我國城鄉居民邊際消費傾向與收入關系的實證研究

周覺 李海松

摘要：居民的消費水平的提高是發揮消費在經濟增長中的基礎性作用的關鍵，隨著居民消費水平增長的放緩，否存在“邊際消費傾向遞減”引起關注。文章通過相對收入模型計算出1982年到2016年間我國城鎮、農村以及全國的邊際消費傾向，然后通過granger因果關系檢驗后得出，我國城市地區確實存在邊際消費傾向遞減的現象，而我國農村則不存在邊際消費傾向遞減的現象。因此，要提高居民的消費水平不僅要增加居民收入而且要研究影響居民消費傾向的長期性因素。

Abstract： The improvement of the consumption level is the key to play the basic role of consumption in economic growth. As the consumption level of residents slows down， there is a concern about the decline of marginal consumption tendency. Through the relative income model， the article calculates the marginal consumption tendency of China's cities， rural areas and the whole country from 1982 to 2016. And then through the Granger causality test， it is found that in the urban areas of China， there is a phenomenon of diminishing marginal consumption tendency while there is no decline in marginal consumption tendency in rural areas of China. Therefore， to improve the consumption level of the residents， we should not only increase the income of the residents but also study the long-term factors that affect the consumption tendency of the residents.

關鍵詞：消費傾向遞減；granger檢驗；增加收入；提高消費傾向

Key words：declining tendency of consumption；granger test；increasing income；increasing the tendency of consumption

中圖分類號：F126 文獻標識碼：A 文章編號：1006-4311（2018）27-0006-04

0 引言

近年來，我國居民消費水平逐年提高。到2016年底，我國城鎮地區居民消費水平已達23079元，農村地區居民消費水平達10130元①。商務部數據顯示，2016年全年社會消費品零售總額為33.2萬億元，增長10.4%。最終消費對經濟增長的貢獻率為64.6%，比2015年提高4.9個百分點，為新世紀以來最高水平②，消費已經成為了我國經濟增長最重要的拉動力。

同時，隨著我國經濟增長進入“新常態”，我國居民消費水平的增速出現了放緩的趨勢。根據國家統計局數據顯示，近5年中，我國城鎮地區消費增速穩定在8%左右，而農村地區消費增速穩定在10%左右。十九大報告指出，要繼續發揮消費對經濟發展基礎性作用。因此，必須進一步提高居民消費水平，使其與我國的經濟發展水平相匹配。

但在一些國家和地區的實踐中出現了“邊際消費傾向遞減”的現象，即隨著收入的增加，邊際消費傾向反而降低了。這不僅使得增加收入無法有效提升消費水平的，同時，一旦收入增加的幅度小于消費傾向減少的幅度，收入增加反而會降低現有的消費水平。

因此，為了促進我國居民消費水平的提升，是選擇通過長期的改革提高消費傾向還是通過短期的措施提高居民收入，需要通過實證分析確認我國是否存在“邊際消費傾向遞減”現象。本文以1982年到2016年我國居民收入與消費的相關年度數據為基礎，針對我國目前城市與農村存在的差異，分別求出我國城鎮、農村以及全國的邊際消費傾向，再將消費傾向與收入的關系進行實證分析③。

1 城鎮、農村及全國的邊際消費傾向

以1978年為基年，對我國城鎮、農村以及全國的人均可支配收入和人均消費用CPI進行平減，得到調整后的城鎮居民人均可支配收入YU、農村居民人均可支配收入YR、全國居民人均可支配收入YT以及調整后的城鎮居民人均消費CU，農村居民人均消費CR、全國居民人均消費CT。邊際消費傾向為：

考慮到異方差存在的可能性，對CU、CR、CT和YU、YR、YT取對數可以消除異方差，并且保持數據的序列特點和協整關系不變，取對數后用ADF檢驗進行平穩性檢驗。

表1可知，六組時間序列數據均為非平穩序列，但是由于其一階差分序列均為平穩序列，只要人均收入和人均消費之間的協整關系存在，就可以對人均收入和人均消費進行回歸分析。因此需要對城鎮、農村和全國的收入與消費序列進行協整檢驗。本文采用基于模型回歸殘差的協整檢驗，先求人均消費與人均收入之間的回歸關系，分別得到如表2結果。

檢驗結果顯示，各組變量的系數均通過了T檢驗，并且R方為均大于0.99，同時也通過了F檢驗，擬合效果較好。

對上述回歸結果的殘差residU（城鎮組）、residR（農村組）、residT（全國組）分別進行平穩性檢驗。（表3）

檢驗結果顯示，三組殘差序列均為平穩的，即各組人均可支配收入與人均消費之間存在長期協整關系，可以運用回歸分析的方法對三組序列進行分析。

式（1）（2）（3）表示的是LNRC與LNRY的長期均衡關系。而在短期內，居民消費在一定程度上受到上期收入以及上期消費的影響。因此，應當對上述長期模型進行補充，加入前一期的收入與消費來求得短期收入——消費關系。構建如下LNC與LNY的修正模型：

通過式（4）對三組序列用Eviews軟件進行回歸分析④結果如表4。

因此，可以得到城鎮居民、農村軍民、全國的收入彈性分別為0.630458、0.4477823、0.59581。根據收入的消費彈性與邊際消費傾向的關系

將各期的居民消費以及人均收入代入上式，可以得到城鎮、農村、全國居民的邊際消費傾向（MPCU、MPCR、MPCT）的時間序列。

2 城鎮、農村、全國邊際消費傾向與收入的關系分析

將上文通過實證求得的城鎮、農村以及全國的邊際消費傾向序列和經過上文調整、分析后的人均可支配收入繪制成如圖1、圖2。

從圖1、圖2兩圖可知，除了城鎮的邊際消費傾向在平穩地下降外，農村以及全國的邊際消費傾向在近幾年在均呈現波動的趨勢，同時，人均可支配收入在近年來呈明顯的上升趨勢，無法直接判斷收入變化對消費傾向是否存在影響，因此需要對兩者之間是否存在相關關系進行檢驗?？紤]到邊際消費傾向序列與人均可支配收入序列均為時間序列，驗證二者之間是否存在相關關系，需要運用時間序列分析技術進行驗證。

首先檢驗邊際消費傾向序列的平穩性。對城鎮、農村以及全國的邊際消費傾向做ADF單位根檢驗。（表5）

結果可知，邊際消費傾向序列并不是平穩序列。上文已通過分析得出人均可支配收入的平穩性（見表1），因此需要對邊際消費傾向序列以及人均可支配收入序列進行協整分析。

將各組邊際消費傾向與收入序列做回歸分析，分別得到各組總體均衡關系（表6）。

三組回歸結果顯示，除了全國組的常數外，各項系數均通過t檢驗，總體回歸方程均通過F檢驗，但除了城鎮組的回歸模型R方較高，即擬合程度較好外，農村組與全國組的R方都比較小。將上述三組回歸結果的殘差分別進行單位根檢驗，結果如表7。

三組殘差數據平穩，即各組的邊際消費傾向與收入之間存在長期協整關系。然而，協整關系的存在僅表示邊際消費傾向與收入之間存在穩定的數據上的聯系，并不能分析二者之間的因果關系。要進一步考察各組數據中邊際消費傾向與收入之間自變量與應變量的關系，需要進一步進行granger因果關系檢驗。

本文采用同時滿足施瓦茨準則（SC）和赤池信息準則（AIC）的滯后期作為granger檢驗的滯后期，得到城鎮組的最優滯后期為1，農村組的最優滯后期為1，全國組的最優滯后期為1。對三組回歸各方數據進行granger因果關系檢驗，結果如表8。

檢驗結果顯示，“城鎮居民收入不是城鎮邊際消費傾向的granger原因”和“全國居民收入不是全國邊際消費傾向的granger原因”兩個原假設均被拒絕，其他原假設不能被拒絕。即，在我國城鎮地區以及全國范圍內，收入的變化會導致邊際消費傾向的變化，邊際消費傾向的變化不會導致收入的變化；在農村，邊際消費傾向與居民收入之間不存在因果關系。

因此，式（8）與式（10）兩式不僅存在長期協整關系，而且存在著因果關系，式（8）和式（10）成立，并且不存在反函數關系。式（8）中lnyu前的系數為-0.125，表示在1982年到2016年間，城鎮居民收入增加1%，城鎮邊際消費傾向平均減少0.125%；式（10）中lnyu前的系數為-0.103，表示在1982年到2016年間，全國居民收入增加1%，全國邊際消費傾向平均減少0.103%。對于式（9）而言，雖然農村的收入與邊際消費傾向之間存在協整關系，但由于二者之間不存在因果關系，因此式（9）無意義。

3 結論與政策建議

3.1 收入與邊際消費傾向關系的結論

第一，城鎮地區確實存在著邊際消費遞減現象，并且收入的增加對邊際消費傾向的下降影響顯著。城鎮地區收入與邊際消費傾向之間存在協整關系，收入與邊際消費傾向之間的系數通過了顯著性檢驗，granger因果關系檢驗結果顯示收入是邊際消費傾向變化的因素，而邊際消費傾向的變化不影響收入的變化。此外，式（8）中R2較高（0.96），表明自變量（城鎮地區人均收入）已經可以相對完整地描述因變量（城鎮地區邊際消費傾向）的變化，城鎮居民收入的變化是城鎮地區邊際消費傾向變化的主要因素。

第二，農村地區邊際消費傾向不受收入變化的影響。雖然農村地區收入與邊際消費傾向之間存在協整關系，并且收入與邊際消費傾向之間的系數也通過了顯著性檢驗，但granger因果關系檢驗結果顯示，農村地區收入的變化不是邊際消費傾向的原因，邊際消費傾向的變化也不影響收入的變化。此外，式（9）中R2較低，說明收入的變化不能完全解釋邊際消費傾向的變化，即存在其他影響邊際消費傾向的因素。

3.2 實證結論對政策制定的啟示

實證結論對于如何出臺有效政策提高我國城鄉地區的消費水平提供了一定的啟示：

首先，對于我國城鎮地區而言，由于城鎮地區存在邊際消費傾向隨收入遞減的現象，隨著經濟的發展，城鎮居民收入的增加會導致消費傾向降低，不利于進一步提高城鎮地區的消費水平。近20年，隨著人均收入的逐年增長，邊際消費傾向逐年遞減，已從0.5降低到0.4以下，到2020年，若人均可支配收入（以1978年為基年）增加至6000以上，則邊際消費傾向將從2016年的0.385減少至0.368，從而一定程度上沖減收入增長帶來的消費量的增加。由此，城鎮地區應當更加注重消費環境的營造和消費制度的改善，進一步完善社會信用制度和消費者保障制度，鼓勵地方通過創新促進消費對象的多元化發展，滿足城鎮居民對美好生活的需求，提高居民消費傾向。

不過，由于現階段收入變化是城鎮地區消費傾向變化最主要的原因，要通過其他途徑提高消費傾向相對較困難。因此，對于城鎮地區而言，政策制定者要對不同城鎮的消費環境和消費制度的提升空間進行合理評估，在消費環境和消費制度相對不完善的地區，應當著重加強消費環境和消費制度的建設；在消費制度和消費環境比較完善的地區，提高消費傾向是一個長期中逐漸實現的過程，必須要做好長期規劃的準備。

其次，在我國農村地區，收入的增加不會降低邊際消費傾向，農村地區的消費水平直接由收入水平決定。因此要提高農村地區居民消費水平，當務之急是繼續發展農村經濟，提高農村居民收入。與此同時，我國農村地區，存在著收入以外的其他因素，包括消費習慣、消費環境、教育水平等，這些因素的變化會對農村地區的消費傾向產生較大的影響，這些有可能會提高邊際消費傾向，也有可能降低邊際消費傾向。這使得農村地區的邊際消費傾向變得極其不穩定，從而增加了政策制定的難度。

因此對于農村地區而言，一方面要繼續解決農業、農村、農民的發展問題，堅持農業農村優先發展，加快推進農業農村現代化，鞏固農村生產能力基礎，提高農業生產質量，通過農業的發展增加農村居民收入；另一方面要在后續的研究中增加對收入以外的其他因素進行研究，理清影響農村居民消費傾向的因素，掌握我國農村地區消費傾向變化的具體規律，為進一步出臺提高農民消費傾向的有效政策提出依據。同時，對于農村地區已經存在的影響消費傾向的問題，如農村地區商品供應不足、相關制度缺失等，應當具體問題具體分析，完善農村地區商品供應渠道，建立健全各項保障制度提高農民的消費傾向。

注釋：

①數據來源中國產業信息網，http：//www.chyxx.com/industry/201702/497856.html。

②數據來源環球網.http：//china.huanqiu.com/hot/2017-02/10172128.html。

③數據來源：《中國統計年鑒2013～2016》、國家統計局網站。

④在對城鎮、農村、全國三組序列進行回歸分析時，城鎮組、農村組與全國組的β3即上一期人均收入的系數均未通過t檢驗，因此此處僅保留通過t檢驗后的回歸結果。

參考文獻：

[1]劉曉霞.對我國邊際消費傾向與經濟增長的分析[J].商業研究，2008（12）：214-216.

[2]李寶仁，王戈.從邊際消費傾向看我國經濟發展——基于中美兩國對比角度的實證分析[J].消費經濟，2015（04）：3-7.

[3]劉長庚，呂志華.改革開放以來我國居民邊際消費傾向的實證研究[J].消費經濟，2005（04）：44-47.

[4]王宋濤，吳超林.收入分配對我國居民總消費的影響分析——基于邊際消費傾向的理論和實證研究[J].經濟評論，2012（06）：44-53.

[5]郭永建，王津港.中國城鄉居民邊際消費傾向比較分析[J].統計與決策，2010（03）：108-110.