基于農村、城鎮邊際消費傾向波動的需求策略研究

李雨桐

(延邊大學經濟管理學院 吉林 延邊 133000)

一、引言

消費是社會再生產過程中的最終環節，也是拉動經濟增長的首要因素。根據商務部2019年商務工作及運行情況發布會報告顯示，2019年，我國社會消費品零售總額41.2萬億元，同比增長8%，消費對經濟增長貢獻率57.8%，拉動GDP增長3.5個百分點，連續6年成為經濟增長第一拉動力。尤其是在當前新冠疫情影響全球經濟形勢低迷的情況下，出口外貿受到極大限制，金融市場震動投資需求大幅降低，消費對經濟增長的拉動作用也將進一步凸顯。如何在當前的經濟形勢下，進一步刺激和擴大內需，釋放經濟發展的新活力，加快經濟復蘇和發展成為十分重要的問題。

表1 居民最終消費率

數據來源：世界銀行WDI數據庫

但是目前我國的消費結構以及消費對GDP的貢獻率還存在較大提升空間，如表1所示我國居民最終消費率仍然顯著低于發達國家。為了準確評估當前我國居民的消費情況，進而針對現有問題提出合理化政策建議，本文擬選用邊際消費傾向作為觀測和衡量指標，邊際消費傾向不僅可以直觀反映出收入變化對消費的影響，還能夠體現居民的儲蓄意愿，同時邊際消費傾向對消費乘數也有直接影響。本文通過計算邊際消費傾向得出我國目前的消費情況，據此提出針對性政策建議。

二、文獻綜述

對于消費對經濟增長的貢獻程度，國內許多學者都對此進行過討論。張錦宗等(2019)通過對各國消費、投資、進出口和GDP數據進行對比、分析，得出從長期來看消費是一國GDP增長的主要貢獻點，同時消費和投資是拉動經濟長期有效發展的關鍵這一結論。李雪、蔣志華(2019)則從浙江省的情況入手，通過建立關于生產總值和城鄉居民消費水平的誤差修正模型，分析得出城市居民消費水平和農村居民消費水平每增長1%，省內GDP將分別增長2%和4%左右。由于邊際消費傾向與擴大內需的各項舉措均有密切聯系，劉曉霞(2008)直接從邊際消費傾向入手，統計分析我國1978-2007年邊際消費傾向和GDP數據，提出提高邊際消費傾向以促進經濟持續發展這一觀點。

我國的邊際消費傾向實際情況如何，以及如何選取指標并建立合適的模型進行估計和分析，也是近年來我國學者研究和討論的內容。王亮(2005)在文章中系統闡述和評析了我國現有的幾種邊際消費傾向計算方法，通過用居民消費率來替代邊際消費傾向的計算方法和其原本的概念還有較大的差距；分析具體某地的居民消費結構適宜采用線性擴展模型進行計算；直接的一階差分模型簡單易操作，但是忽略了其他可能的影響因素。楊汝岱、朱詩娥(2007)直接從城鄉家庭的微觀角度，按不同收入水平進行分級，得出低收入者和高收入者的MPC均較低這一結論。石黎卿(2009)則結合洛倫茲曲線采用數學推導式的方式來估計基尼系數與邊際消費傾向的函數關系，并據此得出中等收入人群的比例與MPC成正相關，基尼系數則為負相關的結論。儲德銀(2014)通過建立可變參數為基礎的狀態空間模型，對居民消費和收入進行實證，得出我國目前邊際消費傾向的基本趨勢，分析造成遞減現象可能是由于分配不公和保障不完善造成的。王利娟(2016)使用ELES模型對城鄉居民不同類別產品的消費傾向進行分析，實證結果顯示居住類消費傾向農村居民高于城鎮居民，食品類消費傾向基本一致，其他六類消費支出的傾向城鎮居民均高于農村居民。周覺、李海松(2018)通過相對收入模型進行估計分析，得出我國邊際消費傾向呈現遞減規律這一結論，但其回歸結果中農村邊際消費傾向低于城市與其他學者觀點不相符。楊幸圓(2020)則通過構建狀態空間模型對改革開放以來我國邊際消費傾向變化情況進行分析，為總體趨勢基本呈現倒“U”型提供論據。

綜上可知，目前消費對GDP的高貢獻率已是學界公認，邊際消費傾向也有多種計算方式，對本文的研究與思路都有很大的幫助。但對于我國獨特經濟體制以及目前的經濟形勢下如何進一步擴大內需，以及邊際消費傾向計算時使用指標的選取都有其各自時期選題的特點。本文擬通過實證回歸得到需求收入彈性，再利用需求收入彈性與邊際消費傾向之間的關系，求出2000-2018我國邊際消費傾向的變化趨勢。在求解需求收入彈性時，擬利用2000-2018年間的數據采用逐步回歸法分別引入變量，選取擬合程度最好、解釋程度最高的模型作為最終的回歸模型。通過實證估計邊際消費傾向，評估我國現階段消費存在的問題，分析提出合理可行的政策建議。

三、研究問題

(一)研究思路

(二)研究假設

在傳統凱恩斯經濟學理論中，伴隨收入的增加消費的總量也會增加，但增加程度不及收入的增長幅度，也就是說邊際消費傾向呈現遞減規律。這一理論既符合目前西方發達國家的實際情況，也與我們的常識和感受相符。

但是中國采取的社會主義市場經濟體制，以及我們目前社會主義初級階段所面對的主要矛盾，與西方發達資本主義國家之間存在顯著差異。同時，中國傳統的農耕文化和勤儉持家的思想，是否會在一定程度上影響我國居民的邊際儲蓄傾向進而影響居民邊際消費傾向。同時目前中國農業生產的工業化程度與發達國家相比仍有較大差距，基于上述分析，提出本文的第一個假設。

假設1：根據凱恩斯在《就業利息和貨幣通論》一書中的介紹，邊際消費變化趨勢實際上滿足邊際消費遞減的規律，但是在我國農村邊際消費傾向并不符合這一變化趨勢。

因此驗證和分析農村消費與可支配收入之間的關系在我國尤其重要，具有指導實踐的重要意義。

隨著我國城市化進程的深入，城市化水平的不斷提高，城市和農村之間的界限也變得更加清晰。2000年以來我國城鎮和農村居民人均可支配收入不斷上漲，但是城鎮人均可支配收入基數大，在二者增長幅度差別不大的情況下，城鄉人均可支配收入的差距卻在不斷拉大。根據國家統計局數據顯示，2000年我國城鎮和農村居民人均可支配收入的差距為3973.6元，2008年城鄉收入差距則增長到5895.99元。

除了收入上的巨大差別，城市還擁有更加開放多元的消費文化和豐富充足的消費產品。消費傾向主要反映的是隨收入增長居民消費意愿的變化情況，那么在我國目前城鎮和農村收入差距較大，消費環境存在明顯差異的情況下，我國農村和城鎮邊際消費傾向之間是否會存在一定的差異?；谝陨戏治觯疚奶岢鋈缦碌募僬f。

假設2：我國目前城鎮和農村邊際消費傾向之間存在顯著差異，農村邊際消費傾向高于城鎮邊際消費傾向。

四、實證過程

(一)數據來源和變量選取

本文使用的是2000年至2018年我國城鎮、農村和全國的人均可支配收入與居民消費水平的時間序列數據。為了提高實證結果的準確性，針對年份數據中存在的通貨膨脹問題，以2000年的價格指數作為基期(2000年CPI等于1)，對我國2000年-2018年的居民消費水平和人均可支配收入進行平減，得到剔除通貨膨脹影響的相關數據。同時，因為時間序列數據存在明顯的趨勢，以及可能會存在的異方差問題，我們首先對數據進行取對數的處理，以縮小量綱，便利后續建模。其中，居民消費水平、人均可支配收入來自《中國統計年鑒2019》；CPI來自國家統計局。

考慮到國家的發展情況，利用ADF檢驗方法對對數化處理后的時間序列數據進行平穩性檢驗，檢驗結果如表2所示。

表2 數據平穩性檢驗結果

注：①檢驗形式一欄中的(C,T,K)分別表示截距項、趨勢項和滯后階數，存在截距項記為C，存在趨勢項記為T，不存在記為N；②t統計量括號內為P值；③△表示一階差分的結果。

通過表2可知，我國城鎮、農村和全國的人均可支配收入與居民消費水平對數化后的時間序列數據均為非平穩數據，通過一階差分，所有數據均表現為平穩。故模型建立時均采用一階差分處理過后的數據。

(二)模型設定及回歸過程

根據經濟學常識中對收入和消費關系的判斷，先構建一個基本的實證關系模型：

DLNCt=β0+β1DLNyt+μt,t=1,2,…,T

(1)

表3 全國收入消費回歸結果

從表3可以看出，β1=0.885911，并在5%的置信水平下顯著，意味著消費和收入之間的彈性為0.885911。但是該回歸結果下R2=0.485022，擬合程度并不好，在現實中影響消費的因素也不只是當期收入這一個指標，所以該模型現實意義相對缺乏。

考慮到消費除了受到當前收入水平的影響，同時還會受到往期收入與消費習慣等的影響，我們采用逐步回歸法在(1)式中分別引入滯后變量得到(2)式、(3)式、(4)式。

DLNCt=β0+DLNβ1yt+DLNβ2Ct-1+μt,t=1,2,…,T

(2)

DLNCt=β0+DLNβ1yt+DLNβ2yt-1+μt,t=1,2,…,T

(3)

DLNCt=β0+DLNβ1yt+DLNβ2Ct-1+DLNβ3yt-1+μt,t=1,2,…,T

(4)

在以上三個式子中，Ct和Ct-1分別代表當期和上一期居民消費水平，yt和yt-1分別代表當期和上一期的人均可支配收入，以上所有數據指標均剔除了通貨膨脹的影響。對以上三式分別進行回歸，通過權衡比較以上三個模型的擬合優度、變量顯著性以及參數的意義，最終選擇(4)式，(4)式參數估計結果見表4。

表4 全國消費收入引入滯后項的回歸結果

在(4)式回歸結果下，該模型R2大于0.99，DW值等各項檢驗均通過。從表4可以得到全國居民的需求收入彈性ET=DLOG(Y)=0.472。

依照(4)式，分別建立城鎮、農村居民的收入關系，得到(5)式和(6)式。

對3組檢測值的皮爾森相關系數進行分析，觀察兩種快檢方法檢測結果與原吸法檢測結果的相關性水平，并比較兩種方法哪種相關程度更高，結果見表4。

(5)

(6)

對(5)式和(6)式分別進行回歸，依次得到全國城鎮和農村的消費收入回歸結果表4。

表5 全國城鎮和農村消費收入回歸結果

注：城鎮的收入消費回歸結果中當期收入和上一期收入這兩個變量回歸結果不顯著，當期收入和上一期收入這兩個指標在回歸過程中很可能存在多重共線性。但是不論當期收入還是前一期的收入，都是影響居民消費情況的重要因素，不能對以上兩個變量進行剔除。同時我們研究對象為2000年以來我國的邊際消費傾向，樣本容量也無法增大。在城鎮回歸模型擬合優度較好以及回歸結果的經濟含義相對合理的情況下，我們暫時忽略城鎮回歸過程中存在的多重共線性問題，仍然采用該模型。

在(5)式和(6)式的回歸結果下，模型R2均大于0.99，DW值等各項檢驗均通過。從表4可以得到全國城鎮居民的需求收入彈性Ecity=DLOG(Y)=0.20183,全國農村居民的需求收入彈性Etown=DLOG(Y)=0.883。

五、實證結果及原因分析

圖1 我國城鎮、農村、全國邊際消費傾向

根據圖1所表示的內容，全國邊際消費傾向的數值在0.47—0.409之間，整體呈下降趨勢，偶有波動；全國城鎮邊際消費傾向在0.22—0.17之間，平穩下降趨勢；全國農村邊際消費傾向從2000年0.74到2010年的0.696呈穩步下降趨勢，2010年—2018年則從0.696—0.789波動上升。下面我們主要討論并分析是什么原因造成的我國目前城鎮和農村居民，邊際消費傾向差異巨大這一情況，以及為什么目前中國農村居民邊際消費傾向的變化趨勢似乎與凱恩斯經濟學的“邊際消費傾向遞減”這一傳統理論不符等問題。

(一)農村和城鎮居民邊際消費傾向差異巨大的原因

在所有影響居民邊際消費傾向的因素中，毫無疑問收入是最重要的，同時這也是造成農村和城鎮居民邊際消費傾向差異巨大的根本原因。根據國家統計局數據顯示，2019年按常住地劃分，城鎮居民人均可支配收入42359元，比上年名義增長7.9%，扣除價格因素實際增長5.0%；農村居民人均可支配收入16021元，比上年名義增長9.6%，扣除價格因素實際增長6.2%。城鄉居民人均收入比值為2.64，這也就是說每2.5個農村居民的收入僅相當于一個城鎮居民的收入，農村居民收入較低，制約其將收入投放于投資和儲蓄當中。同時當前我國農村居民對消費的主要需求還停留在生活必需品消費中，這也使得農村居民還保持有較高的邊際消費傾向。

另外，中國城市各階層相對固化，消費能力相對穩定，城市居民消費水平隨收入增長的提升空間較小。每個居民的消費都顯著地受到消費習慣的影響，短時間內的收入增長并不能立刻反映到居民消費水平上。同時城鎮的股票、保險等理財產品更加豐富，金融市場相對農村更加完善，也為城鎮居民的收入支配提供了更多可能性。

(二)農村居民邊際消費傾向波動變化的原因

回歸結果顯示，2000—2010年，我國農村居民邊際消費傾向呈現下降趨勢，這與改革開放以來，我國大力推進各項支持農村發展的扶貧政策有很大關系。特別是隨著《國家八七扶貧攻堅計劃(1994-2000年)》和《中國農村扶貧開發綱要(2001-2010年)》的實施，我國扶貧事業取得了巨大成就。伴隨這些計劃的實施農村居民人均收入逐年提升，農村居民邊際消費傾向呈現下降趨勢，這也符合凱恩斯經濟學中，對于邊際消費傾向隨收入增長而遞減的論斷。

2010年-2018年這一階段的農村邊際消費傾向呈現波動上升趨勢，分析農村居民邊際消費傾向隨收入升高而增長的原因，我認為需要從社會環境和政府政策入手。2011年11月底，中央召開了扶貧開發工作會議，并頒布了《中國農村扶貧開發綱要(2011-2020年)》，這一綱要成為新一階段扶貧工作的綱領性文件。這一階段的扶貧工作，不僅有以工代賑、產業扶貧等專項扶貧，發展特色產業、完善基礎設施的行業扶貧，還有定點扶貧的社會扶貧……，總體上呈現出了全方位、多領域的特征。讓更多農村貧困家庭擺脫貧窮，走向小康，極大改善農村居民的生產生活環境，給相當一部分農村人口創造了消費的條件。除了開展對產業和經濟上的扶貧工作，還頒布實施了各項針對農村居民的社會保障制度，從教育補貼到大病專項救治補貼，不僅改善農村居民基本生活，同時也提高其應對意外風險的能力，提升消費信心，釋放消費活力。因此，我認為該階段農村居民邊際消費傾向波動上升，主要是受到部分農村貧困人口脫離貧困具備了消費能力，和各項農村居民保障制度實施，釋放了一部分過去就具備能力但缺少消費信心的農村居民的消費傾向這兩點因素影響。

六、結論

本文在國家統計局公布的2000-2018年居民消費水平與人均可支配收入數據基礎上，計算了我國目前的邊際消費傾向，探討了邊際消費傾向的趨勢及其原因，分析了城鎮和農村邊際消費傾向存在巨大差異，以及農村邊際消費傾向呈上升趨勢的原因?；谝陨戏治觯疚奶岢鋈缦抡呓ㄗh。

(1)加大轉移支付力度，補貼中低收入人群

目前，收入水平較低是限制我國農村居民邊際消費傾向的關鍵因素，通過加大轉移支付力度，對中低收入人群給予更多補助，提高其收入水平，從而增強消費能力。同時加大轉移支付力度，也將在一定程度上縮小收入差距，減少低收入群體數量，從而實實在在的提升整體消費能力。

(2)降低儲蓄意愿，鼓勵引導消費

數據顯示，2017年我國居民儲蓄率為47%，這一數據還是遠遠高于世界平均儲蓄率26.5%。高儲蓄率雖然給國家經濟穩步發展提供了基礎，但是過高的儲蓄，會破壞生產與消費的關系，限制內需提升以及經濟持續發展。對于城市等穩定中高收入人群，通過適度降低存款利率，降低其儲蓄意愿，達到刺激消費的目的。在整個社會宣傳倡導開放多元的消費文化，勤儉節約是傳統美德，能力內消費是新風尚，改變不敢消費、一味求穩的傳統思想觀念。解除高儲蓄魔咒，為消費和經濟發展釋放新的活力。

(3)加強社會保障，增強消費能力

完善社會保障制度，通過養老保障等社會福利政策，減輕居民壓力，增強其消費能力。擴大社會保障范圍，醫療、教育、住房…全面保障居民基本生活，增強居民應對意外風險的能力，讓居民能消費的同時敢消費，增強居民消費能力、消費信心。

(4)工業反哺農業，加強定向支援

我國工業化進程不斷發展，但農業現代化水平仍然較低，南部和北部差距逐漸拉大，城鄉差距也有加大的趨勢。通過在農村地區開展現代機械化農業生產，工業反哺農業，城市幫扶農村，改善農村貧困落后局面。加強定向支援，一線城市定向支援落后地區，對貧困落后地區經濟發展和生活補助進行幫扶，真正做到協同發展先富帶動后富，實現共同富裕。

(5)保證產品質量，提振消費信心

出臺和完善食品以及各類消費品監督管理辦法，在允許的范圍內提高安全標準，加大監管力度，努力減少并杜絕大型公共產品質量問題的發生。對于消費能力穩定，收入變化對邊際消費傾向影響不大的城市居民，通過保證產品安全，提升產品質量，來提振居民消費信心。進一步擴大內需，為經濟持續穩定發展提供支撐。

(6)創新消費供給，提升消費動力

對于高收入人群以及相當一部分城市居民而言，邊際消費傾向較低的原因不是消費不起，而是無處消費。當前階段我國工業化生產不宜再單純追求物美價廉、薄利多銷，而應豐富多元優質產品的生產，從供給側改革，提高居民的消費動力。創造本土品牌文化，提供高價值產品，將國人追求進口產品的動力，轉化為內需，成為經濟發展新的突破點。

本文研究了如何通過提高居民消費動力，進一步擴大內需，從而實現GDP的穩定高速增長，通過逐步回歸法構建收入消費模型，估計我國邊際消費傾向。但本文并沒有對消費的產品以及收入的來源進行分類，這可以是未來研究需求策略時考慮的因素。