别为0.44和0.29，明显低于1995年的0.61和0.36，这与很多学者指出的我国居民边际消费倾向下降的结论相吻合（曾国安、胡晶晶，2006）；而2002年两个模型中广义消费的边际消费倾向分别为0.59和0.39，与1995年的0.66和0.38比较无明显变化。由此来看，对边际消费倾向的研究与“消费”的定义有很大的关系，对于一些基本消费需求，其收入弹性非常小，随着收入水平的上升，其边际消费倾向下降是必然的；而对于一些较为高档的耐用消费品、奢侈品以及大部分投资性、服务性支出，其收入弹性较大，消费水平要受到除收入之外很多因素的影响。而随着改革开放的不断深入，市场化程度的不断加深，收入之外的因素对消费需求将起到更大的作用（樊纲、王小鲁，2004），这就使得更广泛意义上的消费支出的边际消费倾向变化更加不规则、不确定。
第三，教育和医疗支出越来越重要，对家庭消费行为有很大的影响。数据显示，从1995年到2002年，狭义消费与广义消费的边际消费倾向的差距大幅增加，这表明教育和医疗支出所占的份额在不断扩大。整体来看，7年间，人均狭义消费支出增加了38%，而同期人均教育和医疗支出分别增加了3.5倍和1倍，增长幅度有明显差异。总样本的检验结果更规范地表达了这种观点，基本模型中，1995年狭义消费与广义消费的边际消费倾向相差0.05，而2002年差距扩大到0.16；扩展模型也反映了同样的事实，二者的差距由1995年的0.02扩大到0.10。
第四，从收入阶层看，低收入者的教育与医疗状况几乎没有改善，高额费用使其不敢问津；中等收入者则将大量新增收入用于教育与医疗投资。图2是1995年和2002年基本模型中不同消费支出定义下各收入阶层边际消费倾向的变化。1995年，不同收入阶层两种消费的边际消费倾向的差距都比较小，教育与医疗支出对各阶层的影响基本相同，而且影响非常小。2002年的情况则有很大的不同，消费支出中是否包含教育与医疗支出对低收入者的边际消费倾向没有明显影响。低收入者的收入水平还不足以使他们更多地考虑人力资本投资和健康投资，他们没有充分分享到经济持续快速增长的成果，处于社会的最底层，这个问题必须引起我们足够的重视，反思我国教育与医疗体制改革对低收入人群的影响。一般而言，人们在解决基本生活问题后，必然将更多的收入用于人力资本投资和健康投资，从我国中等收入者的情况看，这两种支出的影响似乎太大。2002年基本模型回归中，中低收入、中高收入和较高收入三个阶层的狭义消费倾向分别为0.55、0.61和0.54，而包含教育与医疗支出的广义消费的边际消费倾向分别上升到0.68、0.78和0.73，上升幅度非常大，中等收入者将大量新增收入转化为教育与医疗支出。
图2 1995年（左）和2002年（右）不同消费支出定义下的基本模型结果
（六）扩展分析
为更好地理解1995年以来边际消费倾向与收入阶层的关系，并对影响消费需求的其他因素进行更详细的探讨，我们详细分析1995年和2002年狭义消费扩展模型的计量检验结果，两组回归结果分别列举在表4和表5中。为增加可比性，两组回归选择了相同的控制变量，包括收入、资产、医疗支出、教育支出、前一年收入、家庭成员平均受教育年限、家庭人口数量、主要的耐用消费品情况以及城镇和省份的虚拟变量。表中省略了耐用消费品和省份虚拟变量的回归结果。
从1995年到2002年，低收入者的收入水平和消费能力有所提高，边际消费倾向有所上升，而中等收入者的边际消费倾向明显下降，高收入阶层的边际消费倾向略有下降。市场化进程规范化、显性化了居民的收入和支出，隐性的实物消费减少，从而低收入者的边际消费倾向上升。中等收入者的边际消费倾向下降主要是由于教育和医疗支出耗去了大部分新增收入，其他消费相对下降。
表41995年狭义消费定义扩展模型的计量检验结果
表52002年狭义消费定义扩展模型的计量检验结果
从其他控制变量来看，教育支出对狭义消费支出有显著的负影响，教育支出挤出了对其他消费品的支出。不过，2002年的数据表明，对于高收入者而言，教育支出并没有挤出效应，反而会增加家庭在营养、服务消费等方面的支出。医疗支出在1995年对消费基本没有或者说有非常小的负影响，而2002年则有正影响，这可能是因为随着收入水平提高，人们越来越关注健康，医疗保健支出会导致膳食、交通、居住等支出相应增加；对于一些低收入者，如果家里有病人，可能也不得不增加一些营养等方面的生活开支。家庭总资产和往年收入对狭义消费支出也有正影响，这符合持久收入假说的结论，不过这种影响非常小，人们的消费行为主要还是受当期收入影响。由于教育对消费观念、偏好结构等的影响，家庭成员的平均受教育年限的回归系数显著为正，且随着家庭收入的提高，这种影响有扩大的趋势。相对于农村居民，城市居民的消费水平更高，这一方面反映出农村居民的预防性储蓄倾向较高（刘建国，1999），我们用2002年的数据在控制了医疗保险和养老保险等社会保障相关变量后，城镇虚拟变量的回归系数的数值和显著性都明显下降；另一方面农村居民很多自产自销的消费支出很难统计到消费支出中，这也会使得调查数据中农村居民消费支出比实际的偏低。我们还可以看到，家庭人口规模的回归系数均显著为负，很显然，这是因为我们选择的是家庭变量的人均值。一般而言，家庭每增加一个人而增加的边际消费量是递减的，这必然导致家庭人口规模的回归系数为负；而且由于家庭收入越高，生活成本也越高，这就使得家庭人口规模对人均消费的影响会随着家庭人均收入的提高而提高。
四、主要结论
本文首先从理论上表明，当收入分配呈正态分布且边际消费倾向与收入水平呈倒“U”型关系时，缩小收入差距能起到提高总消费、扩大总需求的作用。接下来，我们使用1995年和2002年的城乡居民生活调查数据，利用城乡家庭与个人层面的微观数据考察我国居民边际消费倾向与收入水平之间的关系。在低收入、较低收入、中低收入、中高收入、较高收入、高收入和最高收入7个阶层中，中低收入和中高收入阶层有最高的边际消费倾向，而低收入者和高收入者的边际消费倾向均较低，我国居民边际消费倾向与收入水平之间呈非常显著的倒“U”型关系。
通过对1995年和2002年城乡居民消费行为的详细分析，我们也发现了诸多存在的问题。随着市场化进程的不断加快，人力资本投资与健康投资对人们消费行为的影响越来越大；但是，收入差距持续拉大，不利于全民分享经济发展成果。从1995年到2002年，低收入者的教育与医疗状况几乎没有改善，高额费用使其不敢问津；中等收入者则需要将大量新增收入用于教育与医疗投资，其他消费相对减少。教育、医疗、社保、住房等相关社会保障问题是我国居民消费需求不足的根本原因。这实际上是我国一直以来关于“公平”优先还是“效率”优先的争论的遗留问题。改革开放以来的绝大部分时间都在强调“效率优先，兼顾公平”。我们的研究清楚地表明，边际消费倾向与收入水平之间存在显著的倒“U”型关系，缩小收入差距并不仅仅是社会公平与公正问题，而且有利于扩大消费需求，拉动经济持续增长，同时实现“公平”与“效率”两大目标。因此，我们应该在一次分配与二次分配中，均按照社会公平与社会公正原则，加强收入分配政策的实施力度，壮大中等收入者队伍，这有利于提高我国居民的边际消费倾向，提高经济发展质量，实现由“投资”拉动型增长方式向“消费”拉动型增长方式的过渡。
附录：
注释：
①最终消费率数据来自《中国统计年鉴2006》；居民消费率由作者根据年鉴中的居民消费支出与最终消费支出计算得出。如无特别说明，本文中城乡居民储蓄等宏观数据均来自各年《中国统计年鉴》。
②可以证明，此结论可推广至任意关于均值对称的奇数个收入分组。