程 仁 曹正彪

（1.安慶金普惠汽車(chē)貿(mào)易有限公司，安徽 安慶 246000；2.中航云控股（廣州）有限公司，廣東 廣州 510000）

一、引言

2020年，習(xí)近平總書(shū)記首次提出要推動(dòng)形成國(guó)內(nèi)大循環(huán)為主體，國(guó)內(nèi)國(guó)際雙循環(huán)互相促進(jìn)的新發(fā)展格局，這是基于我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)入新階段、外部環(huán)境發(fā)生深刻變化而作出的戰(zhàn)略抉擇。雙循環(huán)格局的戰(zhàn)略基點(diǎn)是擴(kuò)大內(nèi)需。江蘇省既是我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高、均衡發(fā)展地區(qū)之一，也是以出口導(dǎo)向?yàn)橹鞯耐庀蛐徒?jīng)濟(jì)地區(qū)之一，一直發(fā)揮著領(lǐng)頭雁的示范作用。新形勢(shì)下如何積極利用經(jīng)濟(jì)上的先發(fā)優(yōu)勢(shì)，充分把握構(gòu)建國(guó)內(nèi)大市場(chǎng)為主、國(guó)內(nèi)國(guó)際市場(chǎng)雙循環(huán)發(fā)展格局的歷史機(jī)遇，增強(qiáng)居民消費(fèi)在國(guó)民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與循環(huán)中的作用，在率先實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級(jí)和結(jié)構(gòu)調(diào)整方面闖出一條新路，帶動(dòng)長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶沿線區(qū)域協(xié)同發(fā)展等方面繼續(xù)發(fā)揮引領(lǐng)示范作用，是江蘇省發(fā)展面臨的新課題。

二、雙循環(huán)政策背景與江蘇省居民消費(fèi)現(xiàn)狀及特征

（一）雙循環(huán)政策背景與發(fā)展階段

江蘇省地處沿海，地理區(qū)位優(yōu)勢(shì)顯著，工業(yè)起步早、基礎(chǔ)好，對(duì)外貿(mào)易發(fā)達(dá)。總體上看，近年江蘇省經(jīng)濟(jì)發(fā)展分為三個(gè)階段。第一階段從1990年至1999年，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與循環(huán)以消費(fèi)為主，呈現(xiàn)最終消費(fèi)占比不斷下降，進(jìn)出口占比持續(xù)上升的特點(diǎn)，二者差距不斷縮小，到1999年進(jìn)出口貿(mào)易總量已接近居民最終消費(fèi)。第二階段從2000年至2006年，外貿(mào)取代消費(fèi)開(kāi)始主導(dǎo)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與循環(huán)，表現(xiàn)為進(jìn)出口占GDP比重不斷上升，消費(fèi)占比持續(xù)下降，到2000年進(jìn)出口總額占GDP比重已達(dá)44.2%，居民消費(fèi)占GDP比重已降至32.9%，2005年進(jìn)出口總額占GDP比重首次超過(guò)100%，并在次年達(dá)到峰值。2007年以后是第三階段，進(jìn)出口占比出現(xiàn)拐點(diǎn)，進(jìn)入下降通道，消費(fèi)占比則緩慢上升。

第一階段是江蘇省區(qū)位優(yōu)勢(shì)初步顯現(xiàn)的時(shí)期，第二階段優(yōu)勢(shì)全面確立且不斷擴(kuò)大，入世之后我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)入快車(chē)道，江蘇省進(jìn)出口貿(mào)易持續(xù)保持高速增長(zhǎng)，2005年后進(jìn)出口總額與GDP比連續(xù)三年超過(guò)100%，對(duì)外依存度創(chuàng)新高。第三階段出現(xiàn)拐點(diǎn)，2008年國(guó)際金融危機(jī)之后，歐美主要經(jīng)濟(jì)體經(jīng)濟(jì)衰退，我國(guó)進(jìn)出口總額增長(zhǎng)放緩，江蘇省對(duì)外貿(mào)易拐點(diǎn)先于全國(guó)，隨著貿(mào)易摩擦加劇，進(jìn)出口總額與GDP比值已低于入世時(shí)的水平（見(jiàn)圖1）。

圖1 1990—2019年江蘇省居民消費(fèi)與進(jìn)出口與GDP比重變化情況

（二）居民消費(fèi)現(xiàn)狀及特點(diǎn)

2012年江蘇省人均GDP首次突破1萬(wàn)美元，經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段邁入中高等收入水平，比全國(guó)提前7年，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平進(jìn)一步提升，經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)發(fā)生深刻變化。

1.消費(fèi)增長(zhǎng)較快，總量不斷擴(kuò)大。2019年①由于2018年和2019年居民最終消費(fèi)和政府消費(fèi)年鑒數(shù)據(jù)尚未公布，本文采取利用時(shí)間序列回歸估算，為與年鑒準(zhǔn)確數(shù)據(jù)相區(qū)分，估算數(shù)值本位加“*”表示，根據(jù)估算值計(jì)算的相關(guān)數(shù)值用“約”表示。，江蘇省GDP為99631.5億元，最終消費(fèi)約為51727.9*億元，在不考慮價(jià)格變動(dòng)的情況下，GDP與消費(fèi)總量比1990年分別增長(zhǎng)了約69.4倍和61.6倍，年平均分別增長(zhǎng)15.2%和14.7%，比全國(guó)年均約高1.1個(gè)百分點(diǎn)?？傮w上看，消費(fèi)增長(zhǎng)速度慢于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平。

2.居民最終消費(fèi)占比明顯偏低，距離經(jīng)濟(jì)循環(huán)穩(wěn)態(tài)水平差距較大。2000年至2010年，江蘇省居民最終消費(fèi)占比為30%左右，比全國(guó)低10個(gè)百分點(diǎn)左右。2010年以后，江蘇省居民最終消費(fèi)率穩(wěn)步提升，到2019年已接近全國(guó)平均水平，但與達(dá)到經(jīng)濟(jì)循環(huán)穩(wěn)態(tài)水平相比還存在較大差距，不僅遠(yuǎn)低于英、美等成熟發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體60%的水平，也低于日本、德國(guó)等二戰(zhàn)后崛起的發(fā)達(dá)國(guó)家50%的水平，甚至與印度、俄羅斯等新興經(jīng)濟(jì)體相比也低了近10個(gè)百分點(diǎn)（見(jiàn)表1）。經(jīng)濟(jì)發(fā)展的內(nèi)需不足長(zhǎng)期存在且趨勢(shì)并未改變。

表1 主要經(jīng)濟(jì)體居民消費(fèi)率

3.消費(fèi)率先降后升，投資呈現(xiàn)周期波動(dòng)。1990年至2019年期間，江蘇省最終消費(fèi)占國(guó)民經(jīng)濟(jì)比例從50.6%降至最低值41.5%，2008年以后回升至51.9%，雖已接近期間最高水平，但與全國(guó)相比，消費(fèi)在經(jīng)濟(jì)中占比明顯偏低。與之相對(duì)的是，投資率長(zhǎng)期居高不下，峰值超過(guò)50%，相關(guān)研究表明投資率在40%以上意味著將可能出現(xiàn)產(chǎn)能過(guò)剩與結(jié)構(gòu)失衡的風(fēng)險(xiǎn)。1990年至2017年，江蘇省投資率長(zhǎng)期保持在45%以上，且呈現(xiàn)明顯的周期性波動(dòng)特征。2011年以后這一趨勢(shì)發(fā)生變化，投資率緩慢下降，經(jīng)濟(jì)過(guò)度依賴(lài)投資驅(qū)動(dòng)的趨勢(shì)減弱，消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與循環(huán)的驅(qū)動(dòng)力開(kāi)始增強(qiáng)（見(jiàn)圖2）。

圖2 1990—2017年江蘇省消費(fèi)率及投資率數(shù)據(jù)來(lái)源：《江蘇統(tǒng)計(jì)年鑒》。

從消費(fèi)結(jié)構(gòu)看，2010年后，消費(fèi)中居民消費(fèi)比重持續(xù)上升，政府消費(fèi)占比保持15%以下的水平。這表明江蘇省最終消費(fèi)的顯著回升得益于居民消費(fèi)的持續(xù)發(fā)力，而并非依靠政府?dāng)U張性的財(cái)政政策驅(qū)動(dòng)，消費(fèi)回升的內(nèi)生動(dòng)力較強(qiáng)。

總體而言，從發(fā)展水平看，江蘇省經(jīng)濟(jì)的較快增長(zhǎng)帶動(dòng)居民消費(fèi)水平不斷提升，消費(fèi)總量不斷擴(kuò)大；從動(dòng)因上看，經(jīng)濟(jì)循環(huán)逐漸呈現(xiàn)出內(nèi)需不足、投資比例過(guò)高的特征，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)依賴(lài)投資驅(qū)動(dòng)和出口，具體表現(xiàn)為經(jīng)濟(jì)中最終消費(fèi)占比較低。從趨勢(shì)看，江蘇省最終消費(fèi)在經(jīng)濟(jì)中占比穩(wěn)步提升，消費(fèi)的內(nèi)部結(jié)構(gòu)逐步優(yōu)化，消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與循環(huán)的驅(qū)動(dòng)力顯著增強(qiáng)。

三、居民消費(fèi)的影響因素分析

居民消費(fèi)受多重因素影響，其中經(jīng)濟(jì)制度、文化觀念與習(xí)俗、人口結(jié)構(gòu)等外生變量與收入、價(jià)格水平、利率等因素都會(huì)影響居民消費(fèi)決策和意愿，進(jìn)而決定消費(fèi)水平和總量。

（一）參數(shù)構(gòu)建與變量測(cè)度

借鑒建立總量消費(fèi)函數(shù)方法構(gòu)建居民消費(fèi)傾向指標(biāo)，先根據(jù)國(guó)民經(jīng)濟(jì)核算支出法計(jì)算的GDP、宏觀稅收收入TAX、最終居民消費(fèi)CON和物價(jià)指數(shù)CPI，計(jì)算出剔除價(jià)格因素之后的總量實(shí)際居民消費(fèi)Con、總量可支配收入Yd；其次根據(jù)永久收入假說(shuō)模型和疊加的方式，利用1996年至2019年的總量可支配收入計(jì)算出1998年至2019年期間總量永久收入Yp；最后根據(jù)凱恩斯模型計(jì)算出平均消費(fèi)傾向APC和邊際消費(fèi)傾向MPC。

目前經(jīng)濟(jì)學(xué)研究一般采用三期收入作為永久收入的近似替代，因此：

根據(jù)相對(duì)收入理論，構(gòu)建模型描述前期消費(fèi)對(duì)當(dāng)期消費(fèi)的影響，因此：

將1998年至2019年居民最終消費(fèi)和永久收入數(shù)據(jù)代入模型，計(jì)算出平均消費(fèi)傾向和邊際消費(fèi)傾向（見(jiàn)表2）。

表2 1998—2019年消費(fèi)傾向情況

可以看出，1998年至2019年，江蘇省居民平均消費(fèi)傾向在0.323—0.438之間波動(dòng)，呈現(xiàn)先下降后回升趨勢(shì)，這與凱恩斯消費(fèi)理論的結(jié)論基本相符，也與同期我國(guó)居民消費(fèi)率的變動(dòng)基本趨勢(shì)一致，表明經(jīng)濟(jì)確實(shí)存在有效需求不足的問(wèn)題，經(jīng)濟(jì)循環(huán)存在障礙；但全國(guó)平均消費(fèi)傾向目前尚未出現(xiàn)明顯上升拐點(diǎn)，因此江蘇省的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)動(dòng)能轉(zhuǎn)換確實(shí)走在全國(guó)前列，先于全國(guó)出現(xiàn)拐點(diǎn)；另一方面，邊際消費(fèi)傾向并沒(méi)有明確的收斂特征或周期性特征，這可能與邊際消費(fèi)易受到短期不確定因素干擾有關(guān)。根據(jù)對(duì)居民最終消費(fèi)和永久收入進(jìn)行線性回歸分析，得出二者之間的函數(shù)關(guān)系Con=-462.89+0.435Yp，邊際消費(fèi)傾向與平均消費(fèi)傾向較為接近①經(jīng)濟(jì)學(xué)家?guī)炱澞脑鴮?duì)美國(guó)1869年至1938年消費(fèi)和收入進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)消費(fèi)傾向在長(zhǎng)期內(nèi)趨于穩(wěn)定，即向某個(gè)水平區(qū)間收斂，而不存在邊際遞減的特征，邊際消費(fèi)傾向等于平均消費(fèi)傾向?；貧w結(jié)果不嚴(yán)格符合凱恩斯消費(fèi)函數(shù)保持正截距的假設(shè)，表明自主消費(fèi)受到抑制，經(jīng)濟(jì)循環(huán)可能出現(xiàn)障礙。，因此本文采用平均消費(fèi)傾向作為研究對(duì)象。

（二）變量選擇

1.經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。采用人均GDP和三產(chǎn)占GDP比重兩項(xiàng)指標(biāo)測(cè)算不同的經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段和水平；以消費(fèi)慣性系數(shù)衡量消費(fèi)中是否存在棘輪效應(yīng)，以政府消費(fèi)占最終消費(fèi)比來(lái)衡量是否存在擠出或擠入效應(yīng)。

2.人口因素。不同年齡層次的人口群體的消費(fèi)能力、意愿差異較大，消費(fèi)傾向也有所不同。本文考察人口中65歲以上人口和14歲以下人口比例對(duì)消費(fèi)傾向的影響。

3.制度因素。采用常住人口城鎮(zhèn)化率和城鄉(xiāng)居民收入差距比兩個(gè)指標(biāo)考察城鄉(xiāng)二元體制在制度層面上對(duì)消費(fèi)傾向的影響（見(jiàn)表3）。

表3 變量選擇及定義

（三）計(jì)量模型設(shè)定

根據(jù)Box-Cox變換確定多因素的回歸模型的形態(tài)，計(jì)算出被解釋變量APC的幾何平均值，根據(jù)該值與原解釋變量構(gòu)造新序列，代替原序列分別做線性模型和雙對(duì)數(shù)模型，得到線性模型殘差平方和RSS1和對(duì)數(shù)模型殘差平方和RSS2，計(jì)算ln（RSS2/RSS1）×n×0.5，計(jì)算值22.6大于5%的顯著水平下，自由度為13的卡方分布臨界值22.4，可判定為兩種模型在擬合優(yōu)度上有差異，線性函數(shù)優(yōu)先于非線性函數(shù)。本文選擇線性模型來(lái)進(jìn)行研究，基準(zhǔn)模型如式（6）所示：

其中，ε為隨機(jī)干擾項(xiàng)。

四、實(shí)證結(jié)果及分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

表4列示了變量的描述性統(tǒng)計(jì)，其中，人均GDP指標(biāo)均值為5.173，與其他變量的取值區(qū)間存在較大差異，且該指標(biāo)最大值和最小值也相差較大。

（二）回歸結(jié)果分析

1.模型的建立。根據(jù)前文設(shè)定的多元線性回歸模型，對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，以1990年至2019年全國(guó)CIE、PGC、GPDPC、EDL、IDG、UR、ROA、ROC 為 8 個(gè)自變量，APC作為因變量，建立的多元線性回歸模型如下：

其中，APC為被解釋變量（平均消費(fèi)傾向），β1、β2、β3、β4、β5、β6、β7、β8為待估參數(shù)，e 為常數(shù)項(xiàng)。

2.參數(shù)估計(jì)。利用計(jì)量軟件對(duì)模型參數(shù)進(jìn)行估計(jì)，得到的模型表達(dá)式為：

3.模型檢驗(yàn)。針對(duì)多重共線性檢驗(yàn)可通過(guò)簡(jiǎn)單計(jì)算變量間的相關(guān)系數(shù)，得到如表5所示相關(guān)系數(shù)矩陣。依據(jù)皮爾遜積矩相關(guān)系數(shù)，若通過(guò)檢驗(yàn)待估參數(shù)之間的相關(guān)系數(shù)r，若任意兩者之間的接近1，則說(shuō)明二者之間存在相關(guān)性，即存在多重共線性。由表5可知，部分變量之間的相關(guān)系數(shù)大于0.9，即解釋變量之間存在共線性，因此需要對(duì)模型進(jìn)行修正。

表5 主要解釋變量相關(guān)系數(shù)表

本文采用逐步回歸檢測(cè)的方法對(duì)模型的多重共線性進(jìn)行修正，判斷解釋變量GDPPC（人均GDP）、ROA（少兒系數(shù)）和UR（城鎮(zhèn)化率）與其他解釋變量之間存在共線性，因此對(duì)上述指標(biāo)做剔除處理，重新對(duì)模型進(jìn)行OLS參數(shù)估計(jì)（見(jiàn)表6），得出下列方程：

表6 修正后的OLS估計(jì)結(jié)果

（三）結(jié)論分析

通過(guò)計(jì)量分析影響江蘇省居民消費(fèi)傾向的因素，得出如下結(jié)論：

1.政府消費(fèi)對(duì)居民消費(fèi)具有“擠出效應(yīng)”。由方程可知，政府消費(fèi)占比每上升1%會(huì)導(dǎo)致平均消費(fèi)傾向下降0.009。政府消費(fèi)占比與平均消費(fèi)傾向存在負(fù)向變動(dòng)關(guān)系，表明政府消費(fèi)對(duì)居民最終消費(fèi)具有“擠出效應(yīng)”，即政府消費(fèi)對(duì)居民消費(fèi)有抑制作用。

2.縮小收入分配差距不能提高消費(fèi)傾向。收入分配差距與消費(fèi)傾向變動(dòng)呈負(fù)相關(guān)。這與傳統(tǒng)理論或研究觀點(diǎn)不一致，傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)理論認(rèn)為居民收入差距擴(kuò)大是影響居民消費(fèi)的重要因素，如高收入居民群體整體消費(fèi)傾向較小，低收入群體有消費(fèi)需求但缺乏消費(fèi)能力，整個(gè)社會(huì)消費(fèi)函數(shù)低于潛在目標(biāo)水平，因此縮小不同群體之間收入分配差距能提高社會(huì)整體消費(fèi)傾向。在對(duì)比研究中發(fā)現(xiàn)，江蘇省的城鄉(xiāng)收入分配差距與全國(guó)相比較小，處于比較優(yōu)化區(qū)間，已不具備通過(guò)縮小收入差距調(diào)控消費(fèi)的操作空間。

3.少兒系數(shù)對(duì)提升居民消費(fèi)有顯著帶動(dòng)作用。平均消費(fèi)傾向?qū)ι賰合禂?shù)的彈性大于2，即少兒系數(shù)每提高1個(gè)百分點(diǎn)，平均消費(fèi)傾向提升0.02。江蘇省少兒系數(shù)一直較低，這或許是導(dǎo)致消費(fèi)傾向偏低的重要原因之一。

4.過(guò)去的消費(fèi)水平對(duì)當(dāng)期消費(fèi)并不存在明顯帶動(dòng)效應(yīng)，甚至可能會(huì)抑制消費(fèi)。消費(fèi)慣性與平均消費(fèi)傾向變動(dòng)呈負(fù)相關(guān)，表明當(dāng)期居民最終消費(fèi)傾向并不受過(guò)去消費(fèi)水平的影響，杜森貝利的消費(fèi)具有棘輪效應(yīng)和示范效應(yīng)的假設(shè)似乎不成立，其原因可能是分析期間居民消費(fèi)理念、消費(fèi)文化發(fā)生較大變化。

五、提高居民消費(fèi)傾向的措施與建議

消費(fèi)傾向由消費(fèi)能力與消費(fèi)意愿共同決定，消費(fèi)能力與收入密切相關(guān)，消費(fèi)意愿則與預(yù)期、信心、公共福利以及社會(huì)保障制度等多種因素有關(guān)?？傮w來(lái)說(shuō)，擴(kuò)大居民消費(fèi)、充分利用消費(fèi)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)循環(huán)，關(guān)鍵要從以下方面著手。

（一）優(yōu)化公共服務(wù)，增強(qiáng)福利性支出，提升居民消費(fèi)信心與消費(fèi)意愿

在居民有效消費(fèi)不足的情況下，政府?dāng)U張性財(cái)政政策是有效的。鑒于政府消費(fèi)可能導(dǎo)致對(duì)居民消費(fèi)的擠出效應(yīng)，應(yīng)采取除增加政府消費(fèi)之外的其他政策促進(jìn)居民增加消費(fèi)。如出臺(tái)鼓勵(lì)消費(fèi)的政策，完善社會(huì)保障與福利制度，加大公共福利開(kāi)支，增強(qiáng)居民消費(fèi)信心；通過(guò)降稅間接增加居民收入，或?qū)Σ糠中袠I(yè)與商品實(shí)行消費(fèi)補(bǔ)貼和價(jià)格優(yōu)惠，鼓勵(lì)居民增加消費(fèi)開(kāi)支。

（二）加快經(jīng)濟(jì)升級(jí)，帶動(dòng)其他消費(fèi)性產(chǎn)業(yè)發(fā)展，優(yōu)化消費(fèi)結(jié)構(gòu)

充分挖掘得天獨(dú)厚的歷史文化資源，加快服務(wù)業(yè)特別是消費(fèi)性產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，如創(chuàng)意文化產(chǎn)業(yè)、特色休閑觀光旅游、數(shù)字經(jīng)濟(jì)等消費(fèi)性產(chǎn)業(yè)，努力建設(shè)成為區(qū)域消費(fèi)中心；充分創(chuàng)造與滿足居民多元化消費(fèi)性需求，不斷提升服務(wù)業(yè)在經(jīng)濟(jì)中的比重，發(fā)揮消費(fèi)在經(jīng)濟(jì)循環(huán)中的內(nèi)生動(dòng)力作用。

（三）優(yōu)化人口結(jié)構(gòu)，妥善應(yīng)對(duì)人口少子化趨勢(shì)，增強(qiáng)消費(fèi)后勁與潛力

制定與完善生育福利措施與配套支持政策，實(shí)行專(zhuān)項(xiàng)補(bǔ)貼和生育配套服務(wù)，鼓勵(lì)優(yōu)生優(yōu)育；實(shí)施人才引進(jìn)計(jì)劃，吸引高素質(zhì)年輕人口流入，擴(kuò)大消費(fèi)群體與增強(qiáng)購(gòu)買(mǎi)力，彌補(bǔ)人口老齡化和少子化帶來(lái)的消費(fèi)不足。