我国城镇居民收入差距与消费倾向关系的实证研究

ＦＩＮＡＮＣＥ＆ＥＣＯＮＯＭＹ金融经济　我国城镇居民收入差距与消费倾向关系的实证研究　口郝亦朗　摘要：本文在总消费与分配理论的基础上，首先测算了我国　开放以来，我国存在着收入差距扩大的现象．丽这被认为是消费　城镇居民的平均消费倾向和基尼系数，并研究了二者的时间序列　倾向下降的客观因素。朱围林等（２００２年）的研究认为．我国的总　的特征。然后根据两变量的数据特征建立平均消费倾向与基尼系　消费与收入分配有密切关系。如果收入分配不均的现象非常严　数的误差修正模型．并利用两变量建立的模型分析了长期影响趋　重，也就是说当一小部分高收入阶层拥有极高比例的收入．而其　势和短期ｊ　均衡波动。最后从结论出发提出了一些建议。　他大部分人只拥有少量的收入时，社会总消费就会低迷。杨天字　关键词：平均消费倾向基尼系数误差修正模型　和朱诗娥（２００７年）在理论分析的基础上，实证得出我国居民的边　际消费倾向与收入水平大致呈“倒Ｕ”型关系的结论。吴晓明和吴　一、引言　栋（２００７年）通过建模和计量分析发现，现阶段城镇居民收入分配　分配与消费是社会再生产过程中的两个环节．并且二者之间　差距的扩大引起了居民平均消费倾向的减小．且长期这种关系更　有着密切的关系。一般认为．社会生产成果在不同生产要素所有　为显著。　者之间或社会各个阶级之间的分配决定者消费。在西方经济学的　本文旨在结合已得的研究结论。更加注重统计数据的计量分　消费理论里．消费力是由消费倾向衡量的．并且认为收入分配是　析，对我国城镇居民的收入差距与消费倾向的关系进行计量研　影响消费的重要的客观因素。凯恩斯以人们边际消费倾向递减的　究。试图探索收入差距对消费倾向的变化影响。　心理为基础论证了收入分配对消费的影响。由于存在边际消费倾　＝、变量选取　向随着收入的增加而递减的行为规律，随着收入的提高．人们的　１．消费倾向　消费率是在下降；同时，因为高收入者的边际消费倾向低于低收　本文采用平均消费倾向这一变量来刻画我国城镇居民消费　入者的边际消费倾向，所以收人分配差距的扩大会降低整体的平　力。平均消费倾向是指任一收入水平上消费支出在收人中的比　均消费倾向　率。用公式表示为ＡＰＣ＝ｃ／　，其中ＡＰＣ表示平均消费倾向。ｅ、Ｙａ　近年来，国内外学者都对收入分配差距与消费倾向的关系做　分别表示人均消费和人均可支配收入。表ｌ是根据１９８６－２０ｏ９年　了实证研究。然而，得出的关于收入分配差距与消费倾向关系的　中国统计年鉴的数据计算出来的我国城镇居民２４年的平均消费　结论却是不尽相同的。１９７５年．Ｂｌｉｎｇｄｅｒ考察了１９４７年到１９７２　倾向。　年美国的收入差距与消费的关系，结果表明通过缩小收入差距的　由图１可以看出，近２４年来，我国城镇居民的平均消费倾向　方式并不会增加人们的消费倾向。Ｖａｌｌｅｙ等（１９７６年）通过经济计　呈现出有波动的逐年递减的迹象。　量方法得出．消费倾向不仅与收入差距有关．而且还可能与经济　２．基尼系数　发展水平有关。随着我国经济的发展，人们的生活水平不断提高。　基尼系数有着简单明了的经济含义。但是由于数据统计方式　然而，居民的消费倾向却在不断下降。根据传统的消费理论以及　方法的不同，基尼系数的计算并没有一个统一的方法。国内学者　国外的实证研究表明，收入差距可能是消费力下降的原因。改革　胡祖光（２００４年）在经济运行规范性的假设下利用简易计算公式　ｔ　、：　；　现代风险导向审计先进的理念和方法．推动人民银行内部审汁　审计人员结构，选拔专业技术人员进入内审部门。　工作的发展和转型　现代风险导向审计的重点是识别与控制风　（四）建立审计数据库。开展风险导向审计必须熟悉了解审　险．是以宏观层面上可能导致重大风险因素为导向．根据审计取　计对象，翔实丰富的信息资料是做好风险导向审计的基础。通过　证的结果并结合重要性的判断，归纳和判断整体的风险。最后，　建立审计数据库，将被审计对象的审前调查、风险识别、风险评　在全面识别和评估风险因素的基础上，形成审计报告并提出具　估、风险报告、后续审计情况等收集整理，录入审计数据库．并适　体的审计意见和建议。　时更新调整。　五、提高人民银行风险导向审计水平的建议　参考文献：　（一）建立与风险导向审计相适应的新型审计组织。在人民　【ｌ】蔡春、赵莎，现代风险导向审计论［Ｍ】，中国时代经济出版社．　银行分支机构成立风险委员会，设置风险管理部门，将分散在各　２００６　部门的风险管理职能集中起来，建立以审｛憎能化、操作网络　【２】谢荣、吴建友，现代风险导向审计理论研究－９实务发展［Ｊ］，会　化、流程一体化为目标的流程型组织。　计研究．２００４（４）　（二）改进审计技术方法。加强对审计技术方法的研究改进，　【３】冯雪，基层央行内部审计业务流程再造【Ｊ】，中国内部审计．　在审计实践中大胆采用现代风险导向审计的先进技术和方法，　２００８（１０）　充分应用分析性测试和使用更加科学的分析工具。　［４】李德胜，现代风险导向审计实务探讨ｆＪ】，中国内部审计．　（三）提高审计人员能力。加强对内部审计人员的业务培训，　２００９（３）　特别是对现代风险导向审计理论和相关专业新知识、新技术、新　方法的学习，提高其运用风险导向审计模型的能力。同时，优化　《作者单位：中国人民银行十堰市中心支行）　７０　团　测算出基尼系数的理论最佳值，并且取得很好的预测结果。其证　表３：平均消费倾向的平稳性检验　Ｓｔａｔｉｓｔｉｃ（ｔ统计量）　Ａｕｇｍｅｎｔｅｄ　Ｄｉｃｋｅｙ－Ｆｕｌｌｅｒ　－－明了在收入五分法下基尼系数等于最高收入组与最低收入组各　自所占的收入比重之差。即计算公式为：Ｇ＝　—Ｐ，。其中，Ｇ代表基　尼系数，　表示最高收入组所占的收入比重，Ｐ　表示最低收入组　所占的收入比重。　表１：平均消费倾向表　年份　１９８５　ｌ９８６　Ｐｒｏｂ　（概率）　ｔｅｓｔ　ｓｔａｔｉｓｔｉｃ（ＡＤＦ检验）　Ｔｅｓｔ　ｃｒｉｔｉｃａｌ　ｖ　ｕｅ８　１％１ｅｖｅｌ　４．９７２２３８　０．Ｏ００７　－３．７６９５９７　（临界值）：　５％ｌｅｖｅ１　ｌ０％ｌｅｖｅｌ　～３．ＯＯ４８６１　一２６４２２４２　．平均消费倾向　０９７３２　０．９６５ｉ　年份　ｌ９９７　１９９８　平均消费倾向　０．８１１ｌ　０．７９８４　经过尝试，基尼系数的一阶差分序列通过平稳性检验。检验　结果见表４，基尼系数一阶差分序列的ＡＤＦ检验统计量为一３．７２，　在显著性水平为５％的条件下拒绝序列不平稳的原假设，即基尼　１９８７　１９８８　】９８９　１９９０　１９９ｌ　ｌ９９２　１９９３　１９９４　０９６５５　０．９８６３　０．９６０６　Ｏ．９２１９　０．９４１４　０　９１５７　０９０３４　０．８９６９　ｌ９９９　２０ｏＯ　２００１　２００２　２０ｏ３　２ｏ０４　２ｏｏ５　２ｏ０６　０．７８８５　０．７９５９　０．７７４０　０　７８２８　０．７６８５　０．７６２３　０．７５７０　０．７３９５　系数的一阶差分序列是平稳的。因此，基尼系数是一阶单整的时　间序列。　表４：基尼系数的平稳性检验　ｔ—Ｓｔｍｉｓｔｉｃ（ｔ统计量）　Ａｕｇｍｅｎｔｅｄ　Ｄｉｃｋｅｙ—Ｆｕｌｌｅｒ　－Ｐｒｏｂ．　（概率）　】９９５　ｌ９９６　０．９０８７　０　８９５４　２００７　２００８　０，７２５２　Ｏ７ｌ２４　ｔｅｓｔ　ｓｔａｔｉｓｔｉｃ（ＡＤＦ检验）　Ｔｅｓｔ　ｃｒｌｔｉｃａ【ｖａｌｕｅｓ　１％ｌｅｖｅｌ　３　７２１６５７　０．０１１１　－３，７６９５９７　川占：界值）　５％ｌｅｖｅｌ　ｌ０％ｌｅｖｅＩ　～３　００４８６１　－２．６４２２４２　２．协整检验　由平稳性检验结果可以看出，平均消费倾向序列与基尼系数　序列并非平稳时间序列，所以不能直接用经典回归模型．否则会　出现虚假回归问题。对于非平稳时间序列如果存在协整关系则仍　可以发现其长期的稳定关系．并进一步可以通过建立误差修正模　型刻画短期非均衡变动。为此首先需要进一步考察两变量是否具　图１：平均消费倾向曲线　有协整关系。式（１）建立平均消费倾向与基尼系数的回归模型：　ＡＰＣｔ：１．１４８—１．１８１Ｇ，　本文选取１９８６—２００９年中国统计年鉴按收入分组统计的我　国城镇居民人均收入，按上述计算方法测算基尼系数，计算结果　如表２。　表２：基尼系数表　年份　１９８５　ｌ９８６　１９８７　１９８８　ｌ９８９　１９９０　（柏９５）　（、＂．７７）　Ｒ　＝０８６，３　ＤＷ＝０５５６　ＡＪＣ＝Ｉ３７１３　（１）　基尼系数（Ｇ）　０．１７０４　０．１６５９　Ｏ．１７３６　０．１８２９　Ｏ．１８９１　０．１８４６　年份　１９９７　ｌ９９８　１９９９　２０００　２Ｏ０１　２００２　基尼系数（Ｇ）　０２３３０　２４０ｌ　０２４８９　０．２６１８　Ｏ．２７４２　０３２２９　．从上面的模型可以看出，方程的拟合程度为０．８６３，参数估计　的ｔ统计量分别为４３．９５、一１１．７７。这说明模型和参数的估计是显　著的。然而，由ＤＷ＝０．５５６看出模型存在序列相关性。因为不仅需　要判断出是否存在自相关．而且对于残差项的自相关形式如何也　是所关心的。因此此处采用回归检验法．以便确定序列相关的具　体形式。　经尝试，对上述回归模型的残差建立自回归模型，选取合适　的模型如下：　＝１９９１　ｌ９９２　Ｏ．１７４８　Ｏ．１９ｌ６　２ｏ０３　２ＯＯ４　０　３３７６　Ｏ３４８５　．１９９３　１９９４　１９９‘５　ｌ９９６　０．２ｌ１１　０．２２４８　ｎ２】７】　Ｏ２ｌ６２　２ｏｏ５　２００６　２ｏ０７　２ｏｏ８　０　３６５２　０．３５９４　ｎ３５２３　０　３６８１　０．７０９Ｅ，－Ｉ　（４．８４）　Ｒ２＝０５１５　ＤＷ；１．６４　ＡＩＣ＝－４６０２　．（２）　从上式可以看出，方程系数通过检验；且ＤＷ＝１．６４，方程不存　在白相关，故残差回归模型是合适的。　结合以上分析．可以用Ｃｏｃｈｒａｎｅ—Ｏｒｃｕｔｔ迭代方法建立对方程　（１）的自相关补救模型：　ＡＰＣ　＝屈（１一ｐ）＋Ａ　Ｌ：　式中，＾Ｐｃ　＾Ｐ　－ｐ＋ＡＰｑ—ｌ，　＝（　－ｐ　６，Ｉ）。ｐ－－０．７０９，为残差　一图２：基尼系数曲线　序列回归方程系数，　为不存在序列自相关性的随机扰动序列，　ｐｏ和ｐ　为待估参数。　采用０ＬＳ估计回归模型经过一次Ｃｏｃｈｒａｎｅ—Ｏｒｃｕｔｔ迭代如下：　ＡＰＣｔ一０．７０９ＡＰＣｆ　０．３１３—０－９２８（Ｇｔ一０．７０９Ｇｔ．】）　由图２可以看出我国近２４年来基尼系数呈现有波动的递增　的趋势，说明我国的收入分配差距是逐渐扩大的。但是据测算表　２，基尼系数仍在０．３到０．４的合理区问　三、建立模型　Ｉ．时间序列的平稳性检验　（１８．６６）（－４６３）　Ｒ　如．５０５　ＤＷ＝Ｉ．６２　ＡＩＣ：－４　５９　（３）　经过尝试，平均消费倾向的一阶差分序列通过平稳性检验　检验结果见表３，平均消费倾向一阶差分序列的ＡＤＦ检验统计量　为～４．９７，在显著性水平为ｌ％的条件下拒绝序列不平稳的原假　设，即平均消费倾向的一阶差分序列是平稳的。因此，平均消费倾　向是一阶单整的时问序列。　南上式回归方程可以看出，经过一次Ｃｏｃｈｒａｎｅ—Ｏｒｃｕｔｔ迭代的　回归方程，参数的估计分别为［３ｏ：１．０７４，Ｂｌ：．０．９２８，参数统计检验　的结果是显著的，且由ＤＷ＝Ｉ．６２看出回归方程的残差序列不存在　自相关。　７１　ＦＩＮＡＮＣＥ＆ＥＣＯＮＯＭＹ金融经济　金融危机下完善公允价值在中国运用的思考　口黄琼黄瑛　摘要：由次贷危机引发的金融风暴对　一、公允价值计量内涵及属性分析　产的现时价值；负债的公允价值是在非清　公允价值计量带来了强烈的冲击。本文以　公允价值是一种全新的计量属性，它　算交易中，自愿交易的双方发生或偿付一　金融危机为背景．从公允价值的内涵及属　为知识经济时代大量涌现的商誉、衍生金　项债务的现时价值。ＩＡＳＢ认为，公允价值　性特征入手．剖析了公允价值在运用中存　融工具等软资产提供了更有利于决策的　是指在公平交易中，熟悉情况的当事入自　在的局限性。并从强化专业评估、制定公　会计信息。在讨论公允价值计量前，有必　愿据以进行资产交换或债务清偿的金额。　允价值计量准则、引入全面收益观和双重　要了解各准则制定机构对公允价值的定　ＦＡＳＢ认为，公允价值是双方在当前的交　计量模式四个方面提出了我国完善公允　义，以便更好的认识公允价值本身。　易（而不是被迫清算或销售）中，自愿购买　价值运用的建议　公认会计准则（ＧＡＡＰ）中对公允价值　（或承担）或出售（或清偿）一项资产（或负　关键词：金融危机；公允价值：运用：完善　的定义是：资产的公允价值是在非清算交　债）的金额。　易中，自愿交易的双方购买或销售一项资　我国财政部２００６年２月１５　Ｅｔ发布　根据Ｅｎｇｌｅ—Ｇｒａｎｇｅｒ检验方法．检验上述修正的回归方程的　关系。具体来讲，收入分配差距的急剧扩大，基尼系数增幅为正，进　残差项序列ｅ　是平稳的，检验结果如下表所示。　一一步增大平均消费倾向的增幅，意味着长期平均消费倾向将急剧　表５：残差序列的平稳性检验　下降；相反，收入分配差距的急剧缩小，基尼系数增幅为负，基尼系　ｔ—Ｓｔａｔｉｓｔｉｃ（ｔ统计量）　Ｐｒｏｂ　（概率）　Ａｕｇｍｅｎｔｅｄ　Ｄｉｃｋｅｙ－Ｆｕｌｌｅｒ　ｔｅｓｔ　数的增幅为负，意味着长期平均消费倾向将急剧上升。　ｓｔａｔｉｓｔｉｃ（ＡＤＦ检验统计量）　３　７８８３７ｌ　四、结论　Ｔｅｓｔ　ｃｒｉｔｉｃａｌ　ｖａｌｕｅｓ　１％１ｅｖｅｌ　－２．６７４２９　０．０００６　（临界值）５％ｌｅｖｅｌ　一１．９５７２０４　本文从实证的角度定量分析了我国城镇居民平均消费倾向　：　１０％ｌｅｖｅ１　一ｌ　６０８１７５　与基尼系数的关系。就收入差距来讲，根据本文基尼系数的测算。　南表５可以看出，残差序列的ＡＤＦ检验统计量为一３．７９，小于　近年来我国的收入差距在不断扩大。尽管基尼系数的测算并没有　１％的临界值，因此在１％的显著性水平下拒绝存在单位根的原假　超过国际贫富差距的警戒线．但是基尼系数的增大．居民收入差　设，表明残差项序列是稳定的。据此可以判断，平均消费倾向与基　距的扩大首先是一个经济发展的问题。根据本文的实证结果可以　尼系数存在（１，１）阶协整，这说明了两变量问存在着长期稳定的　看Ｌｑ｛，基尼系数与平均消费倾向长期呈负的相关关系。居民收入　关系。由于长期（１ｏｎｇ—ｒｕｎ）为一０．９２８，所以基尼系数的与平均消费　差距的扩大必将削弱消费，而消费是带动经济发展的三驾马车之　倾向长期呈负方向变动趋势。　。分配和消费是社会再生产过程中重要的环节，如果不能很好　３．误差修正模型（ＥＣＭ）　的处理分配和消费的关系，最终会影响生产，从而整个社会的经　Ｅｎｇｅｌ与Ｇｒａｎｇｅｒ在１９８７年提出了著名的Ｇｒａｎｇｅｒ定理：如果　济发展将出现问题。其次居民收入差距的扩大是社会的一个政治　变量Ｘ与Ｙ是协整的，则他们问的短期非均衡关系总能由～一个　问题，贫富悬殊对于社会的稳定是不利的。　误差修正模型表述。由式（３）整理可以看ｍ　ＡＰＣ　一０．７０９ＡＰＣ　和　对于收入差距增大的趋势应该引起有关部门的重视。从以上　Ｇ　一０．７０９　Ｇｌ一　存在长期稳定关系，根据Ｇｒａｎｇｅｒ定理，可以进一步建　分析的平均消费倾向与基尼系数的关系长期负相关关系，而短期　立两者的误差修正模型：　呈现正相关关系的结论可以知道．对于收入差距的调节节奏需要　ＡＡＰＣ　＝０．５８３△　一０．５４３ｅ，，　稳定有序。急剧的调节方式将对消费产生过大的震动影响，不利　（４柏）　（一３．３０）　（４）　于经济平稳发展。当前适宜的方式是加强再分配的手段，增加再　Ｒ　＝０．６４　ＤＷ＝１．８０　ＡＩＣ＝－５．１８　分配的方式．而不是一味的讲究缩小基尼系数。　参考文献：　其中，ＡＰＣ＇ｆ＝ＡＰＣ厂Ｏ　７０９ＡＰＣＨ，（　＝（ｉｔ～０７０９Ｇ　。　Ｉ１１乔为国，孔欣欣．中国居民收入差距对消嶷倾向变动趋势的影　式（４）为平均消费倾向向量与基尼系数向量的误差修正模　响『Ｊ］．当代经济科学，２００５，（５）：１—５．　型，刻画了两向量间的短期非均衡波动。南于短期（ｓｈｏｒｔ—ｌｌｌｎ）为　［２］朱国林，范建勇，严燕．中国的消费不振与收入分配：理论与数　０．５８３，所以基尼系数的短期波动与平均消费倾向的短期波动呈　据『Ｊ１．经济研究，２００２，（５）：７２—８０．　正相关关系。　【３】杨天宇，朱诗娥．我国居民收入水平与边际消费倾向之间“倒Ｕ”　从以上的分析结果可以看ｍ，平均消费倾向序列与基尼系数　型关系研究【Ｊ】．中国人民大学学报，２００７（３）：５０—５６．　序列存在长期的稳定关系，而短期存在非均衡的波动关系。从长期　【４】吴晓明，吴栋．我国城镇居民平均消费倾向与收入分配状况关　趋势看．平均消费倾向与基尼系数之间存在负的相关关系。这表示　系的实证研究ＩＪ】．数量经济技术与研究，２００７（５）：２２—３２．　当收入分配差距扩大，基尼系数变大，而平均消费倾向将减小；当　［５】胡祖光．基尼系数理论最佳值及其简易计算公式研究【Ｊ］．经济研　收入分配差距缩小．基尼系数变小，而平均消费倾向将增大。从短　究，２００４（９）：６０—６９．　期波动看．平均消费倾向增幅与基尼系数增幅之间存在正的相关　（作者单位：首都经济贸易大学统计学院）　７２