周覺 李海松

摘要：居民的消費(fèi)水平的提高是發(fā)揮消費(fèi)在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中的基礎(chǔ)性作用的關(guān)鍵，隨著居民消費(fèi)水平增長(zhǎng)的放緩，否存在“邊際消費(fèi)傾向遞減”引起關(guān)注。文章通過相對(duì)收入模型計(jì)算出1982年到2016年間我國(guó)城鎮(zhèn)、農(nóng)村以及全國(guó)的邊際消費(fèi)傾向，然后通過granger因果關(guān)系檢驗(yàn)后得出，我國(guó)城市地區(qū)確實(shí)存在邊際消費(fèi)傾向遞減的現(xiàn)象，而我國(guó)農(nóng)村則不存在邊際消費(fèi)傾向遞減的現(xiàn)象。因此，要提高居民的消費(fèi)水平不僅要增加居民收入而且要研究影響居民消費(fèi)傾向的長(zhǎng)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(fèi)傾向遞減；granger檢驗(yàn)；增加收入；提高消費(fèi)傾向

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

中圖分類號(hào)：F126 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1006-4311（2018）27-0006-04

0 引言

近年來，我國(guó)居民消費(fèi)水平逐年提高。到2016年底，我國(guó)城鎮(zhèn)地區(qū)居民消費(fèi)水平已達(dá)23079元，農(nóng)村地區(qū)居民消費(fèi)水平達(dá)10130元①。商務(wù)部數(shù)據(jù)顯示，2016年全年社會(huì)消費(fèi)品零售總額為33.2萬億元，增長(zhǎng)10.4%。最終消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率為64.6%，比2015年提高4.9個(gè)百分點(diǎn)，為新世紀(jì)以來最高水平②，消費(fèi)已經(jīng)成為了我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)最重要的拉動(dòng)力。

同時(shí)，隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)進(jìn)入“新常態(tài)”，我國(guó)居民消費(fèi)水平的增速出現(xiàn)了放緩的趨勢(shì)。根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)顯示，近5年中，我國(guó)城鎮(zhèn)地區(qū)消費(fèi)增速穩(wěn)定在8%左右，而農(nóng)村地區(qū)消費(fèi)增速穩(wěn)定在10%左右。十九大報(bào)告指出，要繼續(xù)發(fā)揮消費(fèi)對(duì)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(fèi)水平，使其與我國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相匹配。

但在一些國(guó)家和地區(qū)的實(shí)踐中出現(xiàn)了“邊際消費(fèi)傾向遞減”的現(xiàn)象，即隨著收入的增加，邊際消費(fèi)傾向反而降低了。這不僅使得增加收入無法有效提升消費(fèi)水平的，同時(shí)，一旦收入增加的幅度小于消費(fèi)傾向減少的幅度，收入增加反而會(huì)降低現(xiàn)有的消費(fèi)水平。

因此，為了促進(jìn)我國(guó)居民消費(fèi)水平的提升，是選擇通過長(zhǎng)期的改革提高消費(fèi)傾向還是通過短期的措施提高居民收入，需要通過實(shí)證分析確認(rèn)我國(guó)是否存在“邊際消費(fèi)傾向遞減”現(xiàn)象。本文以1982年到2016年我國(guó)居民收入與消費(fèi)的相關(guān)年度數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，針對(duì)我國(guó)目前城市與農(nóng)村存在的差異，分別求出我國(guó)城鎮(zhèn)、農(nóng)村以及全國(guó)的邊際消費(fèi)傾向，再將消費(fèi)傾向與收入的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析③。

1 城鎮(zhèn)、農(nóng)村及全國(guó)的邊際消費(fèi)傾向

以1978年為基年，對(duì)我國(guó)城鎮(zhèn)、農(nóng)村以及全國(guó)的人均可支配收入和人均消費(fèi)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(guó)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(fèi)CU，農(nóng)村居民人均消費(fèi)CR、全國(guó)居民人均消費(fèi)CT。邊際消費(fèi)傾向?yàn)椋?/p>

考慮到異方差存在的可能性，對(duì)CU、CR、CT和YU、YR、YT取對(duì)數(shù)可以消除異方差，并且保持?jǐn)?shù)據(jù)的序列特點(diǎn)和協(xié)整關(guān)系不變，取對(duì)數(shù)后用ADF檢驗(yàn)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。

表1可知，六組時(shí)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(fèi)之間的協(xié)整關(guān)系存在，就可以對(duì)人均收入和人均消費(fèi)進(jìn)行回歸分析。因此需要對(duì)城鎮(zhèn)、農(nóng)村和全國(guó)的收入與消費(fèi)序列進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。本文采用基于模型回歸殘差的協(xié)整檢驗(yàn)，先求人均消費(fèi)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(yàn)結(jié)果顯示，各組變量的系數(shù)均通過了T檢驗(yàn)，并且R方為均大于0.99，同時(shí)也通過了F檢驗(yàn)，擬合效果較好。

對(duì)上述回歸結(jié)果的殘差residU（城鎮(zhèn)組）、residR（農(nóng)村組）、residT（全國(guó)組）分別進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。（表3）

檢驗(yàn)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(fèi)之間存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系，可以運(yùn)用回歸分析的方法對(duì)三組序列進(jìn)行分析。

式（1）（2）（3）表示的是LNRC與LNRY的長(zhǎng)期均衡關(guān)系。而在短期內(nèi)，居民消費(fèi)在一定程度上受到上期收入以及上期消費(fèi)的影響。因此，應(yīng)當(dāng)對(duì)上述長(zhǎng)期模型進(jìn)行補(bǔ)充，加入前一期的收入與消費(fèi)來求得短期收入——消費(fèi)關(guān)系。構(gòu)建如下LNC與LNY的修正模型：

通過式（4）對(duì)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(guó)的收入彈性分別為0.630458、0.4477823、0.59581。根據(jù)收入的消費(fèi)彈性與邊際消費(fèi)傾向的關(guān)系

將各期的居民消費(fèi)以及人均收入代入上式，可以得到城鎮(zhèn)、農(nóng)村、全國(guó)居民的邊際消費(fèi)傾向（MPCU、MPCR、MPCT）的時(shí)間序列。

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

將上文通過實(shí)證求得的城鎮(zhèn)、農(nóng)村以及全國(guó)的邊際消費(fèi)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(fèi)傾向在平穩(wěn)地下降外，農(nóng)村以及全國(guó)的邊際消費(fèi)傾向在近幾年在均呈現(xiàn)波動(dòng)的趨勢(shì)，同時(shí)，人均可支配收入在近年來呈明顯的上升趨勢(shì)，無法直接判斷收入變化對(duì)消費(fèi)傾向是否存在影響，因此需要對(duì)兩者之間是否存在相關(guān)關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)?？紤]到邊際消費(fèi)傾向序列與人均可支配收入序列均為時(shí)間序列，驗(yàn)證二者之間是否存在相關(guān)關(guān)系，需要運(yùn)用時(shí)間序列分析技術(shù)進(jìn)行驗(yàn)證。

首先檢驗(yàn)邊際消費(fèi)傾向序列的平穩(wěn)性。對(duì)城鎮(zhèn)、農(nóng)村以及全國(guó)的邊際消費(fèi)傾向做ADF單位根檢驗(yàn)。（表5）

結(jié)果可知，邊際消費(fèi)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(duì)邊際消費(fèi)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(fèi)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(guó)組的常數(shù)外，各項(xiàng)系數(shù)均通過t檢驗(yàn)，總體回歸方程均通過F檢驗(yàn)，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(guó)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(yàn)，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(fèi)傾向與收入之間存在長(zhǎng)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(fèi)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(fèi)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(yàn)。

本文采用同時(shí)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(yàn)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(guó)組的最優(yōu)滯后期為1。對(duì)三組回歸各方數(shù)據(jù)進(jìn)行g(shù)ranger因果關(guān)系檢驗(yàn)，結(jié)果如表8。

檢驗(yàn)結(jié)果顯示，“城鎮(zhèn)居民收入不是城鎮(zhèn)邊際消費(fèi)傾向的granger原因”和“全國(guó)居民收入不是全國(guó)邊際消費(fèi)傾向的granger原因”兩個(gè)原假設(shè)均被拒絕，其他原假設(shè)不能被拒絕。即，在我國(guó)城鎮(zhèn)地區(qū)以及全國(guó)范圍內(nèi)，收入的變化會(huì)導(dǎo)致邊際消費(fèi)傾向的變化，邊際消費(fèi)傾向的變化不會(huì)導(dǎo)致收入的變化；在農(nóng)村，邊際消費(fèi)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(zhǎng)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(fèi)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(guó)居民收入增加1%，全國(guó)邊際消費(fèi)傾向平均減少0.103%。對(duì)于式（9）而言，雖然農(nóng)村的收入與邊際消費(fèi)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(fèi)傾向關(guān)系的結(jié)論

第一，城鎮(zhèn)地區(qū)確實(shí)存在著邊際消費(fèi)遞減現(xiàn)象，并且收入的增加對(duì)邊際消費(fèi)傾向的下降影響顯著。城鎮(zhèn)地區(qū)收入與邊際消費(fèi)傾向之間存在協(xié)整關(guān)系，收入與邊際消費(fèi)傾向之間的系數(shù)通過了顯著性檢驗(yàn)，granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果顯示收入是邊際消費(fèi)傾向變化的因素，而邊際消費(fèi)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(duì)完整地描述因變量（城鎮(zhèn)地區(qū)邊際消費(fèi)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(fèi)傾向變化的主要因素。

第二，農(nóng)村地區(qū)邊際消費(fèi)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(fèi)傾向之間存在協(xié)整關(guān)系，并且收入與邊際消費(fèi)傾向之間的系數(shù)也通過了顯著性檢驗(yàn)，但granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果顯示，農(nóng)村地區(qū)收入的變化不是邊際消費(fèi)傾向的原因，邊際消費(fèi)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(fèi)傾向的變化，即存在其他影響邊際消費(fèi)傾向的因素。

3.2 實(shí)證結(jié)論對(duì)政策制定的啟示

實(shí)證結(jié)論對(duì)于如何出臺(tái)有效政策提高我國(guó)城鄉(xiāng)地區(qū)的消費(fèi)水平提供了一定的啟示：

首先，對(duì)于我國(guó)城鎮(zhèn)地區(qū)而言，由于城鎮(zhèn)地區(qū)存在邊際消費(fèi)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(huì)導(dǎo)致消費(fèi)傾向降低，不利于進(jìn)一步提高城鎮(zhèn)地區(qū)的消費(fèi)水平。近20年，隨著人均收入的逐年增長(zhǎng)，邊際消費(fèi)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(fèi)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(zhǎng)帶來的消費(fèi)量的增加。由此，城鎮(zhèn)地區(qū)應(yīng)當(dāng)更加注重消費(fèi)環(huán)境的營(yíng)造和消費(fèi)制度的改善，進(jìn)一步完善社會(huì)信用制度和消費(fèi)者保障制度，鼓勵(lì)地方通過創(chuàng)新促進(jìn)消費(fèi)對(duì)象的多元化發(fā)展，滿足城鎮(zhèn)居民對(duì)美好生活的需求，提高居民消費(fèi)傾向。

不過，由于現(xiàn)階段收入變化是城鎮(zhèn)地區(qū)消費(fèi)傾向變化最主要的原因，要通過其他途徑提高消費(fèi)傾向相對(duì)較困難。因此，對(duì)于城鎮(zhèn)地區(qū)而言，政策制定者要對(duì)不同城鎮(zhèn)的消費(fèi)環(huán)境和消費(fèi)制度的提升空間進(jìn)行合理評(píng)估，在消費(fèi)環(huán)境和消費(fèi)制度相對(duì)不完善的地區(qū)，應(yīng)當(dāng)著重加強(qiáng)消費(fèi)環(huán)境和消費(fèi)制度的建設(shè)；在消費(fèi)制度和消費(fèi)環(huán)境比較完善的地區(qū)，提高消費(fèi)傾向是一個(gè)長(zhǎng)期中逐漸實(shí)現(xiàn)的過程，必須要做好長(zhǎng)期規(guī)劃的準(zhǔn)備。

其次，在我國(guó)農(nóng)村地區(qū)，收入的增加不會(huì)降低邊際消費(fèi)傾向，農(nóng)村地區(qū)的消費(fèi)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(fèi)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(shí)，我國(guó)農(nóng)村地區(qū)，存在著收入以外的其他因素，包括消費(fèi)習(xí)慣、消費(fèi)環(huán)境、教育水平等，這些因素的變化會(huì)對(duì)農(nóng)村地區(qū)的消費(fèi)傾向產(chǎn)生較大的影響，這些有可能會(huì)提高邊際消費(fèi)傾向，也有可能降低邊際消費(fèi)傾向。這使得農(nóng)村地區(qū)的邊際消費(fèi)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(duì)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(jiān)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(duì)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(fèi)傾向的因素，掌握我國(guó)農(nóng)村地區(qū)消費(fèi)傾向變化的具體規(guī)律，為進(jìn)一步出臺(tái)提高農(nóng)民消費(fèi)傾向的有效政策提出依據(jù)。同時(shí)，對(duì)于農(nóng)村地區(qū)已經(jīng)存在的影響消費(fèi)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(xiàng)保障制度提高農(nóng)民的消費(fèi)傾向。

注釋：

①數(shù)據(jù)來源中國(guó)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(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2013～2016》、國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站。

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

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