转轨时期居民消费和收入关系研究——居民家庭预算数据分析，本文主要内容关键词为：居民消费论文,预算论文,居民家庭论文,时期论文,收入论文，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。
本文利用1978年以来城镇和农村家庭预算抽样调查数据，分析研究经济体制转轨时期居民消费和收入之间的关系，即消费函数。分析所引用的数据除另加注明的外，均为国家统计局城市社会经济调查总队和农村社会经济调查总队汇总的城镇居民和农村居民家庭收支抽样调查数据，或根据这些数据整理估算。
一、家庭预算数据所揭示的消费——收入关系
本文先分析1978年以后家庭预算数据所反映出来的消费——收入间的一般关系。
1.分城镇居民和农村居民的消费对收入回归
表1列出了按城镇和农村居民家庭收支抽样调查数字计算的平均收入、平均消费倾向、边际消费倾向和消费的收入弹性。表中的边际消费倾向和消费的收入弹性均为通过分对年度的样本点做回归获得（回归方程见表的说明），平均消费倾向为各年样本整体的。
表1 消费——收入关系（家庭预算数据）
说明：
1.平均收入为按当年价格计算的年人均值（元）；
2.平均消费倾向＝平均消费／平均收入；
3.边际消费倾向为回归方程C=a+bY中Y的系数b；
4.消费的收入弹性通过两种方法取得：
1.回归方程Ln(C)=a+bLn(Y)中的系数b；
2.边际消费倾向比平均消费倾向的商（括号中数）；
5.城镇以按人均生活费收入水平分组的组平均值为样本点，农村以省际平均数为样本点。
2.平均消费倾向分析
从表中数字看，1981～1991年期间，城镇居民的平均消费倾向略呈下降趋势，这与时间序列总量数据分析所揭示的相吻合，但前者的下降趋势不象后者的那样明显。这种差异的一种解释是，在家庭收支调查当中，居民一般具有低估和隐瞒收入的倾向，而随着经济体制改革的进行，居民收入多渠道、多样化，其中一些收入具有隐蔽性，这就意味着，在1981～1991年期间，随着时间的推移，家庭收支调查当中居民收入低估的程度逐渐增加。如果这一解释成立，家庭预算数据所反映的平均消费倾向下降趋向应比表1数据所反映的更显著一些。与1978年以前相比，城镇居民的平均消费倾向有所下降。1978年以前，城市居民家庭的平均消费倾向一般在0.91以上，1981～1991年期间，除少数特殊年份外，一般在0.84～0.88之间。
农村居民的平均消费倾向虽然不象城镇居民和时间序列总量数据那样，有下降趋势，但与1978年以前相比，有较大幅度下降。1978年以前，据有关年份的农民家庭收支抽样调查数据，平均消费倾向在0.91～0.97之间，均值为0.94；1981～1991年期间，相应数字为0.77～0.89和0.84。
平均消费倾向下降表明：a)居民消费与现期收入的关系相对弱化；b)居民收入中用于储蓄的份额增加。这说明1978年以后消费预算向跨时方向过渡。
3.边际消费倾向和消费的收入弹性
1978～1991年期间，城镇居民的边际消费倾向和消费的收入弹性均呈下降趋势，表明随着时间的推移，消费随收入变动而变动的程度减少。
农村居民的边际消费倾向在不同年份间有较大波动，消费的收入弹性也较大，这与样本点本身的性质有关，由于没有按收入水平分组的数据，回归中的样本点是省际数字，由此获得的与消费收入弹性相关的边际消费倾向存在一定问题，主要在于按收入水平分组的组平均数据与省际平均数据之间有性质上的差异。以省为单位的平均数据突出反映着区域因素对消费、收入关系的影响，这些区域因素如气候、风俗习惯等；而按收入水平分组的组平均数则不同，因每个收入水平组的平均数均为包括各个省同一收入水平组抽样调查户的汇总数，所以组平均数抵销了区域因素，这样就更突出地反映出收入水平变化与消费的关系，这是省际数字所不能的。考虑到这种差异。现在以山东省1981～1990年农村居民按收入水平分组的组平均数据再做消费收入回归，结果列于表2。
表2 消费——收入关系（山东省农村居民家庭预算数据）年份
平均收入
APC
MPC
I1981
231.56
0.87
0.63
0.84(0.72)1982
304.08
0.76
0.70
0.85(0.92）1983
367.74
0.72
0.53
0.71(0.73）1984
404.20
0.71
0.45
0.65(0.63）1985
408.12
0.79
0.46
0.61(0.58）1986
449.27
0.81
0.57
0.65(0.70）1987
517.69
0.78
0.53
0.60(0.68）1988
583.74
0.83
0.50
0.52(0.60）1989
630.56
0.81
0.52
0.52(0.64）1990
680.18
0.80
0.48
0.41(0.60）
注：各项目数据的计算方法同表1。APC为平均消费倾向，MPC为边际消费倾向，I为消费的收入弹性。
山东省农村居民的收入和消费水平居全国的中等水平，具有一定的代表性。从表中数据看，山东平均收入略高于全国平均数，平均消费倾向略低于全国平均数，但边际消费倾向和消费的收入弹性远小于按省际数据求出的全国数，也小于按收入水平分组数据求出的全国城镇居民数。以山东数据推算，农村居民的平均消费倾向，边际消费倾向和消费的收入弹性均小于城镇居民的。
二、消费——收入的关系的进一步分析：相对收入假定和“示范效应”
1、基本模型
1978年改革以来，收入分配差距拉大，消费的示范效应增强，因此，相对收入假定的消费函数，分析中国消费者行为及消费——收入关系的效力增加。这里主要是指杜森贝里明确表达的相对收入假定的第一个命题，在收入分配中所占的百分位，趋向于一个单一的、不变的和递增的函数关系；被储蓄的百分比不受收入绝对水平的影响①。实际上，相对收入假定的横截面函数关系形式是首先由布雷迪(D.S.Brady)和罗斯·弗里德曼(Rosc Fricdman)提出的②，他们提出：个人储蓄率不仅与其收入水平相关，而且与其在收入分配中的相对位置相关，即
式中S和Y表示个人储蓄和收入，
表示平均收入。摩迪里安尼和杜森贝里进一步论证了相对收入假定，在横截面函数形式基础上，提出了相对收入假定的时间序列总量数据函数形式③即
式中
表示用价格和人口指数消胀的、先前曾达到的最高收入水平。
这里主要是用横截面数据验证相对收入假定的第一个命题，因之利用的是布雷迪等人提出的横截面函数公式1。1式为储蓄函数，与其相对应的消费函数形式为
2、收入分析格局的变化
相对收入假定的消费——收入关系成立的基本前提是收入分配中平均主义的格局被打破，居民收入水平拉开一定的距离。这种差距包括城镇居民和农村居民的收入差距，城镇居民内部和农村居民内部的收入差距，地区差距，大、中、小城市居民收入差距，以及不同职业劳动者的收入差距。本文的基本假设是：1978年以前收入分配呈平均主义格局，收入水平差距很小，并随时间推移呈缩小趋势；1978年以后随时间推移，收入水平档次拉开。为此，在用具体数字拟合验证3和4式前，先分析1978年前后收入分配格局的变化。
(1)1978年以来，我国居民收入分配的不均等程度有不断扩大的趋势。据世界银行估计，中国在开始进行改革时的基尼系数在0.26～0.28之间④，1980年达到0.33⑤到1988年，中科所成果估计基尼系数达到0.382，另据陈宗胜估计⑥，中国居民家户——收入基尼系数由1981年的0.2239上升为1988年的0.2614，人口——收入基尼系数由1981年的0.2635上升为1988年的0.2961，年上升率分别为2.24%和1.68%。
(2)城市居民内部收入分配不均等程度有不断扩大的趋势。据世界银行估计，1980年城市居民收入的基尼系数为0.16⑦，到1988年，中科所成果估计这一系数为0.233，比1980年上升了约46%。陈宗胜按户数生活费收入不等分分组数据估计的城市居民收入基尼系数则由1981年的0.0848上升到1988年的0.1176。
(3)农村居民内部收入差距先缩小后扩大。据世界银行估计，中国农村居民收入的基尼系数1979年为0.26⑧，到1982年略有下降，为0.22；从1983年开始农村居民内部收入差距逐年扩大，1986年基尼系数上升到0.310，到1988年，按中科所成果估计这一系数上升到0.338。⑨，陈宗胜估算的农村居民家户——收入基尼系数由1981年的0.1778上升到1988年的0.2463。
(4)城乡居民之间的收入差距象农村居民内部收入差距一样，先缩小后扩大。不多赘述。
笔者利用1978～1991年期间城镇居民和农村居民家庭收支调查数据重新估算了各项基尼系数，结果也证实了上述结论。
3、3式和4式回归结果及分析
(1)城镇
在3式中，C/Y表示各个不同收入水平组居民的平均消费倾向，或者说消费率；a为1式中平均储蓄倾向的常数项，即储蓄率中不依相对收入状况变动而变化的那一部分，因此，1-a为平均消费倾向中不依相对收入状况变动而变化的部分；为总平均收入和与各个不同收入水平组居民的收入之比，表明各个不同收入水平组居民的相对收入状况，系数b表示平均消费倾向依相对收入状况而变化的程度，按相对收入假定，当收入差距扩大时，b值应相应上升，表示消费示范效应加强。
代入城镇1981～1991年期间各年份按收入水平分组的数字，3式的回归结果见表3。
表3 3式回归结果（城镇居民）
从表3可以看出，代入1981～1991年的相应数字后，除个别年份外均获得期望的回归结果。T统计检验量和D·W·（德宾—沃森）统计检验量证明回归结果成立，相关系数(R[2])比较高。系数b值在1986～1991年期间明显高于1981～1985年期间，证明城市全面经济体制改革在80年代中期全面展开后，收入差距开始拉开，消费的示范效应加强。与此相对应，不依相对收入位置变动的平均消费倾向部分(1-a)的数值下降。
4式为3式的变形，在3式中是平均消费倾向对平均收入与个别消费者单位收入之比回归，4式则是消费对收入和平均收入回归，系数(1-a)表示收入对消费的解释力，系数b表示平均收入对消费的解释力，按照相对收入假定，当消费示范效应加强时，系数(1-a)的值应有所下降，b的值有所上升。
4式的回归结果见表4。
表4 4式回归结果（城镇居民）
表4中的数字说明，4式比3式得到更好的回归结果，相关系数R[2]相当高，D·W·统计数量也好于3式的，并且基本上证明了相对收入假定，1-a值由1981年的0.839下降为1991年的0.731，b值由1981年的0.067上升为1991年的0.116。
(2)农村
首先需要说明的是，由于得不到全国农村居民按收入水平分组的消费、收入数据，这里的分析是以山东省的数据为依据。
表5中列出了3式代入相应的农村居民数据后获得的回归结果，与表3相比，得到了完全相同的结论，只不过表5中各项数据更强烈地支持相对收入假定，表5中的b值远远高于表3中的b值，城镇居民的b值剔除个别偏低年份外，在 0.058～0.109之间，而农村居民的b值在0.148-0.426之间；相应地(1-a)值远远低于表3中的。这说明农村居民中的消费示范效应比城镇居民强的多。
表5 3式回归结果（农村居民）
4、相对收入假定和“示范效应”分析的几点结论
(1)相对收入假定的第一个命题能被我国1981～1991年期间城镇居民和农村居民按收入水平分组的截面数据证实成立。
(2)1981～1991年期间，无论是城镇居民还是农村居民，消费的示范效应随着收入分配差距的扩大而强化。
(3)农村居民间的示范效应比城镇居民间的示范效应强的多。
注释：
①杜森贝里：《所得、储蓄与消费者行为之理论》，台湾银行经济研究室1968年中译本，第3页。
②D.S Brady and R.Friedman(1947),Savings and the Income Dist-ribution,Studies in Income and Wealth,vol.10,New York:National Burea-u Economic Research,PP.247-65.参见Roberl Ferber (1973),Conaumer Eco-nomics:A Surney,Journal of Economic Literature,vol.ll,N.14,Decebem,1973.P.1305.
③Franco Modigliani (1949),Flucluations in the Saving-Income Ralio:A Problem in Economic Forecasting,Studies in Income and Wealth,vol.ll,PP.371-402,427-431.J.S.Duesenberry(1949),Income,Savings and the Theory of Consumer Behavior,Combridge,Mass.:Harvard Universith Perss.
④⑤⑦分别参见世界银行经济考察团：《中国:计划与市场》，第50页，《中国，社会主义经济的发展》，第61页和59页，中国财政经济出版社1983年和1991年中文版。
⑥陈宗胜：《经济发展中的收入分配》，上海三联书店1991年出版，此书是在其博士论文的基础上修改而成。
⑧世界银行1984年经济考察团：《中国：长期发展的主题和方案（主报告）》，中国财政经济出版社1985年中文版，第42页。
⑨赵人伟、李实：《中国居民收入分配：城市、农村和区域》，《改革》1992年第2期。
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