双循环背景下我国城乡居民消费倾向实证分析

龚贤明

摘要：2020年以来，受疫情及国际国内经济形势影响，我国推进国内国际“双循环”，挖掘国内需求、刺激国内消费。鉴于消费对国民经济的重要拉动作用和城乡发展不平衡的现状，研究城乡居民的消费倾向具有必要性。笔者基于凯恩斯的绝对收入假说模型，分别建立我国城镇、农村居民消费函数模型，引入虚拟变量，分析得出我国城乡居民在1990～2020年消费倾向均发生变化，从而在对比中研究该变化的成因。

关键词：消费倾向;城乡居民;双循环

一、引言

自1978年改革开放以来，随着社会主义市场经济的快速发展及国家对“三农”问题的高度重视，我国对农村贫困地区进一步扶持，农村居民的收入及消费水平也得到提升。但当前城乡居民收入及消费水平的差距仍然较大。2020年新型冠状病毒肺炎疫情肆虐，国际经济形势持续下行，我国由此提出“两个循环”——促进国内国际双循环，利用消费增长带动国内经济恢复与发展，研究城乡居民消费倾向具有重要意义。

此外，限制性因子规律的基本原理说明，在事物发展过程中要抓住制约其发展的限制因子，通过改善限制因子来提升事物发展水平。而“三农”问题、城乡发展不平衡问题是当前制约我国社会主义市场经济增长的限制因子。因此研究城镇、农村居民消费倾向是否发生变化及变化程度，也与城乡发展问题密切相关，对解决“三农”问题至关重要。笔者通过对1990～2005年和2006～2020年两个时间段的城乡居民消费倾向进行实证分析，研究我国城乡居民消费倾向的不同变化及变化程度。

二、实证分析

（一）样本选取与数据来源

本文选取的研究对象为：1990～2020年我国农村、城镇居民人均消费性支出、人均可支配收入，并将数据分为1990～2005年和2006～2020年两个时间段。考虑到实际物价对经济研究计算结果的直接影响，在实证分析前通过引入以1990年为基准期的农村（或城镇）居民消费价格指数，利用如下公式分别对农村（或城镇）居民人均消费性支出和可支配收入进行数值平减：实际人均消费性支出=平减后的人均消费性支出=名义人均消费性支出÷CPI%、实际人均可支配收入=平减后的人均可支配收入=名义人均可支配收入÷CPI%，以此来排除物价和时间因素对消费和收入的影响。

本文主要运用Excel2016和Stata14对这些统计数据进行数据统计、处理及实证模型分析。我国城镇、农村居民人均消费性支出及人均可支配收入来自国家统计局网站、《中国统计年鉴》及中经网统计数据库，其中有关城镇居民人均消费性支出的相关数据在1990～2005年少部分存在残缺，故选择与其差距很小、且只在小数点后第二位存在差距的城镇居民人均消费性现金支出作为替代。城镇、农村居民消费价格指数（1990=100），是笔者以中经网统计数据库的价格指数（上一年=100）为基础，用1990年为不变价格在Excel2016中计算得出。

（二）变量选取与模型构建

本文以经济学家凯恩斯的绝对收入假说模型作为理论依据，进行变量选取和模型构建。将居民人均可支配收入作为自变量即解释变量，居民人均消费性支出作为因变量即被解释变量，且在经典消费模型中收入决定本期消费。消费函数的经典函数模型为：Y=β1+β2X，Y作为本期消费，X作为本期收入，β1作为必不可少的、由人的基本需求决定的自发性消费，β2是居民的边际消费倾向，一般来说存在边际消费倾向递减规律。此外，乘数效应提出：经济因素的变动对GDP有成倍数的拉动作用，乘数一般用K表示，K=■，此时β■为边际消费倾向。边际消费倾向β■与乘数K之间为正比例关系。因此可以得出结论：扩大居民的边际消费倾向，有助于国民经济成倍数增长，研究居民消费倾向变化极为重要。

在模型构建的过程中，变量的选取如表1所示。

μi为随机干扰项，αi、βi为系数。令2005年前后农村居民消费函数模型为：

2005年前，Y=α1+α2X+μ，t1=1990，…，2005

2005年后，Y=β1+β2X+μ，t2=2006，…，2020

令2005年前后城鎮居民消费函数模型为：

2005年前，Y2=α12+α22X2+μ2，t1=1990，…，2005

2005年后，Y2=β12+β22X2+μ2，t2=2006，…，2020

以农村居民消费函数模型为例进行分析，结合邹氏结构变化检验的相关原理，1990～2005年与2006～2020年农村居民消费函数系数的关系可能为：

α1=β1，α2=β2，两个回归的截距项、斜率项相同，称其为重合回归，边际消费倾向未发生改变。

α1≠β1，α2=β2，即两个回归的截距项不同，称这两个回归为平行回归，边际消费倾向未发生改变。

α1=β1，α2≠β2，即两个回归的斜率项不同，称两个回归为汇合回归，边际消费倾向发生改变。

α1≠β1，α2≠β2，此时因为其截距项和斜率项都改变，所以这两个回归是相异回归，边际消费倾向发生改变。

可以通过在单方程一元线性模型中引入虚拟变量Di来研究消费倾向的改变，在引入虚拟变量Di的情况下，构建如下模型：

Di=1 2005年前0 2005年后

合并t1与t2两个不同时期的观察值来估计以下引入虚拟变量的回归：

Y=β0+β1X+β3Di+β4（β3X）+μ

于是有：

E（Y|Di=0，X）=β0+β1X

E（Y|Di=1，X）=（β0+β3）+（β1+β4）X

这两个函数表达式可分别表示1990～2005年与2006～2020年两个不同时期的农村居民消费函数。在统计检验中，拒绝β4=0的假设，接受β4≠0的假设，则说明2005年前后农村居民消费函数的斜率即边际消费倾向不同。如果拒绝β3=0的假设，接受β3≠0的假设，则说明2005年前后农村居民消费函数的截距即自发性消费不同。城镇居民消费函数引入虚拟变量及分析边际消费倾向是否发生变化的过程同理。

（三）描述性统计

1. 农村居民

根据国家统计局及《中国统计年鉴》给出的数据可得，1990～2020年实际（调整后的）农村居民人均消费性支出由584.630元增加到4360.749元，年均增长率为6.70%;人均可支配收入由686.31元增加到5447.677元，年均增长率为6.91%。此外，2005年前后实际（调整后的）农村居民人均消费性支出的年均增长率为4.75%、8.18%，人均可支配收入年均增长率为5.52%、7.79%。可以看出，2006～2020年调整后的农村居民人均消费性支出的年均增长率比1990～2005年增加3.43%，人均可支配收入年均增长率增加2.27%。

2. 城镇居民

由国家统计局及《中国统计年鉴》数据可知，1990～2020年实际（调整后的）城镇居民人均消费性支出由1278.890元增加到8075.677元，年均增长率为6.12%;人均可支配收入由1510.16元增加到13107.313元，年均增长率为7.22%。2005年前后实际（调整后的）的城镇居民人均消费性支出年均增长率分别为6.50%、5.20%，可支配收入年均增长率分别为7.18%、6.57%。由此可以看出，与农村居民恰恰相反，2006～2020年经过数值平减后的城镇居民人均消费性支出和人均可支配收入的年均增长率与1990～2005年相比，呈现缩减趋势。计算得出，在2006～2020年调整后城镇居民人均消费性支出的年均增长率比1990～2005年减少1.3%，人均可支配收入年均增长率减少0.61%。

（四）回归分析

1. 农村居民

在Stata14中做引入虚拟变量的农村居民消费函数模型：Y=β0+β1X+β3Di+β4（DiX）+μ的回归，结果见表2。依据回归结果，可以分析出农村居民消费函数模型为如下形式：

Y^=-361.034+0.887X+530.328Di-0.277DiX

2. 城镇居民

同时在城镇居民消费函数中引入虚拟变量，用Stata14进行回归，回归的结果见表3。分析回归结果可以得出城镇居民消费函数模型为：

Y^2=926.881+0.585X2-730.288Di2-0.139Di2X2

（五）农村居民消费函数回归结果分析

在回归结果中，R2=0.997，R2=0.996，数值均较大且较接近于1，证明该模型通过拟合优度检验，即该模型拟合具有较好的拟合效果。对方程的显著性进行F检验：当显著性水平α为0.05的情况下，F=2613.084>F0.05（3，27），因此函数的总体线性关系显著成立，即该城镇居民消费函数方程可以被所有解释变量共同解释。对解释变量X、Di、DiX的显著性进行T检验：X、Di、DiX的t值为53.61、5.49、-4.02，当显著性水平α=0.05即置信水平=0.95时，t值均大于临界值t0.025（27）及相应的伴随概率p值均小于0.05，证明该函数模型通过t检验，即参数β3、β4≠0，拒绝β3=0、β4=0的假设，斜率和截距项都不为0，强烈示出两个时期的回归是相异的。

用Stata14依次做2005年前后两个不同时期的回归，得到的回归结果见表4、表5。

因此，我国农村居民人均消费函数分别为：

2005年前，Y^=169.295+0.610X

2005年后，Y^=-361.034+0.887X

根据结果可知：当显著性水平α=0.05，2005年前后两个不同的函数模型的解释变量的t值都大于临界值，相应的伴随概率也小于0.05，因此被解释变量能被解释变量X所解释。2005年前后我国农村居民消费边际倾向由0.610增加至0.887，增幅为45.41%，可以得出2005年前后我國农村居民边际消费倾向有上升趋势。

（六）城镇居民消费函数回归结果分析

首先，对城镇居民消费函数的回归结果进行分析得出，R2=0.998，R2=0.998，数值较大且接近于1，证明1990～2020年城镇居民消费函数模型通过拟合优度检验，且此函数模型的拟合效果相对较好。其次，对方程的显著性是否成立进行F检验，可以得出，当显著性水平α=0.05，F=3968.773>F0.05（3，27），因此城镇居民消费函数方程可以被所有解释变量共同解释。再依据解释变量X2、虚拟变量D2、Di2X2的显著性检验可以得出：X2、Di2、Di2X2的t值分别为48.45、-4.90、3.90，当显著性水平α=0.05，这三个t值都大于临界值t0.025（27），并且相关的伴随概率p值均小于0.05，证明城镇居民消费函数模型的解释变量通过t检验，即解释变量X2、虚拟变量D2、Di2X2前的参数显著地不等于0，即2005年前后城镇居民的消费函数的斜率和截距项都不为0，1990～2005年和2006～2020年两个不同时期的消费函数的边际消费倾向发生改变。

再用Stata软件对2005年前后两个时期进行回归，根据如表6、表7的回归结果得出2005年前后我国城镇居民人均消费函数分别为：

2005年前，Y^2=196.593+0.724X2

2005年后，Y^2=926.881+0.585X2

可以看出，我国城镇居民的边际消费倾向在2005年前后呈现出下降的趋势，即城镇收入对消费的影响程度降低了，从0.724降低至0.585，降幅为23.76%。

近年来我国社会主义市场经济不断焕发新的活力，表现在居民可支配收入显著增加、居民对生活水平和质量的要求提升等方面。在此现状下，我国农村居民2006～2020年的边际消费倾向与1990～2005年相比有所增加，而城镇居民2006～2020年的边际消费倾向却有所减少，产生这种不同的趋势变化的原因是什么呢？

三、城乡居民消费倾向变化的成因

（一）城乡居民的收支结构存在差异

“三农”问题是摆在我国发展战略中的具有深远影响的重大问题，近年来为更好解决“三农”问题，我国提出脱贫攻坚、乡村振兴等扶持战略促进农村地区经济发展。由国家统计局数据可知：1990～2020年，我国农村居民实际人均收入共增加4761.367元，且每年的增加额有上升的趋势。可见农村居民的收入水平有一定提高。在收入增加的情况下，会对消费产生一定的刺激作用。

农村居民当前大多处于收支平衡的发展阶段，而城镇居民消费在收入中的占比进一步下降。在1990～2020年期间，调整后的农村居民的消费性支出（人均）占可支配收入（人均）的比重在70%以上，且2012年以来轻微上升;与农村居民对比来看，城镇居民的此比重在2002年后明显下降，在2012年下降到70%以下，2012年后进一步下降，如图1、图2所示。而归根结底产生这种差异的原因在于：尽管1990～2020年农村居民收入水平显著提高，城乡居民之间的收入差距却进一步扩大。

因此，在农村居民超过70% 的收入都用来消费且此比重不断增加的情况下，收入对消费的拉动作用进一步增大，农村居民的边际消费倾向会变大。而城镇居民消费在收入中的占比不断下降，这也是城镇居民边际消费倾向降低的原因之一。

（二）城乡居民高收入群体占比存在差异

《2018全球不平等报告》提到，中国收入在前10%的居民群体的收入占比达到41%，且我国近年来基尼系数均超过0.4，2016年达到0.465。根据联合国开发计划署等组织的规定，0.465在0.4～0.59范围内，说明该国家不同收入群體之间的收入差距较大。而高收入人群基本居住在城镇地区，农村地区的居民中高收入人群较少，多为中低收入人群。那么，在城镇地区高收入人群较为集中且呈现增加趋势的情况下，意味着财富越来越集中在少数人手里。而财富的集中在某种程度上会抑制消费，对城镇居民的总体消费水平造成限制。在这种情况下，城镇居民的边际消费倾向呈现出随着人均收入增多反而出现降低的趋势。

（三）老龄化对城乡居民影响程度存在差异

根据我国在2021年进行的第七次人口普查数据可知，60岁及以上的人口总数已经达到了26402万人，占比18.70%，与2010年相比已经上升了5.44个百分点（其中65岁及以上19046万人，占比13.50%）。由此可以得出，我国人口老龄化现象较为严重。同时根据潘红虹、唐珏岚（2021）的实证研究可以得出，一方面，老年人口的增加即人口老龄化对居民消费有一定的抑制作用;另一方面，人口老龄化对城镇居民消费的抑制和减少作用比对农村居民更大，约是农村的2倍。

原因在于处于城镇地区的老年群体在退休之前多在固定单位工作，单位一般会提供退休金，但在退休后其收入骤然减少，自然会抑制消费。同时老年人口具有防范风险的需要和养老需求，更偏向于提高储蓄率，储蓄的增加往往会产生挤出效应，对消费产生抑制和减少作用。诚然，我国农村地区尽管老龄化程度也不低，但留在农村地区的老年人多从事农业劳动，农业劳动不受年龄的限制而取决于身体状况。此外，2009年新型农村社会养老保险试点推行以来，我国农村居民参保人数不断增加，由于保障性收入的存在，促进了农村居民的消费，从而扩大其消费倾向，造成农村居民边际消费倾向上升。

（四）城乡居民住房压力不同

近年来，城镇人口随着城镇化的建设和城市的扩张不断增加，城市的住房压力变大，商品房价格的上升速度快。据资料显示，2019年我国住宅商品房平均销售价格骤增到9287.00元/平方米，与2000年商品房平均销售价格2112.00元/平方米相比，同比增长339.73%。城镇地区房价的上升导致城镇居民增加储蓄率以便在未来购置房屋，或者直接进行按揭贷款买房，用于买房储蓄或还贷款的支出必然会产生挤出效应，对消费进行抑制，导致城镇居民的边际消费倾向下降。而农村地区的房屋所有权多掌握在居民自己手中，且多为自主建造，住房压力较小，因此，尽管农村居民住房支出有一定程度的增长，但住房支出对消费的抑制作用远小于城镇地区，这也是造成城乡居民消费倾向产生不同变动的原因之一。

四、结语

当前，我国正处于以扩大内需为主、促进国内国际双循环的背景下，研究我国城乡居民消费倾向的转变，能为进一步激发消费活力、缩小城乡发展差距提供依据。笔者对2005年前后我国农村居民、城镇居民的消费函数模型进行实证研究，从而对消费倾向是否变化、变化的程度及变化趋势进行分析，得出结论：在1990～2005年和2006～2020年两个不同的时期，我国农村居民和城镇居民的消费倾向都有变化;与1990～2005年相比，农村居民边际消费倾向在2006～2020年增加，城镇居民边际消费倾向在2006～2020年减少。原因是城乡居民的收支结构存在差异、城乡居民高收入群体占比存在差异、老龄化对城乡居民影响程度存在差异及城乡居民住房压力不同等。

参考文献：

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[5]潘红虹，唐珏岚.人口老龄化对居民消费率的影响研究[J].江西社会科学，2021，41（01）：51-60.

（作者单位：吉林大学生物与农业工程学院）