我国城乡居民边际消费倾向的再估算

储德银

摘要 收入分配是否影响居民消费需求以及产生何种影响，取决于边际消费倾向是否同收入水平相关。文章基于可变参数的状态空间模型，实证估计了我国城乡居民在1978～2012年间的边际消费倾向，估算结果显示：我国城乡居民边际消费倾向在1978～2012年间与收入水平间呈现“倒U”型变动关系；但相比而言，农村居民边际消费倾向要低于同期城镇居民。

关键词 城乡居民；边际消费倾向；状态空间模型

[中图分类号]F014.5[文献标识码]A [文章编号]1673-0461（2014）09-0063-06

收稿日期：2014-05-23

网络出版网址：http://www.cnki.net/kcms/doi/10.13253/j.cnki.ddjjgl.2014.09.013.html网络出版时间：2014-7-108:34:34

基金项目：国家社会科学基金项目《居民边际消费倾向与扩大国内消费问题研究》（10CJY016）的阶段性成果。

一、引言

收入分配作为凯恩斯最早提出影响居民消费需求的六大因素之一，其是否影响到居民消费需求以及产生何种影响最终取决于边际消费倾向是否同收入水平相关。因为依据凯恩斯的有效需求管理理论，在居民自发消费既定的情况下，MPC越接近于1，即越大，居民消费数量也就越大，从而决定了一国或地区居民的消费水平与消费总量。另外，MPC还可以通过影响投资、政府购买与出口乘数的大小进而影响国民经济的增长，由于居民收入水平通常伴随经济增长而增加，因而可以再次影响居民消费需求。国外理论界在凯恩斯（1936）提出“劫富济贫”式的收入再分配政策刺激消费之后，“边际消费倾向递减规律”随即成为了国外各经济流派有关收入分配与消费倾向关系争论的聚焦。虽然卡莱茨基（Kalecki， 1971）和温特劳布（Weintraub， 1983）肯定了这一规律的存在，但永久收入假说（1957）和生命周期假说（1954）批判建立在对消费心理主观判断基础上的凯恩斯消费理论缺乏微观经济基础，认为追求效用最大化的个人消费取决于一生的收入，边际消费倾向与收入无关。也正因如此，在凯恩斯认为影响消费的六大客观因素中仅收入分配未形成主流的消费理论（Steven Pressman， 1997），且在过去研究总消费函数时总是忽略了收入分配（Borooah and Sharpe， 1986）。

Blinder（1975）指出在考虑了遗赠和王朝效用函数的广义生命周期模型中，边际消费倾向与收入不再无关，而取决于消费和遗赠的边际效应弹性的相对大小。若消费的边际效用弹性较大，则边际消费倾向是收入的减函数，反之，则是收入的增函数，但如果两者相等，收入分配与总消费无关。随后Dellavalle and Qguchi（1976）、Musgrove（1980）分别运用横截面数据或更多国家的可支配收入数据对两者的弹性大小进行深入检验。虽然Blinder（1975）在考虑消费者微观效用最大化的基础上，否定了标准生命周期假说“边际消费倾向与收入分配无关”的结论，但它也没有肯定凯恩斯的边际消费倾向递减规律，而是把结论变得更加不确定了。最新研究发现生命周期收入水平与储蓄率显著正相关，而与边际储蓄有较弱但仍显著的正相关关系，即边际消费倾向是收入的减函数（Dydan et al.， 2004）。此外，还有学者通过研究不同收入阶层的收入分布与消费分布的变动关系，直接估计不同收入阶层的边际消费倾向（Borooah and Sharpe， 1986），不仅发现收入分配结构变化和消费不平等相互作用（Cutler and Katz， 1992），而且税后收入分配对消费有重要影响（Steven Pressman， 1997）。另外，澳大利亚新南威尔士大学社会政策研究中心（2003）和E.Stockhammer and Stefan Ederer（2008）还分别研究了家庭内部收入分配、功能性收入分配与消费之间的关系。虽然这些研究具有一定的开拓性，但其总体上都未改变生命周期假说的研究方向。

我国居民边际消费倾向究竟是如凯恩斯所述的“递减”抑或“倒U”型，近年来也成为了我国学者关注的焦点之一。袁志刚和朱国林（2002）认为居民平均总消费倾向在收入水平上呈马鞍形[1]。杭斌、申春兰（2004）采用协整分析技术和状态空间模型实证估计了我国1978~2002年间居民边际消费倾向在0.75～0.90区间变化。其中1990年之前，我国城镇居民消费与收入的长期均衡比例相对稳定，而1990年之后长期边际消费倾向和长期平均消费倾向为持续下降趋势[2]。刘长庚、吕志华（2005）采用递推回归估计方法对我国居民边际消费倾向进行估计发现，我国1978～2002年间的居民边际消费倾向估计值在0.64～0.91间变化，其中1993年以前呈递增趋势，但在1993以后不断下降[3]。柳建光、李子奈（2006）基于消费收入弹性的协整模型间接估算出我国居民的边际消费倾向在0.35～0.44区间变化[4]。杨汝岱、朱诗娥（2007）[5]和杨天宇、朱诗娥（2007）[6]则通过证伪边际消费倾向递减规律，从而为批判更为均等的收入分配将提高总消费这一观点提供理论依据。王津港（2009）通过设定具有结构突变的动态面板数据模型发现，我国城镇居民消费倾向在1999年发生结构性突变，边际消费倾向总体上呈下降趋势且降幅较大[7]。王宋涛、吴超林（2012）也认为缩小收入差距是否可以提高居民消费需求一定程度上要取决于其边际消费倾向的特征，并通过建立离散模型，证明边际消费倾向递减是通过缩小收入差距提高居民消费需求的充分条件，进而基于对数效用函数假设推导边际消费倾向函数发现，边际消费倾向函数是复杂的非线性函数，价格、利率、对外开放程度等变量是影响边际消费倾向的重要因素，因此，边际消费倾向是否递减则取决于参数条件的检验[8]。

综上可知，虽然已有研究从实证分析的角度得出了许多存在差异且有意义的结论，并为本文的研究提供诸多有益借鉴，但对于正处在经济转型与改革深水区的中国居民而言，经济社会体制变革的纵深推进将会对我国居民的消费行为产生深刻而又系统性的影响，由于影响居民边际消费倾向的因素很多，譬如收入差距、社会保障制度、消费习惯、不确定性与流动性约束等，因而居民消费需求与收入水平之间关系不可能是线性不变的，从而也导致居民边际消费倾向的变化波动加大。也正因如此，传统的回归分析等计量分析方法对我国居民的边际消费倾向进行分析可能会产生如下问题:一是因为固定参数难以刻画居民消费与收入之间的动态关系，导致误差较大；二是未考虑到制度变迁，以及诸如当前世界金融危机所带来的外部冲击等所导致的不确定性对我国居民边际消费倾向的影响，进而导致模型的可靠度和精确度受到影响[9]。由于利用状态空间模型表示动态系统具有三个方面的优点：一是状态空间模型可以将不可观测的变量（即状态变量）并入可观测模型，并与其一起估计得到估计结果；二是状态空间模型是利用强有力的迭代算法——卡尔曼滤波进行估计的[10]；三是基于可变参数的状态空间模型是分析变量之间动态关系的有效工具，它可以把制度变迁以及外部性冲击等不可观测变量纳入模型，并以较高的精度刻画出研究变量的变化趋势。因此，本文将利用我国城乡居民消费在1978～2012年间的相关数据，运用可变参数的状态空间模型实证估计我国城乡居民这一时期的边际消费倾向，从而为政府相关部门决策提供参考与思路借鉴。

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二、实证模型设定与数据来源说明

（一）基于可变参数的状态空间模型简单介绍

在通常的经济计量分析中，实证估计的回归模型一般可用以下公式表示：

y■=x'■■ β+u■?摇 t=1，2，…，T（1）

其中，y■是k×1维的因变量向量，x■是m×1维的解释变量向量，β是待估计的m×1未知参数变量向量，u■是随机干扰项。这种回归方程所估计的参数在样本期内是固定的，一般采用OLS、工具变量法等经济计量模型的常用方法进行估计。

然而近年来，由于我国经济社会体制改革、各种各样的外部冲击和政策变化等因素的影响，经济社会结构正在逐渐发生变化，但与之相对，利用固定参数模型又无法表现出这种经济结构的变化趋势或轨迹。因此，需要采用可变参数模型（time-varying parameter model）：

y■=x'■■ β■+z'■■γ+u■?摇 t=1，2，…，T?摇 （2）

其中，β■是随时间改变的，从而反映出解释变量对因变量影响关系的改变轨迹，假定参数β■由AR1描述：

β■=λβ■+ε■?摇?摇（3）

当然，也可以扩展为ARP模型，并且假定：

u■，ε■'~N■，■■t=1，2，…，T（4）

在以上(4)式中，可变参数β■是不可观测变量，必须利用可观测变量y■和x■来估计。根据状态空间模型原理，可变参数模型属于其特殊形式之一。因为在状态空间模型中，一般将“量测方程”或称“信号方程”定义为：

y■=Z■α■+d■+u■?摇 t=1，2，…，T（5）

与式（5）相对应，在可变参数模型中，状态空间向量α■为可变参数向量β■，量测矩阵Z■=x■，是具有可变参数的解释变量矩阵；d■=z'■■γ，z■是具有固定参数的解释变量向量，γ是固定参数向量。

（二）构建居民消费与收入水平之间的可变参数状态空间模型

本文借鉴了Harvey（1989）[11]和Hamilton（1994）[12]的可变参数状态空间模型的研究框架，建立居民消费与收入之间的实证估计模型，具体如下：

量测方程：Cs■=β■×y■+z■γ+u■（6）

状态方程：β■=λβ■+ε■（7）

u■，ε■'~Ｎ■，■■?摇?摇t=1，2，…，Ｔ（8）

在式（6）中，居民收入y■是可变参数的解释变量向量集合，可变参数β■随时间变化，从而反映解释变量居民收入水平y■对因变量居民消费水平Cs■影响关系的改变，但是因可变参数β■是不可观测的，因而需要利用可观测变量居民收入水平y■和居民消费水平Cs■进行估计；z■是具有固定参数的解释变量向量，γ是固定参数向量。在式（7）中，假定可变参数β■服从AR1过程。在式（8）中，u■和ε■分别量测方程与状态方程的随机干扰项，二者相互独立，且服从均值为0、方差为σ■和协方差矩阵为g的正态分布。

（三）数据来源说明

本文所有基础数据均来自《新中国60年统计资料汇编》、《中经网统计数据库》和《中国统计年鉴-2012》，时间跨度为1978～2012年。因为在1978～2012年期间，我国先后在不同阶段经历了通货膨胀或通货紧缩时期，为了增加和确保实证检验结果的可信度，模型中所有变量统一利用消费者价格指数进行平减（1978年=100）。其中，城镇居民人均消费支出和人均可支配收入利用城镇居民消费者价格指数进行平减，农村居民人均消费支出与人均纯收入则采用农村居民消费者价格指数进行平减。

三、城镇居民边际消费倾向的实证估计结果

（一）城镇居民边际消费倾向的估算结果

1. 可变参数状态空间模型的估计结果

本文以我国城镇居民人均消费支出和人均可支配收入在1978～2012年间的数据为样本，以及运用Eviews6.0对方程（6）和（7）进行估计得到以下结果：

量测方程：Cst=183.46+β■*yt

状态方程：β■=0.847 8*β■

2. 可变参数状态空间模型估计结果有效性的检验

由于本文样本时期跨度为1978～2012年，按照时间序列计量分析理论，此时为了避免回归结果出现“伪回归”或“无谓回归”现象，需要对相关时间序列变量进行平稳性检验。鉴于传统协整分析技术要求存在协整关系变量之间的协整系数是固定不变的，即指变量之间的协整关系是长期均衡、稳定不变的。本文为了检验可变参数状态空间模型中变量之间的协整关系，借鉴杭斌、申春兰（2004）提出的“变协整”概念，即他们认为在可变参数的变量之间也可能存在协整关系[2]。按照杭斌、申春兰（2004）的检验方法，本文对我国城镇居民人均消费与人均可支配收入之间是否存在协整关系进行检验。具体检验分两步进行：第一步，分别对城镇居民人均消费和人均可支配收入的变量序列进行ADF检验；第二步，对可变参数状态空间模型中的残差进行平稳性检验。检验结果由表1和表2给出。

首先，表1中ADF检验结果表明城镇居民人均消费和人均可支配收入的时间序列变量均存在单位根，但在5%的显著性水平下各变量的一阶差分序列都是平稳的，因此，各变量都是一阶单整过程。根据协整分析技术可知，对于同阶不平稳时间序列是有存在协整关系的可能性。

其次，根据表2中检验结果可知，方程（6）中的残差在5%的显著性水平也拒绝存在单位根的原假设，即为水平时间序列。因此可以确定，城镇居民人均消费和人均可支配收入之间存在协整关系，本文以上设定并估计的状态空间回归模型的实证回归结果是可信的。

3. 城镇居民边际消费倾向的估算结果

根据以上检验结果可知，本文所建立的状态空间模型是可行的，因而据此估算出我国城镇居民边际消费倾向的动态变化值，具体由图1给出。

从图1可知，我国城镇居民边际消费倾向变化大致可以分为三个阶段：第一阶段是1978～1985年，城镇居民边际消费倾向从1978年的0.774 3一直下降到1985年的0.654 5。第二阶段是从1985年的0.654 5逐渐上升到1996年的0.994 4，增加了0.339 9，年均增加2.84个百分点。其中，我国城镇居民消费倾向在1996年达到改革开放以来的峰值0.994 4，几乎接近于1。第三阶段是从1996年0.994 4逐渐下降到2012年的0.721 3，期间虽有升降反复，但总体上仍然下降了0.273 1，年均下降1.61个百分点。其中，我国城镇居民2012年的边际消费倾向还略低于1978年的水平。伴随我国人均GDP突破3 000美元迈入中等收入水平国家，与我国居民收入水平的不断提高，例如，2012年我国城镇居民人均收入为26 958.99元，结合西方发达国家经验来看，英美等主要国家最近20年的居民边际消费倾向基本稳定在0.7左右。因此，本文认为我国城镇居民边际消费倾向在20世纪90年代相对较高，甚至在有的年份几乎接近于1，这在很大程度上与当时我国经济社会体制处于不断改革或变动时期，国企改革、工人下岗等等，另外当时社会保障制度也在变革之中，从而导致城镇居民在养老、医疗、教育等方面支出大幅度增加。最为典型的例子是，在我国城镇职工养老与医疗保险改革前，如果1个人在改制之前在国有企业上班，不仅自己，几乎全家的生老病死都有国家买单。与之相对在改革之后，这种现象一去不返，更多是由城镇居民个人承担。进入21世纪后，伴随城镇居民收入水平的快速提升，以及城镇居民社会保障制度的不断健全与保障水平的大幅度提升，我国城镇居民的边际消费倾向不断下降，并于2005年以来基本维持在0.75左右，这是符合经济发展的一般规律。综上分析可知，我国城镇居民消费倾向在1978～2012年期间，从总体上呈现倒“U”型特征。

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（二）农村居民边际消费倾向的估算结果

1. 可变参数状态空间模型的估计结果

本文以我国城镇居民人均消费支出和人均可支配收入在1978～2012年间的数据为样本，以及运用Eviews6.0对方程（6）和（7）进行估计得到以下结果。

量测方程：Cst=136.14+β■*yt

状态方程：β■=0.780 7*β■

2. 可变参数状态空间模型估计结果有效性的检验

因为与城镇居民消费的状态空间模型一样，也需要对上述可变参数状态空间模型估计结果的有效性进行检验，而且因检验原理与方法完全相同，在此就不在赘述，仅以表4与表5给出检验结果。

首先，表4中ADF检验结果表明农村居民人均消费和人均纯收入的时间序列变量均存在单位根，但在5%的显著性水平下各变量的一阶差分序列都是平稳的，因此，各变量都是一阶单整过程。根据协整分析技术可知，对于同阶不平稳时间序列是有存在协整关系的可能性。

其次，根据表5中检验结果可知，方程（6）中的残差在5%的显著性水平也拒绝存在单位根的原假设，即为水平时间序列。因此可以确定，农村居民人均消费和人均纯收入之间存在协整关系，本文以上设定并估计的状态空间回归模型的实证回归结果是可信的。

3. 农村居民边际消费倾向的估算结果

根据以上检验结果可知，本文所建立的状态空间模型是可行的，因而据此估算出我国农村居民边际消费倾向的动态变化值，具体由图2给出。

从图2可知，与同期城镇居民边际消费倾向相比，农村居民边际消费倾向要低，这主要是因为三方面原因：一是农村居民收入水平明显低于城镇居民，一定程度上导致了农村居民无钱消费或消费能力不足；二是由于我国城乡二元社会保障制度以及经济转型时期发生的许多改革成本与风险转嫁给农村居民承担，因而其未来面临的不确定性风险相对更强，进而导致其预防性储蓄动机要强于城镇居民，即有钱也不敢消费；第三由于我国金融体制不健全，尤其是广大农村地区，融资难是普遍现象，因此，有消费欲望的农村居民因收入水平制约，以及面临较高的流动性约束，从而有消费动机却无法实现。也正因如此，本文认为导致国内消费不足在很大程度上与农村居民消费不振有关，因而未来国家扩大内需的重点应致力于如何扩大农村居民有效需求。

从农村居民边际消费倾向变动轨迹来看，其大致分为两个阶段，在1996年以前，基本处于缓慢上升阶段，而在这之后，基本处于缓慢下降时期，其中在1996年达到其峰值，为0.783 4。从这一特征来看，基本上与城镇居民边际消费倾向变动轨迹大致一致，因而本文认为其形成原因与上述城镇居民基本相同。但相比而言，伴随农村居民人均纯收入在1978～2012年间不断上升，但其边际消费倾向基本呈现“倒U”型变动特征，而且这种“倒U”型特征比城镇居民边际消费倾向更加明显。

四、结论与政策建议

本文基于可变参数的状态空间模型，实证估计了我国城乡居民在1978～2012年间的边际消费倾向，估算结果显示：我国城乡居民边际消费倾向在1978～2012年间与收入水平之间呈现“倒U”型变动关系。这说明在1996年之后，我国城乡居民边际消费倾向伴随收入水平的上升反而下降。为此，本文认为其中原因主要有四个方面：一是居民收入差距扩大进一步降低了居民边际消费倾向；二是社会保障制度的不健全导致居民边际消费倾向偏低；三是社会体制改革频发与转轨时期不确定性因素的增加抑制了居民边际消费倾向的提高；四是就业形势严峻和失业风险增加加剧了居民边际消费倾向的下降趋势。

伴随我国城乡居民总体收入水平的不断提高，居民边际消费倾向却呈现下降的态势，这说明我国国民收入分配存在着不规范的问题。原则上，一国财富的增长会带来消费总量的增长。但实际上，边际消费倾向的这种情况更多的受到了分配不公平的影响，原因可能来自于两个方面:一方面，政府公共政策会对收入和消费产生很大的作用，制度供给的不完善进一步加大了人们预期消费的风险性。比如提高企业退休人员基本养老金、部分优抚对象待遇和城乡居民最低生活保障水平等等，公共品供给充足的城镇居民消费能力高，而公共品供给能力低下的农村居民消费能力则偏低。另一方面，我国城乡内部收入分配不公平的加剧导致了城乡居民边际消费倾向下滑。在收入分配问题的解决上，以政府为主的实施主体必须要具有有效合理的政策执行，厘清我国当前收入分配差距过大的各种内在原因，把更多的变量引入考虑范围之列。收入分配问题是一个复杂的问题，涉及很多既得利益的调整，从消费角度采取有利得当的措施是非常重要的。在整体消费水平提升的重心上，要努力培育中等阶层的消费能力，增强低收入者的消费能力，这是提高城乡居民总边际消费倾向的关键，如果说前者是为了使消费需求有更好的基础，后者则是可以弱化其对居民边际消费倾向的反向拉升效应。在这些方面，要求政府要切实发挥收入分配的调节职能。

为了进一步扩大我国城乡居民消费需求，有效刺激国内消费市场，本文认为应从以下两个方面入手：一是我国城乡居民边际消费倾向与收入水平之间呈现“倒U”型关系。即低收入家庭和高收入家庭的边际消费倾向较低，而中等收入阶层的边际消费倾向最高。由于在理论上，收入分配对居民消费需求的影响具有不确定性，即指收入分配不公并不一定导致居民消费需求偏低，只有在居民边际消费倾向与收入水平呈“倒U”型关系时，缩小收入差距的政策才能提高总边际消费倾向。与之相对，近年来我国城乡居民收入差距呈现不断扩大态势，收入差距的不断扩大已经不仅仅是一个社会公平问题，而且还是经济效率和社会稳定问题。政府只有实行缩小收入差距、扩大中等收入阶层的收入分配政策才能有效提高我国居民的边际消费倾向与提升居民消费水平，刺激与增加国内消费需求，从而最终实现消费、投资与出口协调拉动经济增长。二是对比同一时期城乡居民边际消费倾向发现，我国农村居民边际消费倾向明显低于城镇居民。然而在中国，有近9亿农村居民。即农村居民人口多，市场消费潜力巨大。然而农村居民虽然一方面有较强的消费愿望，但受限于较低的收入水平，以及城乡二元社会保障制度使其未来不确定性风险大等等，从而导致多数农村居民或者“有消费意愿却无钱消费”，抑或“有钱却不敢消费”的双重错位现象。因此，为了挖掘广大农村居民的消费潜力，除了实行缩小收入差距的收入分配之外，还应尽可能让社会保障制度覆盖农村居民，治理农村消费市场、改善农村消费环境，在城乡之间实现公共服务均等化，从而让公共财政的阳光沐浴广大农村地区，让城乡居民同质分享改革开放成果。

［参考文献］

[1] 袁志刚， 朱国林. 消费理论中的收入分配与总消费——兼对中国消费不振的分析[J].中国社会科学，2002（2）.

[2] 杭斌， 申春兰. 经济转型中消费与收入的长期均衡关系和短期动态关系[J].管理世界，2004（5）.

[3] 刘长庚， 吕志华. 改革开放以来我国居民边际消费倾向的实证研究[J].消费经济，2005（8）.

[4] 柳建光， 李子奈. 关于投资乘数及边际消费倾向计算方法的讨论[J].统计研究，2006（12）.

[5] 杨汝岱， 朱诗娥. 公平与效率不可兼得吗?——基于居民边际消费倾向的研究[J].经济研究，2007（12）.

[6] 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”型关系研究[J].中国人民大学学报，2007（3）.

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[7] 王津港. 中国农村居民边际消费倾向变化分析[J].消费经济，2009（2）.

[8] 王宋涛， 吴超林. 收入分配对我国居民总消费的影响分析——基于边际消费倾向的理论和实证研究[J].经济评论，2012（6）.

[9] 朱琛， 程世勇， 邓敏. 20世纪90年代以来我国居民边际消费倾向变化的实证研究[J].消费经济，2009（10）.

[10] 高铁梅. 计量经济分析方法与建模[M].2版.北京：清华大学出版社，2009.

[11] Harvey A. C. Forecasting， Structural Time Series Models and the Kalman Filter[M]. Cambridge: Cambridge University Press， 1989， Chapter 3，4.

[12] Hamilton. James D. Time Series Analysis[M]. Princeton: Princeton University Press， 1994， Chapter 13.

Re-estimating the Marginal Consumption Propensity of Chinese Urban

and Rural Residents

Chu Deyin

（National Academy of Economics Strategy，Chinese Academy of Social Sciences，Beijing 100045，China）

Abstract: Whether income distribution affected consumer demand and what the impact was depend on the relationship between the marginal consumption propensity and income level. This article，based on variable parameters of state space model，empirically estimated the marginal consumption propensity to of the urban and rural residents from 1978 to 2012 in China. Estimation results showed that the relationship between the marginal consumption propensity and income level showed an "inverted U" type from 1978 to 2012 in China. But in comparison，rural residents' marginal consumption propensity is lower than that of urban residents within same period.

Key words: the urban and rural residents；marginal propensity to consume；state space model

（责任编辑：李 萌）

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[7] 王津港. 中国农村居民边际消费倾向变化分析[J].消费经济，2009（2）.

[8] 王宋涛， 吴超林. 收入分配对我国居民总消费的影响分析——基于边际消费倾向的理论和实证研究[J].经济评论，2012（6）.

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Re-estimating the Marginal Consumption Propensity of Chinese Urban

and Rural Residents

Chu Deyin

（National Academy of Economics Strategy，Chinese Academy of Social Sciences，Beijing 100045，China）

Abstract: Whether income distribution affected consumer demand and what the impact was depend on the relationship between the marginal consumption propensity and income level. This article，based on variable parameters of state space model，empirically estimated the marginal consumption propensity to of the urban and rural residents from 1978 to 2012 in China. Estimation results showed that the relationship between the marginal consumption propensity and income level showed an "inverted U" type from 1978 to 2012 in China. But in comparison，rural residents' marginal consumption propensity is lower than that of urban residents within same period.

Key words: the urban and rural residents；marginal propensity to consume；state space model

（责任编辑：李 萌）

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[7] 王津港. 中国农村居民边际消费倾向变化分析[J].消费经济，2009（2）.

[8] 王宋涛， 吴超林. 收入分配对我国居民总消费的影响分析——基于边际消费倾向的理论和实证研究[J].经济评论，2012（6）.

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[12] Hamilton. James D. Time Series Analysis[M]. Princeton: Princeton University Press， 1994， Chapter 13.

Re-estimating the Marginal Consumption Propensity of Chinese Urban

and Rural Residents

Chu Deyin

（National Academy of Economics Strategy，Chinese Academy of Social Sciences，Beijing 100045，China）

Abstract: Whether income distribution affected consumer demand and what the impact was depend on the relationship between the marginal consumption propensity and income level. This article，based on variable parameters of state space model，empirically estimated the marginal consumption propensity to of the urban and rural residents from 1978 to 2012 in China. Estimation results showed that the relationship between the marginal consumption propensity and income level showed an "inverted U" type from 1978 to 2012 in China. But in comparison，rural residents' marginal consumption propensity is lower than that of urban residents within same period.

Key words: the urban and rural residents；marginal propensity to consume；state space model

（责任编辑：李 萌）

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