居民邊際消費傾向的城鄉比較

摘要:消費需求是擴大內需、促進經濟持續增長的根本動力。研究表明，城鎮與農村居民的收入和消費之間具有長期的協整性，但城鄉的協整關系不同。城鄉居民的邊際消費傾向表現出顯著的差異性:城鎮居民長期平均的邊際消費傾向較穩定，而農村居民的邊際消費傾向則有較大變動。因此，應根據城鄉居民的消費特征，采取增加低收入階層的收入，培育新的消費點，完善農村社會保障等措施。

關鍵詞:邊際消費傾向;協整;誤差修正模型;城鎮居民;農村居民

中圖分類號:F224.0 文獻標識碼:A 文章編號:1003-3890(2010)02-0017-05

一、引言

作為經濟增長的“三駕馬車”之一，消費需求是擴大內需、促進經濟持續增長的根本動力。邊際消費傾向則反映了增加1單位收入中用于增加消費部分的比率。對居民邊際消費傾向的研究，對于制定經濟政策，調整產業結構，擴大城鄉居民的消費需求以拉動經濟增長等具有十分重要的現實意義。由于歷史發展的原因，我國城鄉二元經濟結構的特征突出，城鎮居民和農村居民在消費行為方面也表現出各自的特征，邊際消費傾向差別較大。

四川省是我國西部大省，城鄉經濟差別顯著，其省會成都市是全國統籌城鄉綜合配套改革試驗區之一，四川省的經濟發展在我國特別是西部地區具有典型性和代表性。本文基于協整及誤差修正模型(ECM)理論，以四川省為例，對城鎮和農村居民的邊際消費傾向進行實證比較研究，以揭示城鄉居民消費特征的差異及其原因。

二、文獻回顧

在消費與收入關系的研究文獻中，早期最具代表性的是凱恩斯(J. M. Keynes，1936)的絕對收入假說消費函數，其提出邊際消費傾向遞減;杜森貝里(J. S. Duesenberry，1949)則從消費的“示范效應”和“棘輪效應”考察了消費相對收入的變動;莫迪利亞尼(F. Modigliani，1954)從生命周期的角度考察了消費者效用最大化下的跨期選擇;弗里德曼(M. Friedman，1957)則將居民收入區分為持久收入和暫時收入，考察這兩類收入對消費的不同影響。進入20世紀90年代，消費研究在理論和實證分析上出現了兩個方面的重大突破:在理論上，迪頓(Deaton，1991)和卡羅爾(Carroll，1992)以預防性儲蓄理論為基礎，提出“緩沖庫存模型”，認為消費者儲蓄的目的不僅僅只是將收入均等分配于整個生命周期，還在于為了防范不確定性事件的發生;在實證分析方法上，將誤差修正模型開始應用于消費行為的研究。

國內在消費行為的研究中成果豐富，比較典型的如臧旭恒(1994)運用持久收入假說考察了中國居民的消費行為;韓立巖(1998)運用協整理論實證分析了中國居民收入消費關系;孫鳳(2002)和朱信凱(2003)分別研究了中國城鎮和農村居民的消費函數;張繼海、臧旭恒(2005)實證研究了中國城鎮居民收入和消費的協整性;董長瑞、梁紀堯(2006)根據持久收入假說研究了中國農民的持久收入與消費的協整關系;曹鑫、黃曉治(2007)分析了廣西城鄉居民收入和消費之間的關系及其差異。

上述成果，從理論和實證角度對消費與收入的關系進行了豐富的研究，但分析主要集中于居民收入與消費的關系層面上。本文立足于對居民邊際消費傾向的考察，通過城鄉比較，深入挖掘城鄉居民的邊際消費傾向的不同特征及其原因。

三、四川省城鄉居民邊際消費傾向實證模型

(一)變量選取與數據處理

邊際消費傾向反映了增加1單位收入中用于增加消費部分的比率。本文選取如下變量對城鄉居民的消費傾向進行比較研究:(1)城鎮居民家庭平均每人全年可支配收入，該指標反映了城鎮居民的收入水平;(2)城鎮居民家庭平均每人全年消費性支出，反映了城鎮居民的消費水平;(3)農村居民家庭平均每人年純收入，反映了農村居民的收入水平;(4)農村居民家庭平均每人全年生活消費支出，反映了農村居民的消費水平。

樣本數據為四川省1978-2007年的收入和消費數據，數據采自中經網統計數據庫。為消除價格因素的影響，采用以1978年為基期的城鄉居民消費價格指數分別對城鄉居民的收入和消費名義數據進行平減，得到實際的人均收入和消費數據，分別用UI、RI、UC和RC表示，定義如下:

UI——城鎮居民實際人均收入，UC——城鎮居民實際人均消費支出;RI——農村居民實際人均收入，RC——農村居民實際人均消費支出。

依據有關數據，經整理，得到四川省城鄉居民收入和消費序列的散點圖(見圖1)。

(二)收入與消費的單整性檢驗

文章利用Eviews5.1軟件并采用ADF檢驗，對收入和消費序列進行單整性檢驗。ADF檢驗的滯后期由赤池信息準則(AIC)給出。通過反復試算，得到如下結果(見表1)。

從表1得到，在5%的顯著性水平下，變量UI、UC及其1階差分序列的ADF統計量大于臨界值，表明序列是非平穩的，存在單位根;而其2階差分序列的ADF統計量則小于臨界值，是平穩的。同理，RI和RC原始序列是非平穩的，而其1階差分序列則是平穩的。由此得出結論:UI和UC為2階單整序列，而RI和RC為1階單整序列，即:UI～I(2)，UC～I(2)，RI～I(1)，RC～I(1)。

(三)收入與消費的協整性檢驗

居民的邊際消費傾向由收入和消費的關系即消費函數來反映。根據凱恩斯的絕對收入假說，首先建立線性的消費函數，即收入—消費的協整方程;而收入—消費的協整性則需要通過其后的協整性檢驗。

1. 城鎮居民收入—消費的協整方程。城鎮居民收入和消費均為2階單整序列，因此可能是協整的。可以建立收入—消費的協整方程，并且為了消除自相關，采用GLS估計得到以下協整方程:

t=(5.81) (48.11)

p=(0.0000)(0.0000)

R2=0.997 R2=0.996 F=4291.004 D.W.=1.98

估計方程的統計檢驗顯示，模型具有優良的統計性質。且沒有異方差和自相關，計量經濟學性質良好。0.746表示城鎮居民的邊際消費傾向，即收入每變動1單位所引起的消費的變動量，經濟意義合理。

2. 農村居民收入—消費的協整方程。同理可得農村居民收入—消費的協整方程。但實證研究表明，在整個研究期間(1978—2007年)，農村居民收入—消費不存在同一的協整方程。從圖1(a)中看到，以1996年為界，在1996年之前，農村居民收入—消費高度一致，表現出完全一致的動態趨勢，而在1996年之后，消費的增長則明顯慢于收入的增長速度。為了刻畫1996年前后農村居民收入—消費的這種變化特征，引入虛擬變量Dt，其取值為:

Dt=0 1996年之前1 1996年之后

據此建立收入—消費協整方程，并采用GLS估計得到如下估計結果:

t=(54.62) (-3.94)(2.65)

p=(0.0000)(0.0007)(0.0147)

R2=0.993 R2=0.992 D.W.=2.27

向。結合前述農村居民收入—消費序列散點圖(圖1(a))，可知前后兩段時間里有不同的邊際消費傾向與實際情況是一致的。

3. 城鄉居民收入—消費的協整性檢驗。上述協整方程的有效性有賴于收入—消費的協整性檢驗，以確定收入—消費是否存在前述協整關系。采用AEG方法對城鄉居民收入—消費的協整性進行檢驗，其實質是對上述協整方程的殘差進行平穩性檢驗，檢驗結果如下(見表2)。

檢驗結果表明，根據上述方式建立的收入與消費的協整方程，其殘差是平穩的。因此，收入與消費是協整的，原協整方程成立，可以建立收入—消費的誤差修正模型。

(四)四川省城鄉居民收入—消費的誤差修正模型

1. 城鎮居民收入—消費的誤差修正模型。以式(1)所表示的協整方程為基礎，建立城鎮居民收入—消費的誤差修正模型。經反復試算，得到如下較好的估計結果:

t=(14.31)(-2.65)

p=(0.0000) (0.0134)

R2=0.734 R2=0.723 D.W.=1.81 S.E.=17.027

2. 農村居民收入—消費的誤差修正模型。同理，以式(2)的協整方程為基礎，經估計得到農村居民收入—消費的誤差修正模型估計結果:

t=(7.70) (-2.39)

p=(0.0000)(0.0257)

R2=0.6774 R2=0.647 D.W.=1.81 S.E.=17.027

對模型進行統計顯著性檢驗和計量經濟檢驗的結果表明，模型(4)、(5)具有良好的統計性質和計量經濟性質，可以用作四川省城鄉居民消費行為的分析。

四、城鄉居民邊際消費傾向比較分析

(一)城鄉居民邊際消費傾向特點比較

根據實證模型的式(1)、(3)、(4)和(5)，整理得到四川省城鄉居民收入—消費的協整方程和誤差修正模型(見表3)。

模型(1)和(4)分別反映了四川省城鎮居民收入—消費的協整方程和誤差修正模型。根據模型(1)，四川省城鎮居民的邊際消費傾向為0.746，即從長期看，收入每增加1個單位，則消費平均增加0.746個單位。根據模型(4)，城鎮居民消費水平的短期變化，主要受收入水平短期變動和上一期非均衡誤差的影響，其影響強度分別為0.709和0.556，其中短期收入變動對消費有正向約束作用，而非均衡誤差對短期消費變動的影響是負數，為反向修正作用。

模型(3)和(5)表示了四川省農村居民收入—消費的長期協整關系與誤差修正模型。結果表明，從長期來看，四川省農村居民的收入—消費沒有同一的協整關系，而是以1996年為界，前后表現出不同的協整關系。1996年之前，農村居民的長期平均消費傾向為0.904，邊際消費傾向較高;1996年之后，其平均邊際消費傾向則下降到0.640。而從誤差修正模型看，消費短期變動受收入水平短期變動和上一期非均衡誤差影響的強度分別為0.714和0.398，其中非均衡誤差為反向修正。

比較城鄉居民的收入—消費的協整方程及誤差修正模型，可以得到城鎮和農村居民的邊際消費傾向存在以下顯著差異:

1. 城鄉居民消費的行為模式不同。收入—消費的協整方程反映了收入與消費之間的長期關系，即消費隨收入變動而變動的情況，體現了居民消費的行為模式。從協整方程看，城鎮居民的收入與消費在研究期間具有統一的協整方程，邊際消費傾向是一致的，沒有顯著變化;而農村居民的收入—消費關系則在1996年前后表現出不同的特點，邊際消費傾向發生了根本性的變化。

2. 從具體的數值看，城鄉居民的邊際消費傾向大小不同。城鎮居民的平均邊際消費傾向為0.746，在1978-2007年比較穩定;而農村居民在1996前為0.904，較之城鎮居民的為高;而在1996年之后，則下降為0.640，反而低于城鎮居民。

3. 收入及非均衡誤差的短期效應不同。從收入—消費的誤差修正模型看，城鄉居民短期收入變動對消費的影響分別為0.709和0.714，兩者相差不大;而從非均衡誤差的修正強度來看，城鎮和農村居民誤差修正模型的非均衡誤差修正系數分別為0.556和0.398，城鎮的修正強度大于農村。

(二)城鄉居民邊際消費傾向差異的原因分析

導致城鄉居民邊際消費傾向差異的原因是多方面的，主要有以下兩點:

1. 收入增長的影響。由于我國長時期的高積累低消費政策主張，使得城鄉居民的消費需求長期處于非正常的低水平狀態。改革開放以來，四川省經濟有了較大的發展，但城鄉經濟發展并不平衡，城鄉收入差距進一步拉大(見表4)。

由于城鎮居民收入水平不僅起點較高且增長較快，城鄉居民收入差距呈現出擴大的趨勢，由1978年的1∶2.896擴大到2007年的1∶3.129，人均收入的絕對差在2007年更是高達7 551.59元。相對穩定的收入預期和相對健全的社會保障機制，使城鎮居民的邊際消費傾向較穩定。而城鄉收入差距的擴大以及隨著改革開放政策的實施，農村居民風險意識的增強，使居民儲蓄意愿不斷增加，導致邊際消費傾向較大幅度的下降。

2. 教育、醫療、住房市場化改革的影響。1998年以來實行的教育、醫療、住房全面市場化改革，對城鄉居民消費產生了不同影響(見表5)。

表5反映了教育、醫療、住房市場化改革對城鄉居民消費的不同影響。城鎮居民對住房、醫療和教育的依賴性強烈，受市場化改革的影響很大，在住房、醫療和教育上的支出由1995年人均652.62元迅速增加到2006年的2 154.63，增加了1 502.01元;在總消費性支出中所占的比重由1995年的19.03%上升到2006年的28.63%，提高了9.6個百分點。同期農村居民的上述支出只增加了453.55元;比重上升了7.4個百分點。因此，從絕對數和相對量上來看，教育、醫療、住房改革使城鎮居民受到了更大的影響，刺激了城鎮居民總消費性支出的增加。而在農村，由于收入水平和教育醫療條件限制，農民“有病不看，有學不上”的現象依然存在，造成對教育和醫療的有效需求相對較低，加之農村住房多為自行修建，因此，來自教育、醫療、住房市場化改革的沖擊現階段尚未完全表現出來，影響不突出，農村居民在教育、醫療、居住三項的支出增長不如城鎮顯著，對消費總量的拉動作用有限，表現為邊際消費傾向較低。

五、結論及建議

通過對1978-2007年樣本區間的城鄉居民邊際消費傾向的比較分析可得出以下結論:(1)城鎮與農村居民的收入和消費具有長期協整性，但城鄉的協整關系不同;(2)城鄉居民的邊際消費傾向表現出顯著的差異性:城鎮居民有較穩定的長期平均邊際消費傾向，而農村居民的邊際消費傾向則有較大變動，在1996年前較城鎮居民的為大，而1996年之后則下降到低于城鎮居民的水平;(3)從短期來看，收入變動和非均衡誤差對城鄉居民的消費波動有顯著影響，而城鎮居民表現尤為突出。總體而言，由于收入水平差異和教育、醫療、住房的市場化改革對城鄉居民的不同影響，城鄉居民邊際消費傾向表現出各自的特點，差異較大。特別地，我們發現1996年以后，農村居民的邊際消費傾向很低，“有效需求不足”的特點表現得十分明顯。

因此，為了擴大內需，促進消費需求持續增長，需要根據城鄉居民的消費特征，采取有針對性的措施。首先是增加居民收入，特別是增加低收入階層的收入，實現“經濟發展—收入增加—消費增長—經濟發展”的良性互動;其次要努力培育新的消費點，通過商品創新，豐富商品市場，滿足居民多樣化的消費需求;最后，加強農村消費市場建設，通過完善農村社會保障制度，增強居民消費信心，擴大農村居民的有效需求。

參考文獻:

[1]Molana， H.. The role of income in the consumption function: A review of on-going developments[J]. Scottish Journal of Political Economy， Aug 1993， Vol. 40 Issue 3.

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[3]韓立巖.中國收入——消費關系的協整分析與模糊分析[J].管理世界，1998，(5).

[4]孫鳳.消費者行為數量研究——以中國城鎮居民為例[M].上海:上海人民出版社，2002.

[5]朱信凱.中國農戶消費函數研究[M].北京:中國農業出版社，2003.

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[7]董長瑞，梁紀堯.中國農民持久收入與消費的協整分析[J].中國農村觀察，2006，(2).

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[9]達摩達爾·古扎拉蒂.計量經濟學基礎[M].北京:中國人民大學出版社，2005.

責任編輯:艾 嵐

責任校對:世 玲

Comparative Study on the MPC of Urban and Rural Households

Zhang Wenai1，2

(1. Economy and Trade School， Chongqing Technology and Business University， Chongqing 400067， China;

(2. School of Statistics， Southwest University of Finance Economics， Chengdu 610074， China)

Abstract:Consumption demand is the essential force to develop national economy. The income and consumption of urban and rural households are integrated in the long-term run， while the integrated function between urban and rural households are different. Therefore the MPC of urban and rural households is different obviously: MPC of urban households is stable， while that of rural households changes significantly. So we should take the practiacl measures according to the consume characters of urban and rural households， suchas increasing the income of low-income stage， cultivating the new consumption focus and perfecting rural social gurantee.

Key words: MPC; cointegration; ECM; urban households; rural households