我国城乡居民边际消费倾向与收入关系的实证研究

周觉 李海松

摘要：居民的消费水平的提高是发挥消费在经济增长中的基础性作用的关键，随着居民消费水平增长的放缓，否存在“边际消费倾向递减”引起关注。文章通过相对收入模型计算出1982年到2016年间我国城镇、农村以及全国的边际消费倾向，然后通过granger因果关系检验后得出，我国城市地区确实存在边际消费倾向递减的现象，而我国农村则不存在边际消费倾向递减的现象。因此，要提高居民的消费水平不仅要增加居民收入而且要研究影响居民消费倾向的长期性因素。

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.

关键词：消费倾向递减；granger检验；增加收入；提高消费倾向

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

中图分类号：F126 文献标识码：A 文章编号：1006-4311（2018）27-0006-04

0 引言

近年来，我国居民消费水平逐年提高。到2016年底，我国城镇地区居民消费水平已达23079元，农村地区居民消费水平达10130元①。商务部数据显示，2016年全年社会消费品零售总额为33.2万亿元，增长10.4%。最终消费对经济增长的贡献率为64.6%，比2015年提高4.9个百分点，为新世纪以来最高水平②，消费已经成为了我国经济增长最重要的拉动力。

同时，随着我国经济增长进入“新常态”，我国居民消费水平的增速出现了放缓的趋势。根据国家统计局数据显示，近5年中，我国城镇地区消费增速稳定在8%左右，而农村地区消费增速稳定在10%左右。十九大报告指出，要继续发挥消费对经济发展基础性作用。因此，必须进一步提高居民消费水平，使其与我国的经济发展水平相匹配。

但在一些国家和地区的实践中出现了“边际消费倾向递减”的现象，即随着收入的增加，边际消费倾向反而降低了。这不仅使得增加收入无法有效提升消费水平的，同时，一旦收入增加的幅度小于消费倾向减少的幅度，收入增加反而会降低现有的消费水平。

因此，为了促进我国居民消费水平的提升，是选择通过长期的改革提高消费倾向还是通过短期的措施提高居民收入，需要通过实证分析确认我国是否存在“边际消费倾向递减”现象。本文以1982年到2016年我国居民收入与消费的相关年度数据为基础，针对我国目前城市与农村存在的差异，分别求出我国城镇、农村以及全国的边际消费倾向，再将消费倾向与收入的关系进行实证分析③。

1 城镇、农村及全国的边际消费倾向

以1978年为基年，对我国城镇、农村以及全国的人均可支配收入和人均消费用CPI进行平减，得到调整后的城镇居民人均可支配收入YU、农村居民人均可支配收入YR、全国居民人均可支配收入YT以及调整后的城镇居民人均消费CU，农村居民人均消费CR、全国居民人均消费CT。边际消费倾向为：

考虑到异方差存在的可能性，对CU、CR、CT和YU、YR、YT取对数可以消除异方差，并且保持数据的序列特点和协整关系不变，取对数后用ADF检验进行平稳性检验。

表1可知，六组时间序列数据均为非平稳序列，但是由于其一阶差分序列均为平稳序列，只要人均收入和人均消费之间的协整关系存在，就可以对人均收入和人均消费进行回归分析。因此需要对城镇、农村和全国的收入与消费序列进行协整检验。本文采用基于模型回归残差的协整检验，先求人均消费与人均收入之间的回归关系，分别得到如表2结果。

检验结果显示，各组变量的系数均通过了T检验，并且R方为均大于0.99，同时也通过了F检验，拟合效果较好。

对上述回归结果的残差residU（城镇组）、residR（农村组）、residT（全國组）分别进行平稳性检验。（表3）

检验结果显示，三组残差序列均为平稳的，即各组人均可支配收入与人均消费之间存在长期协整关系，可以运用回归分析的方法对三组序列进行分析。

式（1）（2）（3）表示的是LNRC与LNRY的长期均衡关系。而在短期内，居民消费在一定程度上受到上期收入以及上期消费的影响。因此，应当对上述长期模型进行补充，加入前一期的收入与消费来求得短期收入——消费关系。构建如下LNC与LNY的修正模型：

通过式（4）对三组序列用Eviews软件进行回归分析④结果如表4。

因此，可以得到城镇居民、农村军民、全国的收入弹性分别为0.630458、0.4477823、0.59581。根据收入的消费弹性与边际消费倾向的关系

将各期的居民消费以及人均收入代入上式，可以得到城镇、农村、全国居民的边际消费倾向（MPCU、MPCR、MPCT）的时间序列。

2 城镇、农村、全国边际消费倾向与收入的关系分析

将上文通过实证求得的城镇、农村以及全国的边际消费倾向序列和经过上文调整、分析后的人均可支配收入绘制成如图1、图2。

从图1、图2两图可知，除了城镇的边际消费倾向在平稳地下降外，农村以及全国的边际消费倾向在近几年在均呈现波动的趋势，同时，人均可支配收入在近年来呈明显的上升趋势，无法直接判断收入变化对消费倾向是否存在影响，因此需要对两者之间是否存在相关关系进行检验。考虑到边际消费倾向序列与人均可支配收入序列均为时间序列，验证二者之间是否存在相关关系，需要运用时间序列分析技术进行验证。

首先检验边际消费倾向序列的平稳性。对城镇、农村以及全国的边际消费倾向做ADF单位根检验。（表5）

结果可知，边际消费倾向序列并不是平稳序列。上文已通过分析得出人均可支配收入的平稳性（见表1），因此需要对边际消费倾向序列以及人均可支配收入序列进行协整分析。

将各组边际消费倾向与收入序列做回归分析，分别得到各组总体均衡关系（表6）。

三组回归结果显示，除了全国组的常数外，各项系数均通过t检验，总体回归方程均通过F检验，但除了城镇组的回归模型R方较高，即拟合程度较好外，农村组与全国组的R方都比较小。将上述三组回归结果的残差分别进行单位根检验，结果如表7。

三组残差数据平稳，即各组的边际消费倾向与收入之间存在长期协整关系。然而，协整关系的存在仅表示边际消费倾向与收入之间存在稳定的数据上的联系，并不能分析二者之间的因果关系。要进一步考察各组数据中边际消费倾向与收入之间自变量与应变量的关系，需要进一步进行granger因果关系检验。

本文采用同时满足施瓦茨准则（SC）和赤池信息准则（AIC）的滞后期作为granger检验的滞后期，得到城镇组的最优滞后期为1，农村组的最优滞后期为1，全国组的最优滞后期为1。对三组回归各方数据进行granger因果关系检验，结果如表8。

检验结果显示，“城镇居民收入不是城镇边际消费倾向的granger原因”和“全国居民收入不是全国边际消费倾向的granger原因”两个原假设均被拒绝，其他原假设不能被拒绝。即，在我国城镇地区以及全国范围内，收入的变化会导致边际消费倾向的变化，边际消费倾向的变化不会导致收入的变化；在农村，边际消费倾向与居民收入之间不存在因果关系。

因此，式（8）与式（10）两式不仅存在长期协整关系，而且存在着因果关系，式（8）和式（10）成立，并且不存在反函数关系。式（8）中lnyu前的系数为-0.125，表示在1982年到2016年间，城镇居民收入增加1%，城镇边际消费倾向平均减少0.125%；式（10）中lnyu前的系数为-0.103，表示在1982年到2016年间，全国居民收入增加1%，全国边际消费倾向平均减少0.103%。对于式（9）而言，虽然农村的收入与边际消费倾向之间存在协整关系，但由于二者之间不存在因果关系，因此式（9）无意义。

3 结论与政策建议

3.1 收入与边际消费倾向关系的结论

第一，城镇地区确实存在着边际消费递减现象，并且收入的增加对边际消费倾向的下降影响显著。城镇地区收入与边际消费倾向之间存在协整关系，收入与边际消费倾向之间的系数通过了显著性检验，granger因果关系检验结果显示收入是边际消费倾向变化的因素，而边际消费倾向的变化不影响收入的变化。此外，式（8）中R2较高（0.96），表明自变量（城镇地区人均收入）已经可以相对完整地描述因变量（城镇地区边际消费倾向）的变化，城镇居民收入的变化是城镇地区边际消费倾向变化的主要因素。

第二，农村地区边际消费倾向不受收入变化的影响。虽然农村地区收入与边际消费倾向之间存在协整关系，并且收入与边际消费倾向之间的系数也通过了显著性检验，但granger因果关系检验结果显示，农村地区收入的变化不是边际消费倾向的原因，边际消费倾向的变化也不影响收入的变化。此外，式（9）中R2较低，说明收入的变化不能完全解释边际消费倾向的变化，即存在其他影响边际消费倾向的因素。

3.2 实证结论对政策制定的启示

实证结论对于如何出台有效政策提高我国城乡地区的消费水平提供了一定的启示：

首先，对于我国城镇地区而言，由于城镇地区存在边际消费倾向随收入递减的现象，随着经济的发展，城镇居民收入的增加会导致消费倾向降低，不利于进一步提高城镇地区的消费水平。近20年，随着人均收入的逐年增长，边际消费倾向逐年递减，已从0.5降低到0.4以下，到2020年，若人均可支配收入（以1978年为基年）增加至6000以上，则边际消费倾向将从2016年的0.385减少至0.368，从而一定程度上冲减收入增长带来的消费量的增加。由此，城镇地区应当更加注重消费环境的营造和消费制度的改善，进一步完善社会信用制度和消费者保障制度，鼓励地方通过创新促进消费对象的多元化發展，满足城镇居民对美好生活的需求，提高居民消费倾向。

不过，由于现阶段收入变化是城镇地区消费倾向变化最主要的原因，要通过其他途径提高消费倾向相对较困难。因此，对于城镇地区而言，政策制定者要对不同城镇的消费环境和消费制度的提升空间进行合理评估，在消费环境和消费制度相对不完善的地区，应当着重加强消费环境和消费制度的建设；在消费制度和消费环境比较完善的地区，提高消费倾向是一个长期中逐渐实现的过程，必须要做好长期规划的准备。

其次，在我国农村地区，收入的增加不会降低边际消费倾向，农村地区的消费水平直接由收入水平决定。因此要提高农村地区居民消费水平，当务之急是继续发展农村经济，提高农村居民收入。与此同时，我国农村地区，存在着收入以外的其他因素，包括消费习惯、消费环境、教育水平等，这些因素的变化会对农村地区的消费倾向产生较大的影响，这些有可能会提高边际消费倾向，也有可能降低边际消费倾向。这使得农村地区的边际消费倾向变得极其不稳定，从而增加了政策制定的难度。

因此对于农村地区而言，一方面要继续解决农业、农村、农民的发展问题，坚持农业农村优先发展，加快推进农业农村现代化，巩固农村生产能力基础，提高农业生产质量，通过农业的发展增加农村居民收入；另一方面要在后续的研究中增加对收入以外的其他因素进行研究，理清影响农村居民消费倾向的因素，掌握我国农村地区消费倾向变化的具体规律，为进一步出台提高农民消费倾向的有效政策提出依据。同时，对于农村地区已经存在的影响消费倾向的问题，如农村地区商品供应不足、相关制度缺失等，应当具体问题具体分析，完善农村地区商品供应渠道，建立健全各项保障制度提高农民的消费倾向。

注释：

①数据来源中国产业信息网，http：//www.chyxx.com/industry/201702/497856.html。

②数据来源环球网.http：//china.huanqiu.com/hot/2017-02/10172128.html。

③數据来源：《中国统计年鉴2013～2016》、国家统计局网站。

④在对城镇、农村、全国三组序列进行回归分析时，城镇组、农村组与全国组的β3即上一期人均收入的系数均未通过t检验，因此此处仅保留通过t检验后的回归结果。

参考文献：

[1]刘晓霞.对我国边际消费倾向与经济增长的分析[J].商业研究，2008（12）：214-216.

[2]李宝仁，王戈.从边际消费倾向看我国经济发展——基于中美两国对比角度的实证分析[J].消费经济，2015（04）：3-7.

[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（04）：44-47.

[4]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（06）：44-53.

[5]郭永建，王津港.中国城乡居民边际消费倾向比较分析[J].统计与决策，2010（03）：108-110.