周覺 李海松

摘要：居民的消費水平的提高是發(fā)揮消費在經(jīng)濟(jì)增長中的基礎(chǔ)性作用的關(guān)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(guān)注。文章通過相對收入模型計算出1982年到2016年間我國城鎮(zhèn)、農(nóng)村以及全國的邊際消費傾向，然后通過granger因果關(guān)系檢驗后得出，我國城市地區(qū)確實存在邊際消費傾向遞減的現(xiàn)象，而我國農(nóng)村則不存在邊際消費傾向遞減的現(xiàn)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(guān)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(xiàn)標(biāo)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(zhèn)地區(qū)居民消費水平已達(dá)23079元，農(nóng)村地區(qū)居民消費水平達(dá)10130元①。商務(wù)部數(shù)據(jù)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(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率為64.6%，比2015年提高4.9個百分點，為新世紀(jì)以來最高水平②，消費已經(jīng)成為了我國經(jīng)濟(jì)增長最重要的拉動力。

同時，隨著我國經(jīng)濟(jì)增長進(jìn)入“新常態(tài)”，我國居民消費水平的增速出現(xiàn)了放緩的趨勢。根據(jù)國家統(tǒng)計局?jǐn)?shù)據(jù)顯示，近5年中，我國城鎮(zhèn)地區(qū)消費增速穩(wěn)定在8%左右，而農(nóng)村地區(qū)消費增速穩(wěn)定在10%左右。十九大報告指出，要繼續(xù)發(fā)揮消費對經(jīng)濟(jì)發(fā)展基礎(chǔ)性作用。因此，必須進(jìn)一步提高居民消費水平，使其與我國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相匹配。

但在一些國家和地區(qū)的實踐中出現(xiàn)了“邊際消費傾向遞減”的現(xiàn)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(xiàn)有的消費水平。

因此，為了促進(jìn)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(rèn)我國是否存在“邊際消費傾向遞減”現(xiàn)象。本文以1982年到2016年我國居民收入與消費的相關(guān)年度數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，針對我國目前城市與農(nóng)村存在的差異，分別求出我國城鎮(zhèn)、農(nóng)村以及全國的邊際消費傾向，再將消費傾向與收入的關(guān)系進(jìn)行實證分析③。

1 城鎮(zhèn)、農(nóng)村及全國的邊際消費傾向

以1978年為基年，對我國城鎮(zhèn)、農(nóng)村以及全國的人均可支配收入和人均消費用CPI進(jìn)行平減，得到調(diào)整后的城鎮(zhèn)居民人均可支配收入YU、農(nóng)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(diào)整后的城鎮(zhèn)居民人均消費CU，農(nóng)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(shù)可以消除異方差，并且保持?jǐn)?shù)據(jù)的序列特點和協(xié)整關(guān)系不變，取對數(shù)后用ADF檢驗進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗。

表1可知，六組時間序列數(shù)據(jù)均為非平穩(wěn)序列，但是由于其一階差分序列均為平穩(wěn)序列，只要人均收入和人均消費之間的協(xié)整關(guān)系存在，就可以對人均收入和人均消費進(jìn)行回歸分析。因此需要對城鎮(zhèn)、農(nóng)村和全國的收入與消費序列進(jìn)行協(xié)整檢驗。本文采用基于模型回歸殘差的協(xié)整檢驗，先求人均消費與人均收入之間的回歸關(guān)系，分別得到如表2結(jié)果。

檢驗結(jié)果顯示，各組變量的系數(shù)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(jié)果的殘差residU（城鎮(zhèn)組）、residR（農(nóng)村組）、residT（全國組）分別進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗。（表3）

檢驗結(jié)果顯示，三組殘差序列均為平穩(wěn)的，即各組人均可支配收入與人均消費之間存在長期協(xié)整關(guān)系，可以運用回歸分析的方法對三組序列進(jìn)行分析。

式（1）（2）（3）表示的是LNRC與LNRY的長期均衡關(guān)系。而在短期內(nèi)，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(yīng)當(dāng)對上述長期模型進(jìn)行補(bǔ)充，加入前一期的收入與消費來求得短期收入——消費關(guān)系。構(gòu)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(jìn)行回歸分析④結(jié)果如表4。

因此，可以得到城鎮(zhèn)居民、農(nóng)村軍民、全國的收入彈性分別為0.630458、0.4477823、0.59581。根據(jù)收入的消費彈性與邊際消費傾向的關(guān)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(zhèn)、農(nóng)村、全國居民的邊際消費傾向（MPCU、MPCR、MPCT）的時間序列。

2 城鎮(zhèn)、農(nóng)村、全國邊際消費傾向與收入的關(guān)系分析

將上文通過實證求得的城鎮(zhèn)、農(nóng)村以及全國的邊際消費傾向序列和經(jīng)過上文調(diào)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(zhèn)的邊際消費傾向在平穩(wěn)地下降外，農(nóng)村以及全國的邊際消費傾向在近幾年在均呈現(xiàn)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(guān)關(guān)系進(jìn)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(guān)關(guān)系，需要運用時間序列分析技術(shù)進(jìn)行驗證。

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

結(jié)果可知，邊際消費傾向序列并不是平穩(wěn)序列。上文已通過分析得出人均可支配收入的平穩(wěn)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(jìn)行協(xié)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(guān)系（表6）。

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

三組殘差數(shù)據(jù)平穩(wěn)，即各組的邊際消費傾向與收入之間存在長期協(xié)整關(guān)系。然而，協(xié)整關(guān)系的存在僅表示邊際消費傾向與收入之間存在穩(wěn)定的數(shù)據(jù)上的聯(lián)系，并不能分析二者之間的因果關(guān)系。要進(jìn)一步考察各組數(shù)據(jù)中邊際消費傾向與收入之間自變量與應(yīng)變量的關(guān)系，需要進(jìn)一步進(jìn)行g(shù)ranger因果關(guān)系檢驗。

本文采用同時滿足施瓦茨準(zhǔn)則（SC）和赤池信息準(zhǔn)則（AIC）的滯后期作為granger檢驗的滯后期，得到城鎮(zhèn)組的最優(yōu)滯后期為1，農(nóng)村組的最優(yōu)滯后期為1，全國組的最優(yōu)滯后期為1。對三組回歸各方數(shù)據(jù)進(jìn)行g(shù)ranger因果關(guān)系檢驗，結(jié)果如表8。

檢驗結(jié)果顯示，“城鎮(zhèn)居民收入不是城鎮(zhèn)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(shè)均被拒絕，其他原假設(shè)不能被拒絕。即，在我國城鎮(zhèn)地區(qū)以及全國范圍內(nèi)，收入的變化會導(dǎo)致邊際消費傾向的變化，邊際消費傾向的變化不會導(dǎo)致收入的變化；在農(nóng)村，邊際消費傾向與居民收入之間不存在因果關(guān)系。

因此，式（8）與式（10）兩式不僅存在長期協(xié)整關(guān)系，而且存在著因果關(guān)系，式（8）和式（10）成立，并且不存在反函數(shù)關(guān)系。式（8）中l(wèi)nyu前的系數(shù)為-0.125，表示在1982年到2016年間，城鎮(zhèn)居民收入增加1%，城鎮(zhèn)邊際消費傾向平均減少0.125%；式（10）中l(wèi)nyu前的系數(shù)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(nóng)村的收入與邊際消費傾向之間存在協(xié)整關(guān)系，但由于二者之間不存在因果關(guān)系，因此式（9）無意義。

3 結(jié)論與政策建議

3.1 收入與邊際消費傾向關(guān)系的結(jié)論

第一，城鎮(zhèn)地區(qū)確實存在著邊際消費遞減現(xiàn)象，并且收入的增加對邊際消費傾向的下降影響顯著。城鎮(zhèn)地區(qū)收入與邊際消費傾向之間存在協(xié)整關(guān)系，收入與邊際消費傾向之間的系數(shù)通過了顯著性檢驗，granger因果關(guān)系檢驗結(jié)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(zhèn)地區(qū)人均收入）已經(jīng)可以相對完整地描述因變量（城鎮(zhèn)地區(qū)邊際消費傾向）的變化，城鎮(zhèn)居民收入的變化是城鎮(zhèn)地區(qū)邊際消費傾向變化的主要因素。

第二，農(nóng)村地區(qū)邊際消費傾向不受收入變化的影響。雖然農(nóng)村地區(qū)收入與邊際消費傾向之間存在協(xié)整關(guān)系，并且收入與邊際消費傾向之間的系數(shù)也通過了顯著性檢驗，但granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果顯示，農(nóng)村地區(qū)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(jié)論對政策制定的啟示

實證結(jié)論對于如何出臺有效政策提高我國城鄉(xiāng)地區(qū)的消費水平提供了一定的啟示：

首先，對于我國城鎮(zhèn)地區(qū)而言，由于城鎮(zhèn)地區(qū)存在邊際消費傾向隨收入遞減的現(xiàn)象，隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，城鎮(zhèn)居民收入的增加會導(dǎo)致消費傾向降低，不利于進(jìn)一步提高城鎮(zhèn)地區(qū)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?qū)?016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(zhèn)地區(qū)應(yīng)當(dāng)更加注重消費環(huán)境的營造和消費制度的改善，進(jìn)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(chuàng)新促進(jìn)消費對象的多元化發(fā)展，滿足城鎮(zhèn)居民對美好生活的需求，提高居民消費傾向。

不過，由于現(xiàn)階段收入變化是城鎮(zhèn)地區(qū)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(zhèn)地區(qū)而言，政策制定者要對不同城鎮(zhèn)的消費環(huán)境和消費制度的提升空間進(jìn)行合理評估，在消費環(huán)境和消費制度相對不完善的地區(qū)，應(yīng)當(dāng)著重加強(qiáng)消費環(huán)境和消費制度的建設(shè)；在消費制度和消費環(huán)境比較完善的地區(qū)，提高消費傾向是一個長期中逐漸實現(xiàn)的過程，必須要做好長期規(guī)劃的準(zhǔn)備。

其次，在我國農(nóng)村地區(qū)，收入的增加不會降低邊際消費傾向，農(nóng)村地區(qū)的消費水平直接由收入水平?jīng)Q定。因此要提高農(nóng)村地區(qū)居民消費水平，當(dāng)務(wù)之急是繼續(xù)發(fā)展農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，提高農(nóng)村居民收入。與此同時，我國農(nóng)村地區(qū)，存在著收入以外的其他因素，包括消費習(xí)慣、消費環(huán)境、教育水平等，這些因素的變化會對農(nóng)村地區(qū)的消費傾向產(chǎn)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(nóng)村地區(qū)的邊際消費傾向變得極其不穩(wěn)定，從而增加了政策制定的難度。

因此對于農(nóng)村地區(qū)而言，一方面要繼續(xù)解決農(nóng)業(yè)、農(nóng)村、農(nóng)民的發(fā)展問題，堅持農(nóng)業(yè)農(nóng)村優(yōu)先發(fā)展，加快推進(jìn)農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化，鞏固農(nóng)村生產(chǎn)能力基礎(chǔ)，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)質(zhì)量，通過農(nóng)業(yè)的發(fā)展增加農(nóng)村居民收入；另一方面要在后續(xù)的研究中增加對收入以外的其他因素進(jìn)行研究，理清影響農(nóng)村居民消費傾向的因素，掌握我國農(nóng)村地區(qū)消費傾向變化的具體規(guī)律，為進(jìn)一步出臺提高農(nóng)民消費傾向的有效政策提出依據(jù)。同時，對于農(nóng)村地區(qū)已經(jīng)存在的影響消費傾向的問題，如農(nóng)村地區(qū)商品供應(yīng)不足、相關(guān)制度缺失等，應(yīng)當(dāng)具體問題具體分析，完善農(nóng)村地區(qū)商品供應(yīng)渠道，建立健全各項保障制度提高農(nóng)民的消費傾向。

注釋：

①數(shù)據(jù)來源中國產(chǎn)業(yè)信息網(wǎng)，http：//www.chyxx.com/industry/201702/497856.html。

②數(shù)據(jù)來源環(huán)球網(wǎng).http：//china.huanqiu.com/hot/2017-02/10172128.html。

③數(shù)據(jù)來源：《中國統(tǒng)計年鑒2013～2016》、國家統(tǒng)計局網(wǎng)站。

④在對城鎮(zhèn)、農(nóng)村、全國三組序列進(jìn)行回歸分析時，城鎮(zhèn)組、農(nóng)村組與全國組的β3即上一期人均收入的系數(shù)均未通過t檢驗，因此此處僅保留通過t檢驗后的回歸結(jié)果。

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