何軍耀+陳宗映

內(nèi)容摘要：隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展我國收入差距逐漸擴(kuò)大，基尼系數(shù)達(dá)到警戒線，在我國經(jīng)濟(jì)飛速發(fā)展的背后居民消費(fèi)水平遠(yuǎn)遠(yuǎn)落后，通過社會保障調(diào)節(jié)收入分配改善居民人均消費(fèi)成為必要之舉。本文以此為基礎(chǔ)，運(yùn)用時間數(shù)列，分析研究國民總收入、收入差距、社會保障金支出與人均消費(fèi)之間的關(guān)系。研究結(jié)果表明四個變量之間存在長期的協(xié)整關(guān)系，社會保障金支出、收入差距對人均居民消費(fèi)具有Granger影響。

關(guān)鍵詞：收入差距 基尼系數(shù) 社會保障 居民消費(fèi)

引言

改革開放以來我國的經(jīng)濟(jì)在出口、投資的雙重作用下的迅速增長，一舉成為世界第二大經(jīng)濟(jì)體。隨著國際宏觀環(huán)境和國內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展導(dǎo)致的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的變化，消費(fèi)對我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展有著越來越大的作用。李伯惟（2011）在論消費(fèi)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的重要性的研究中指出：消費(fèi)可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的良性循環(huán)，在我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的作用巨大，擴(kuò)大消費(fèi)和內(nèi)需對我國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展極為重要。但是隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展與增長，我國居民收入差距越來越大，基尼系數(shù)達(dá)到國際警戒線。收入差距的擴(kuò)大，收入分配不平等嚴(yán)重影響居民消費(fèi)，葉檀在2011年名人論道中談到收入差距越大消費(fèi)越扭曲。韓金峰（2010）在論社會保障的公平和效率關(guān)系——基于擴(kuò)大消費(fèi)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的分析中，研究得出面對經(jīng)濟(jì)的高速發(fā)展和內(nèi)需不足，特別是消費(fèi)不足的問題，我們的一個重要選擇就是進(jìn)一步建立和完善社會保障制度。通過社會保障制度調(diào)節(jié)居民收入差距是一項(xiàng)有效的措施。高文書（2012）、張翼（2010）認(rèn)為社會保障具有重要的收入再分配功能，在很多國家社會保障都是調(diào)節(jié)居民收入分配差距最重要的手段，通過社會保障財(cái)政支出扭轉(zhuǎn)收入差距。王小魯、樊綱（2005）通過計(jì)量模型檢驗(yàn)庫茲涅茨曲線在中國是否存在，證明收入差距還有繼續(xù)上升的明顯趨勢，但其下降階段不能確證。同時該模型分析發(fā)現(xiàn)有一系列因素對收入差距的擴(kuò)大或縮小有重要影響，這包括經(jīng)濟(jì)增長方面的因素、收入再分配和社會保障、公共產(chǎn)品和基礎(chǔ)設(shè)施，以及制度方面的因素。這說明有可能通過合理的政策調(diào)整來控制收入差距的繼續(xù)擴(kuò)大。

基于收入差距對消費(fèi)的影響以及社會保障支出對調(diào)節(jié)收入分配和縮小收入差距的作用，本文在此理論基礎(chǔ)之上建立VEC模型分析收入差距、社會保障金支出以及GDP對我國居民消費(fèi)的影響。并針對我國當(dāng)前居民收入差距與居民消費(fèi)現(xiàn)狀提出相應(yīng)的政策建議，以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)合理健康發(fā)展。

國民收入、人均消費(fèi)、收入差距現(xiàn)狀

社會保障具有籌資社會化的特征，并且遵循與經(jīng)濟(jì)發(fā)展相適應(yīng)的原則。社會保障制度是運(yùn)用經(jīng)濟(jì)手段解決社會問題，它需要相應(yīng)的財(cái)政制度來支持其運(yùn)行，從各國社會保障制度的實(shí)踐來看，雖然不同的社會保障項(xiàng)目的財(cái)政來源不同，但總體主要包括財(cái)政投入、企業(yè)繳費(fèi)、個人繳費(fèi)乃至社會募捐。不論何種籌資方式，都不來源于社會的財(cái)富，只有當(dāng)社會總財(cái)富增加才會有更多的經(jīng)濟(jì)資源投入到社會保障中去。如果沒有相應(yīng)的財(cái)力支持，社會保障制度就會成為無源之水，無本之木無法持續(xù)下去，經(jīng)濟(jì)發(fā)展是社會保障制度的基礎(chǔ)，決定著社會保障的發(fā)展水平。

從1989年開始我國社會保障金的支出隨著我國GDP的增加逐年上升，在我國經(jīng)濟(jì)飛速發(fā)展的同時，社會保障制度也同時快速發(fā)展，體現(xiàn)了我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展對社會保障發(fā)展的作用。1989年我國的GDP為5330.45億元，2011年為472115.04億元，為1982年的88倍。隨著我國經(jīng)濟(jì)的增長，我國人均消費(fèi)水平從1982年的288元到2011年的12272元，在30年中翻了42倍之多。

相對于飛速增長的國民收入，我國居民人均消費(fèi)增長嚴(yán)重偏低。2008年12月26日，中國人民銀行行長周小川在出席2008中國金融論壇時表示，目前中國消費(fèi)占GDP比重低，結(jié)構(gòu)不合理。消費(fèi)在中國的變化是從20世紀(jì)90年代，特別是亞洲金融風(fēng)波以后開始，占GDP的比重在迅速下降。他表示從過去接近60%的水平逐漸下降，降到了消費(fèi)占GDP的比重接近50%，其中，家庭消費(fèi)比重偏低，在占GDP一半左右的消費(fèi)中，公共消費(fèi)的下降比較大。在“中國發(fā)展高層論壇2012”年會上，美國哥倫比亞大學(xué)教授、諾貝爾經(jīng)濟(jì)學(xué)獎獲得者約瑟夫·斯蒂格利茨表示，中國的消費(fèi)占GDP比重非常低。他還提到，在社會福利方面的政策，社會保障方面政策有雙重紅利，可以提高福祉，有合理設(shè)計(jì)可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。

我國國民收入在快速增長但是人均消費(fèi)的增長卻相對滯后，這與我國收入差距的惡化有一定的關(guān)系?？梢杂没嵯禂?shù)來反映收入分配的差異程度。根據(jù)聯(lián)合國有關(guān)組織分析，基尼系數(shù)在0.3至0.4之間表示收入差距相對合理。而我國到2011年基尼系數(shù)快超過0.5，已超過國際警戒線0.4，收入差距問題相當(dāng)嚴(yán)峻。

從1982年至今我國經(jīng)濟(jì)有了明顯的增長，社會保障也隨著經(jīng)濟(jì)的增長不斷發(fā)展，但是我國目前消費(fèi)嚴(yán)重不足，收入差距較大。我國應(yīng)該加大社會保障投入，使廣大勞動人民共享我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的結(jié)果實(shí)現(xiàn)社會主義公平。下面將通過實(shí)證來分析1982年以來我國國民經(jīng)濟(jì)總量的增長，以及收入差距擴(kuò)大和社會保障支出對人均消費(fèi)的影響。

模型建立與實(shí)證分析

（一）模型設(shè)定和樣本數(shù)據(jù)說明

本文的目的主要在于檢驗(yàn)人均消費(fèi)和收入差距之間的關(guān)系，研究人均消費(fèi)因收入差距而受到的影響，并在此基礎(chǔ)上研究社保基的支出對居民消費(fèi)的作用，而非研究人均消費(fèi)的決定因素，所以本文不考慮所有相關(guān)變量的影響。

同時，人均消費(fèi)受到GDP等宏觀經(jīng)濟(jì)變量的影響，社會保障支出也會對居民人均消費(fèi)產(chǎn)生影響，在此使用名義GDP、基尼系數(shù)、社會保障支出三個變量系統(tǒng)地建立計(jì)量模型。

先對居民人均消費(fèi)進(jìn)行研究，令Zt=[lnct， lngit， lngdpt， lnst]'。其中，lnct表示從居民人均消費(fèi)（元），對其取自然對數(shù)；lngit表示收入差距，為基尼系數(shù)自然對數(shù)；lngdpt表示我國名義國民收入，對其取自然對數(shù)；lnst表示我國社會保障金支出，對其取自然對數(shù)。樣本區(qū)間為1982-2011年，全國居民人均消費(fèi)和我國國民收入gdp數(shù)據(jù)來自歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》，基尼系數(shù)來源于國家公布的數(shù)據(jù)。社會保障金支出來源于中華人民共和國人力資源和社會保障部統(tǒng)計(jì)年鑒數(shù)據(jù)（1989-2011年）。本文所有數(shù)據(jù)的計(jì)算與分析均采用eviews6.0軟件進(jìn)行。endprint

（二）單位根檢驗(yàn)

時間序列通常是非平穩(wěn)的，非平穩(wěn)性的時間數(shù)列下可能會出現(xiàn)偽回歸，在做VEC模型之前需對其進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。本文采用SIC（Schwarz Information Criterion）準(zhǔn)則對變量數(shù)列進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)，SIC值越小滯后階數(shù)越好。檢驗(yàn)形式（C，T，L）中，C、T、L 分別代表常數(shù)項(xiàng)、時間趨勢項(xiàng)和滯后階數(shù)。根據(jù)表1檢驗(yàn)結(jié)果知，lnct， lngit， lngt， lnst為一階單整序列，即均在5%的顯著水平下為平穩(wěn)序列。因此，可以利用 lngit， lngt， lnst序列探討其對lnct系列的影響。

（三） VEC模型協(xié)整檢驗(yàn)

在無約束水平VAR模型下確定VEC協(xié)整階數(shù)L。首先，協(xié)整檢驗(yàn)需要確定合理的協(xié)整滯后階數(shù)以保證協(xié)整關(guān)系統(tǒng)計(jì)上的可信度。確定水平VAR 模型的最佳滯后階數(shù)的方法是從一般再到特殊，從較大的滯后階數(shù)開始，通過對應(yīng)的LR 值、FPE 值、AIC 值、SC 值、HQ 值等來確定。并根據(jù)LR 值、FPE 值、AIC 值、SC 值、HQ 值等對兩個模型選擇最佳滯后階數(shù)均為L=1（見表2）。

協(xié)整向量個數(shù)r的檢驗(yàn)。從表3我們看出在1%顯著水平上，軌跡統(tǒng)計(jì)值（33.14>27.5843）應(yīng)該拒絕沒有協(xié)整關(guān)系（r=0）原假設(shè)，接受存在一階協(xié)整關(guān)系；最大特征值統(tǒng)計(jì)量（14.2646>7.5811）也是拒絕（r=0）原假設(shè)接受r=1，即存在一階協(xié)整關(guān)系。說明lnct與 lngit， lngt， lnst之間存在一階協(xié)整關(guān)系

協(xié)整方程。標(biāo)準(zhǔn)化協(xié)整向量為

（1.0000，0.6559，-0.4432，-0.3031，C），對應(yīng)的協(xié)整方程（括號內(nèi)的數(shù)值為標(biāo)準(zhǔn)差）為：

lnCt=-0.6559lngit+0.4431lng+0.3031lnst

（0.0751） （0.0332） （0.0240）

+C （1）

協(xié)整方程的估計(jì)系數(shù)都通過顯著性檢驗(yàn)。因此，1982-2011年，我國的人均消費(fèi)、收入差距、國民收入、社保支出4個變量之間存在長期均衡的協(xié)整關(guān)系。根據(jù)協(xié)整方程（1），從長期來看，國民收入的增長、社會保障支出的增加與人均消費(fèi)呈正相關(guān)關(guān)系，而收入差距（基尼系數(shù)）的增加與人均消費(fèi)為負(fù)相關(guān)關(guān)系。

（四）誤差修正模型（VECM）及其診斷檢驗(yàn)

本文主要檢驗(yàn)居民消費(fèi)和收入差距之間的關(guān)系，因此我們僅給出關(guān)于△lnct和△lngit的誤差修正模型，根據(jù)模型進(jìn)行計(jì)算，估計(jì)結(jié)果見表4。

在得到誤差修正模型之后需要對模型進(jìn)行穩(wěn)定性、自相關(guān)性、異方差性以及正態(tài)分布檢驗(yàn)，然后再進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)和脈沖響應(yīng)函數(shù)分析。根據(jù)圖1VECM的模型設(shè)定的單位根都落在單位圓以內(nèi)，因此上述VECM模型的穩(wěn)定性檢驗(yàn)通過，說明上述模型中的變量存在穩(wěn)定的線性關(guān)系。LM自相關(guān)檢驗(yàn)結(jié)果為，LM1= 4.4116，P值=0.9980；LM2=8.8597，P值=0.9191，因此上述模型中不存在自相關(guān)性；采用White檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷漠惙讲?，檢驗(yàn)結(jié)果為χ2值=105.7352，P值=0.3282，故不存在異方差；聯(lián)合正態(tài)性檢驗(yàn)結(jié)果顯示，Jarque-Bera值11.4112，P值=0.1795，符合正態(tài)分布。

根據(jù)上述穩(wěn)定性、自相關(guān)性、異方差性以及正態(tài)分布檢驗(yàn)結(jié)果，可以肯定律VECM模型不存在設(shè)定偏差，穩(wěn)定性顯著。因此可以根據(jù)VECM模型進(jìn)行因果關(guān)系和脈沖響應(yīng)分析。根據(jù)表4，關(guān)于△lnct的誤差修正模型的誤差修正項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)（-1.0718），調(diào)整方向符合誤差修正機(jī)制。

（五）Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

根據(jù)VECM模型的結(jié)果lnct， lngit， lngdpt， lnst四個變量之間存在長期的協(xié)整關(guān)系，因此對lnct， lngit， lngdpt， lnst四個變量進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表5，在10%顯著性水平上，收入差距對人均居民消費(fèi)具有單向Granger影響；在15%顯著性水平上社會保障支出差距對人均居民消費(fèi)具有單向Granger影響，國民總收入對人均居民消費(fèi)無Granger影響。

（六）脈沖響應(yīng)函數(shù)

VECM模型得出的結(jié)果難以對估計(jì)系數(shù)進(jìn)行解釋，因此本文根據(jù)脈沖響應(yīng)函數(shù)來得出結(jié)論。

近幾年的研究中一般不考慮變量排序問題，在此情況下可以得到廣義的脈沖響應(yīng)函數(shù)且能得到唯一脈沖響應(yīng)曲線。圖2是基于誤差修正模型的廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線，橫軸代表滯后階數(shù)，縱軸代表居民消費(fèi)變量受各變量沖擊的響應(yīng)程度。由此可以看出，廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線平穩(wěn)的收斂于某一固定值。

根據(jù)圖2的廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線，在滯后1-10年的時期內(nèi)，人均消費(fèi)水平在受到一個單位正向標(biāo)準(zhǔn)差的社會保障支出水平的沖擊后，沖擊效應(yīng)為正，社會保障支出的增加導(dǎo)致居民人均消費(fèi)增加；在滯后1-10年的時期內(nèi)，人均消費(fèi)水平在受到一個單位正向標(biāo)準(zhǔn)差的收入差距（基尼系數(shù)）的沖擊后，沖擊效應(yīng)為負(fù)，收入差距的拉大導(dǎo)致人均消費(fèi)的減少。由于國民總收入對人均消費(fèi)無Granger影響，并不需要給出人均消費(fèi)水平受國民總收入沖擊的脈沖響應(yīng)函數(shù)。

（七）對實(shí)證結(jié)果的解釋

根據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)，人均消費(fèi)、國民收入、收入差距、社會保障金支出等4個變量之間存在長期均衡的協(xié)整關(guān)系，說明國民收入、收入差距、社會保障金支出與人均消費(fèi)之間存在長期相關(guān)關(guān)系。

進(jìn)一步的因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果顯示，收入差距、社會保障金支出對人均消費(fèi)具有Granger影響，而國民收入對人均消費(fèi)無Granger影響。廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)顯示，在滯后1-10年的時期內(nèi)，社會保障金支出的增加導(dǎo)致人均消費(fèi)增加；收入差距的擴(kuò)大導(dǎo)致人均消費(fèi)減少。

從長期來看國民收入、社會保障金支出對居民的人均消費(fèi)呈正相關(guān)的關(guān)系，其原因可能在于：根據(jù)庇古福利經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，國民收入的總量越高，社會經(jīng)濟(jì)福利越大。國民收入總量是一個國家在一定時期內(nèi)創(chuàng)造的總財(cái)富，只有總財(cái)富增加居民才有可能分配更多的財(cái)富。因此國民收入的增加有利于居民財(cái)富的增加，進(jìn)而增加消費(fèi)和居民福利。社會保障作為收入再分配手段，可以調(diào)整收入分配。在社會主義初級階段實(shí)行按勞分配為主體，多種分配方式并存是社會主義初級階段的分配制度，資本、勞動力、土地、技術(shù)、信息等生產(chǎn)要素也參與收入分配，這必將會導(dǎo)致收入的差距。通過社會保障調(diào)節(jié)低收入者的收入，可以使低收入者擴(kuò)大消費(fèi)。收入差距（基尼系數(shù)）與居民人均消費(fèi)之間呈負(fù)相關(guān)的關(guān)系其原因在于：由于存在邊際消費(fèi)遞減的規(guī)律，當(dāng)收入差距過大時，高收入者占有大量的社會財(cái)富，但是其消費(fèi)的增加卻很少，使人均消費(fèi)降低。

結(jié)論與對策

從 lnct =-0.6559git + 0.4431gt + 0.3031st +C 結(jié)果中可以看出，經(jīng)濟(jì)增長和社會保障金的支出對居民消費(fèi)支出有促進(jìn)作用，經(jīng)濟(jì)增長和社會保障金的支出在收入差距不變情況下每增加一個百分點(diǎn)居民消費(fèi)增加0.4431個百分點(diǎn)和0.3031個百分點(diǎn)。但是收入差距對居民消費(fèi)存在嚴(yán)重的副作用，基尼系數(shù)每增加一個百分點(diǎn)居民消費(fèi)降低0.6559個百分點(diǎn)。

收入差距擴(kuò)大的副作用完全大于經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用，在我國經(jīng)濟(jì)快速增長的階段，如何縮小收入差距讓居民享受到經(jīng)濟(jì)增長的成果，擴(kuò)大社會保障建設(shè)，增加社會保障的財(cái)政支出合理分配收入是一項(xiàng)必要的政策。

參考文獻(xiàn)：

1.黃金鋒.論社會保障的公平和效率關(guān)系—基于擴(kuò)大消費(fèi)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的分析[J].東岳從輪，2012.10

2.李伯惟.論消費(fèi)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的重要性[J].財(cái)經(jīng)視點(diǎn)，2011.1

3.高文書.社會保障對收入分配差距的調(diào)節(jié)效應(yīng)—基于陜西省寶雞市住戶調(diào)查數(shù)據(jù)的實(shí)證研究[J].社會保障研究，2012.4

4.張翼.社會保障對中國城鄉(xiāng)收入差距影響的初步研究[J].經(jīng)濟(jì)與管理，2010.6

5.王小魯，樊綱.中國收入差距的走勢和影響因素分[J].經(jīng)濟(jì)研究，2005.10endprint

（二）單位根檢驗(yàn)

時間序列通常是非平穩(wěn)的，非平穩(wěn)性的時間數(shù)列下可能會出現(xiàn)偽回歸，在做VEC模型之前需對其進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。本文采用SIC（Schwarz Information Criterion）準(zhǔn)則對變量數(shù)列進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)，SIC值越小滯后階數(shù)越好。檢驗(yàn)形式（C，T，L）中，C、T、L 分別代表常數(shù)項(xiàng)、時間趨勢項(xiàng)和滯后階數(shù)。根據(jù)表1檢驗(yàn)結(jié)果知，lnct， lngit， lngt， lnst為一階單整序列，即均在5%的顯著水平下為平穩(wěn)序列。因此，可以利用 lngit， lngt， lnst序列探討其對lnct系列的影響。

（三） VEC模型協(xié)整檢驗(yàn)

在無約束水平VAR模型下確定VEC協(xié)整階數(shù)L。首先，協(xié)整檢驗(yàn)需要確定合理的協(xié)整滯后階數(shù)以保證協(xié)整關(guān)系統(tǒng)計(jì)上的可信度。確定水平VAR 模型的最佳滯后階數(shù)的方法是從一般再到特殊，從較大的滯后階數(shù)開始，通過對應(yīng)的LR 值、FPE 值、AIC 值、SC 值、HQ 值等來確定。并根據(jù)LR 值、FPE 值、AIC 值、SC 值、HQ 值等對兩個模型選擇最佳滯后階數(shù)均為L=1（見表2）。

協(xié)整向量個數(shù)r的檢驗(yàn)。從表3我們看出在1%顯著水平上，軌跡統(tǒng)計(jì)值（33.14>27.5843）應(yīng)該拒絕沒有協(xié)整關(guān)系（r=0）原假設(shè)，接受存在一階協(xié)整關(guān)系；最大特征值統(tǒng)計(jì)量（14.2646>7.5811）也是拒絕（r=0）原假設(shè)接受r=1，即存在一階協(xié)整關(guān)系。說明lnct與 lngit， lngt， lnst之間存在一階協(xié)整關(guān)系

協(xié)整方程。標(biāo)準(zhǔn)化協(xié)整向量為

（1.0000，0.6559，-0.4432，-0.3031，C），對應(yīng)的協(xié)整方程（括號內(nèi)的數(shù)值為標(biāo)準(zhǔn)差）為：

lnCt=-0.6559lngit+0.4431lng+0.3031lnst

（0.0751） （0.0332） （0.0240）

+C （1）

協(xié)整方程的估計(jì)系數(shù)都通過顯著性檢驗(yàn)。因此，1982-2011年，我國的人均消費(fèi)、收入差距、國民收入、社保支出4個變量之間存在長期均衡的協(xié)整關(guān)系。根據(jù)協(xié)整方程（1），從長期來看，國民收入的增長、社會保障支出的增加與人均消費(fèi)呈正相關(guān)關(guān)系，而收入差距（基尼系數(shù)）的增加與人均消費(fèi)為負(fù)相關(guān)關(guān)系。

（四）誤差修正模型（VECM）及其診斷檢驗(yàn)

本文主要檢驗(yàn)居民消費(fèi)和收入差距之間的關(guān)系，因此我們僅給出關(guān)于△lnct和△lngit的誤差修正模型，根據(jù)模型進(jìn)行計(jì)算，估計(jì)結(jié)果見表4。

在得到誤差修正模型之后需要對模型進(jìn)行穩(wěn)定性、自相關(guān)性、異方差性以及正態(tài)分布檢驗(yàn)，然后再進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)和脈沖響應(yīng)函數(shù)分析。根據(jù)圖1VECM的模型設(shè)定的單位根都落在單位圓以內(nèi)，因此上述VECM模型的穩(wěn)定性檢驗(yàn)通過，說明上述模型中的變量存在穩(wěn)定的線性關(guān)系。LM自相關(guān)檢驗(yàn)結(jié)果為，LM1= 4.4116，P值=0.9980；LM2=8.8597，P值=0.9191，因此上述模型中不存在自相關(guān)性；采用White檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷漠惙讲?，檢驗(yàn)結(jié)果為χ2值=105.7352，P值=0.3282，故不存在異方差；聯(lián)合正態(tài)性檢驗(yàn)結(jié)果顯示，Jarque-Bera值11.4112，P值=0.1795，符合正態(tài)分布。

根據(jù)上述穩(wěn)定性、自相關(guān)性、異方差性以及正態(tài)分布檢驗(yàn)結(jié)果，可以肯定律VECM模型不存在設(shè)定偏差，穩(wěn)定性顯著。因此可以根據(jù)VECM模型進(jìn)行因果關(guān)系和脈沖響應(yīng)分析。根據(jù)表4，關(guān)于△lnct的誤差修正模型的誤差修正項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)（-1.0718），調(diào)整方向符合誤差修正機(jī)制。

（五）Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

根據(jù)VECM模型的結(jié)果lnct， lngit， lngdpt， lnst四個變量之間存在長期的協(xié)整關(guān)系，因此對lnct， lngit， lngdpt， lnst四個變量進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表5，在10%顯著性水平上，收入差距對人均居民消費(fèi)具有單向Granger影響；在15%顯著性水平上社會保障支出差距對人均居民消費(fèi)具有單向Granger影響，國民總收入對人均居民消費(fèi)無Granger影響。

（六）脈沖響應(yīng)函數(shù)

VECM模型得出的結(jié)果難以對估計(jì)系數(shù)進(jìn)行解釋，因此本文根據(jù)脈沖響應(yīng)函數(shù)來得出結(jié)論。

近幾年的研究中一般不考慮變量排序問題，在此情況下可以得到廣義的脈沖響應(yīng)函數(shù)且能得到唯一脈沖響應(yīng)曲線。圖2是基于誤差修正模型的廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線，橫軸代表滯后階數(shù)，縱軸代表居民消費(fèi)變量受各變量沖擊的響應(yīng)程度。由此可以看出，廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線平穩(wěn)的收斂于某一固定值。

根據(jù)圖2的廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線，在滯后1-10年的時期內(nèi)，人均消費(fèi)水平在受到一個單位正向標(biāo)準(zhǔn)差的社會保障支出水平的沖擊后，沖擊效應(yīng)為正，社會保障支出的增加導(dǎo)致居民人均消費(fèi)增加；在滯后1-10年的時期內(nèi)，人均消費(fèi)水平在受到一個單位正向標(biāo)準(zhǔn)差的收入差距（基尼系數(shù)）的沖擊后，沖擊效應(yīng)為負(fù)，收入差距的拉大導(dǎo)致人均消費(fèi)的減少。由于國民總收入對人均消費(fèi)無Granger影響，并不需要給出人均消費(fèi)水平受國民總收入沖擊的脈沖響應(yīng)函數(shù)。

（七）對實(shí)證結(jié)果的解釋

根據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)，人均消費(fèi)、國民收入、收入差距、社會保障金支出等4個變量之間存在長期均衡的協(xié)整關(guān)系，說明國民收入、收入差距、社會保障金支出與人均消費(fèi)之間存在長期相關(guān)關(guān)系。

進(jìn)一步的因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果顯示，收入差距、社會保障金支出對人均消費(fèi)具有Granger影響，而國民收入對人均消費(fèi)無Granger影響。廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)顯示，在滯后1-10年的時期內(nèi)，社會保障金支出的增加導(dǎo)致人均消費(fèi)增加；收入差距的擴(kuò)大導(dǎo)致人均消費(fèi)減少。

從長期來看國民收入、社會保障金支出對居民的人均消費(fèi)呈正相關(guān)的關(guān)系，其原因可能在于：根據(jù)庇古福利經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，國民收入的總量越高，社會經(jīng)濟(jì)福利越大。國民收入總量是一個國家在一定時期內(nèi)創(chuàng)造的總財(cái)富，只有總財(cái)富增加居民才有可能分配更多的財(cái)富。因此國民收入的增加有利于居民財(cái)富的增加，進(jìn)而增加消費(fèi)和居民福利。社會保障作為收入再分配手段，可以調(diào)整收入分配。在社會主義初級階段實(shí)行按勞分配為主體，多種分配方式并存是社會主義初級階段的分配制度，資本、勞動力、土地、技術(shù)、信息等生產(chǎn)要素也參與收入分配，這必將會導(dǎo)致收入的差距。通過社會保障調(diào)節(jié)低收入者的收入，可以使低收入者擴(kuò)大消費(fèi)。收入差距（基尼系數(shù)）與居民人均消費(fèi)之間呈負(fù)相關(guān)的關(guān)系其原因在于：由于存在邊際消費(fèi)遞減的規(guī)律，當(dāng)收入差距過大時，高收入者占有大量的社會財(cái)富，但是其消費(fèi)的增加卻很少，使人均消費(fèi)降低。

結(jié)論與對策

從 lnct =-0.6559git + 0.4431gt + 0.3031st +C 結(jié)果中可以看出，經(jīng)濟(jì)增長和社會保障金的支出對居民消費(fèi)支出有促進(jìn)作用，經(jīng)濟(jì)增長和社會保障金的支出在收入差距不變情況下每增加一個百分點(diǎn)居民消費(fèi)增加0.4431個百分點(diǎn)和0.3031個百分點(diǎn)。但是收入差距對居民消費(fèi)存在嚴(yán)重的副作用，基尼系數(shù)每增加一個百分點(diǎn)居民消費(fèi)降低0.6559個百分點(diǎn)。

收入差距擴(kuò)大的副作用完全大于經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用，在我國經(jīng)濟(jì)快速增長的階段，如何縮小收入差距讓居民享受到經(jīng)濟(jì)增長的成果，擴(kuò)大社會保障建設(shè)，增加社會保障的財(cái)政支出合理分配收入是一項(xiàng)必要的政策。

參考文獻(xiàn)：

1.黃金鋒.論社會保障的公平和效率關(guān)系—基于擴(kuò)大消費(fèi)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的分析[J].東岳從輪，2012.10

2.李伯惟.論消費(fèi)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的重要性[J].財(cái)經(jīng)視點(diǎn)，2011.1

3.高文書.社會保障對收入分配差距的調(diào)節(jié)效應(yīng)—基于陜西省寶雞市住戶調(diào)查數(shù)據(jù)的實(shí)證研究[J].社會保障研究，2012.4

4.張翼.社會保障對中國城鄉(xiāng)收入差距影響的初步研究[J].經(jīng)濟(jì)與管理，2010.6

5.王小魯，樊綱.中國收入差距的走勢和影響因素分[J].經(jīng)濟(jì)研究，2005.10endprint

（二）單位根檢驗(yàn)

時間序列通常是非平穩(wěn)的，非平穩(wěn)性的時間數(shù)列下可能會出現(xiàn)偽回歸，在做VEC模型之前需對其進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。本文采用SIC（Schwarz Information Criterion）準(zhǔn)則對變量數(shù)列進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)，SIC值越小滯后階數(shù)越好。檢驗(yàn)形式（C，T，L）中，C、T、L 分別代表常數(shù)項(xiàng)、時間趨勢項(xiàng)和滯后階數(shù)。根據(jù)表1檢驗(yàn)結(jié)果知，lnct， lngit， lngt， lnst為一階單整序列，即均在5%的顯著水平下為平穩(wěn)序列。因此，可以利用 lngit， lngt， lnst序列探討其對lnct系列的影響。

（三） VEC模型協(xié)整檢驗(yàn)

在無約束水平VAR模型下確定VEC協(xié)整階數(shù)L。首先，協(xié)整檢驗(yàn)需要確定合理的協(xié)整滯后階數(shù)以保證協(xié)整關(guān)系統(tǒng)計(jì)上的可信度。確定水平VAR 模型的最佳滯后階數(shù)的方法是從一般再到特殊，從較大的滯后階數(shù)開始，通過對應(yīng)的LR 值、FPE 值、AIC 值、SC 值、HQ 值等來確定。并根據(jù)LR 值、FPE 值、AIC 值、SC 值、HQ 值等對兩個模型選擇最佳滯后階數(shù)均為L=1（見表2）。

協(xié)整向量個數(shù)r的檢驗(yàn)。從表3我們看出在1%顯著水平上，軌跡統(tǒng)計(jì)值（33.14>27.5843）應(yīng)該拒絕沒有協(xié)整關(guān)系（r=0）原假設(shè)，接受存在一階協(xié)整關(guān)系；最大特征值統(tǒng)計(jì)量（14.2646>7.5811）也是拒絕（r=0）原假設(shè)接受r=1，即存在一階協(xié)整關(guān)系。說明lnct與 lngit， lngt， lnst之間存在一階協(xié)整關(guān)系

協(xié)整方程。標(biāo)準(zhǔn)化協(xié)整向量為

（1.0000，0.6559，-0.4432，-0.3031，C），對應(yīng)的協(xié)整方程（括號內(nèi)的數(shù)值為標(biāo)準(zhǔn)差）為：

lnCt=-0.6559lngit+0.4431lng+0.3031lnst

（0.0751） （0.0332） （0.0240）

+C （1）

協(xié)整方程的估計(jì)系數(shù)都通過顯著性檢驗(yàn)。因此，1982-2011年，我國的人均消費(fèi)、收入差距、國民收入、社保支出4個變量之間存在長期均衡的協(xié)整關(guān)系。根據(jù)協(xié)整方程（1），從長期來看，國民收入的增長、社會保障支出的增加與人均消費(fèi)呈正相關(guān)關(guān)系，而收入差距（基尼系數(shù)）的增加與人均消費(fèi)為負(fù)相關(guān)關(guān)系。

（四）誤差修正模型（VECM）及其診斷檢驗(yàn)

本文主要檢驗(yàn)居民消費(fèi)和收入差距之間的關(guān)系，因此我們僅給出關(guān)于△lnct和△lngit的誤差修正模型，根據(jù)模型進(jìn)行計(jì)算，估計(jì)結(jié)果見表4。

在得到誤差修正模型之后需要對模型進(jìn)行穩(wěn)定性、自相關(guān)性、異方差性以及正態(tài)分布檢驗(yàn)，然后再進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)和脈沖響應(yīng)函數(shù)分析。根據(jù)圖1VECM的模型設(shè)定的單位根都落在單位圓以內(nèi)，因此上述VECM模型的穩(wěn)定性檢驗(yàn)通過，說明上述模型中的變量存在穩(wěn)定的線性關(guān)系。LM自相關(guān)檢驗(yàn)結(jié)果為，LM1= 4.4116，P值=0.9980；LM2=8.8597，P值=0.9191，因此上述模型中不存在自相關(guān)性；采用White檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷漠惙讲?，檢驗(yàn)結(jié)果為χ2值=105.7352，P值=0.3282，故不存在異方差；聯(lián)合正態(tài)性檢驗(yàn)結(jié)果顯示，Jarque-Bera值11.4112，P值=0.1795，符合正態(tài)分布。

根據(jù)上述穩(wěn)定性、自相關(guān)性、異方差性以及正態(tài)分布檢驗(yàn)結(jié)果，可以肯定律VECM模型不存在設(shè)定偏差，穩(wěn)定性顯著。因此可以根據(jù)VECM模型進(jìn)行因果關(guān)系和脈沖響應(yīng)分析。根據(jù)表4，關(guān)于△lnct的誤差修正模型的誤差修正項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)（-1.0718），調(diào)整方向符合誤差修正機(jī)制。

（五）Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

根據(jù)VECM模型的結(jié)果lnct， lngit， lngdpt， lnst四個變量之間存在長期的協(xié)整關(guān)系，因此對lnct， lngit， lngdpt， lnst四個變量進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表5，在10%顯著性水平上，收入差距對人均居民消費(fèi)具有單向Granger影響；在15%顯著性水平上社會保障支出差距對人均居民消費(fèi)具有單向Granger影響，國民總收入對人均居民消費(fèi)無Granger影響。

（六）脈沖響應(yīng)函數(shù)

VECM模型得出的結(jié)果難以對估計(jì)系數(shù)進(jìn)行解釋，因此本文根據(jù)脈沖響應(yīng)函數(shù)來得出結(jié)論。

近幾年的研究中一般不考慮變量排序問題，在此情況下可以得到廣義的脈沖響應(yīng)函數(shù)且能得到唯一脈沖響應(yīng)曲線。圖2是基于誤差修正模型的廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線，橫軸代表滯后階數(shù)，縱軸代表居民消費(fèi)變量受各變量沖擊的響應(yīng)程度。由此可以看出，廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線平穩(wěn)的收斂于某一固定值。

根據(jù)圖2的廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線，在滯后1-10年的時期內(nèi)，人均消費(fèi)水平在受到一個單位正向標(biāo)準(zhǔn)差的社會保障支出水平的沖擊后，沖擊效應(yīng)為正，社會保障支出的增加導(dǎo)致居民人均消費(fèi)增加；在滯后1-10年的時期內(nèi)，人均消費(fèi)水平在受到一個單位正向標(biāo)準(zhǔn)差的收入差距（基尼系數(shù)）的沖擊后，沖擊效應(yīng)為負(fù)，收入差距的拉大導(dǎo)致人均消費(fèi)的減少。由于國民總收入對人均消費(fèi)無Granger影響，并不需要給出人均消費(fèi)水平受國民總收入沖擊的脈沖響應(yīng)函數(shù)。

（七）對實(shí)證結(jié)果的解釋

根據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)，人均消費(fèi)、國民收入、收入差距、社會保障金支出等4個變量之間存在長期均衡的協(xié)整關(guān)系，說明國民收入、收入差距、社會保障金支出與人均消費(fèi)之間存在長期相關(guān)關(guān)系。

進(jìn)一步的因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果顯示，收入差距、社會保障金支出對人均消費(fèi)具有Granger影響，而國民收入對人均消費(fèi)無Granger影響。廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)顯示，在滯后1-10年的時期內(nèi)，社會保障金支出的增加導(dǎo)致人均消費(fèi)增加；收入差距的擴(kuò)大導(dǎo)致人均消費(fèi)減少。

從長期來看國民收入、社會保障金支出對居民的人均消費(fèi)呈正相關(guān)的關(guān)系，其原因可能在于：根據(jù)庇古福利經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，國民收入的總量越高，社會經(jīng)濟(jì)福利越大。國民收入總量是一個國家在一定時期內(nèi)創(chuàng)造的總財(cái)富，只有總財(cái)富增加居民才有可能分配更多的財(cái)富。因此國民收入的增加有利于居民財(cái)富的增加，進(jìn)而增加消費(fèi)和居民福利。社會保障作為收入再分配手段，可以調(diào)整收入分配。在社會主義初級階段實(shí)行按勞分配為主體，多種分配方式并存是社會主義初級階段的分配制度，資本、勞動力、土地、技術(shù)、信息等生產(chǎn)要素也參與收入分配，這必將會導(dǎo)致收入的差距。通過社會保障調(diào)節(jié)低收入者的收入，可以使低收入者擴(kuò)大消費(fèi)。收入差距（基尼系數(shù)）與居民人均消費(fèi)之間呈負(fù)相關(guān)的關(guān)系其原因在于：由于存在邊際消費(fèi)遞減的規(guī)律，當(dāng)收入差距過大時，高收入者占有大量的社會財(cái)富，但是其消費(fèi)的增加卻很少，使人均消費(fèi)降低。

結(jié)論與對策

從 lnct =-0.6559git + 0.4431gt + 0.3031st +C 結(jié)果中可以看出，經(jīng)濟(jì)增長和社會保障金的支出對居民消費(fèi)支出有促進(jìn)作用，經(jīng)濟(jì)增長和社會保障金的支出在收入差距不變情況下每增加一個百分點(diǎn)居民消費(fèi)增加0.4431個百分點(diǎn)和0.3031個百分點(diǎn)。但是收入差距對居民消費(fèi)存在嚴(yán)重的副作用，基尼系數(shù)每增加一個百分點(diǎn)居民消費(fèi)降低0.6559個百分點(diǎn)。

收入差距擴(kuò)大的副作用完全大于經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用，在我國經(jīng)濟(jì)快速增長的階段，如何縮小收入差距讓居民享受到經(jīng)濟(jì)增長的成果，擴(kuò)大社會保障建設(shè)，增加社會保障的財(cái)政支出合理分配收入是一項(xiàng)必要的政策。

參考文獻(xiàn)：

1.黃金鋒.論社會保障的公平和效率關(guān)系—基于擴(kuò)大消費(fèi)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的分析[J].東岳從輪，2012.10

2.李伯惟.論消費(fèi)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的重要性[J].財(cái)經(jīng)視點(diǎn)，2011.1

3.高文書.社會保障對收入分配差距的調(diào)節(jié)效應(yīng)—基于陜西省寶雞市住戶調(diào)查數(shù)據(jù)的實(shí)證研究[J].社會保障研究，2012.4

4.張翼.社會保障對中國城鄉(xiāng)收入差距影響的初步研究[J].經(jīng)濟(jì)與管理，2010.6

5.王小魯，樊綱.中國收入差距的走勢和影響因素分[J].經(jīng)濟(jì)研究，2005.10endprint