最優(yōu)消費率測算及其影響因素—基于2000-2018年數(shù)據(jù)的實證研究

陳新娟 袁持平 教授

（1、中山大學新華學院 廣東廣州 510520；2、中山大學港澳珠江三角洲研究中心廣東廣州 510275）

最優(yōu)消費率的測算

（一）模型設計

按照支出法計算國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）是由最終消費率、資本形成總額和凈出口三大部分組成，而消費分為政府消費和居民消費兩大部分，其中居民消費分為城鎮(zhèn)居民消費和農(nóng)村居民消費兩個類別。因此，在支出法衡量GDP的條件下，消費構成如圖1所示。根據(jù)圖1可知，消費與經(jīng)濟體的經(jīng)濟發(fā)展水平、資本等因素密切相關。鑒于此，文章使用柯布-道格拉斯函數(shù)構建最優(yōu)消費率測算模型，如方程（1）所示：

方程（1）中，Yt是國內(nèi)生產(chǎn)總值，At為技術水平，Kt為資本存量，Lt為勞動參與量，α為資本彈性， 為勞動彈性系數(shù)。由此可以推算出t時期的資本存量增加量，如方程（2）所示：

方程（2）中，l為勞動參與增長率，△K為資本存在增加量。根據(jù)支出法計算國內(nèi)生產(chǎn)總值，投資率、消費率和出口貢獻率之間的相關關系，進而可以得出最優(yōu)消費率c，如方程（3）和（4）所示：

方程（4）中，c為最優(yōu)消費率，e為出口貢獻率，最優(yōu)消費率由該時期的綜合技術水平、勞動參與增長率、資本彈性、勞動產(chǎn)出彈性以及國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率決定。

（二）最優(yōu)消費率測算結果

文章使用國內(nèi)生產(chǎn)總值衡量國內(nèi)總產(chǎn)出，使用全要素生產(chǎn)率作為綜合技術水平度量指標，使用勞動人口總量作為勞動參與指標，數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局，時間跨度為2000-2018年，使用最小二乘法對變量進行估計，結果如方程（5）所示：

如方程（5）所示，回歸的F=6.382，R2=0.993，說明文章的擬合效果很好，根據(jù)此方程測算的最優(yōu)消費率是準確的。α為0.817，β為0.676，將α和β帶入方程（4），可以得出2000-2018年的最優(yōu)消費率。

通過數(shù)據(jù)顯示，2000-2018年我國消費率水平偏低，位于0.48-0.63之間，與西方發(fā)達國家0.7以上的消費水平相比仍有較大差異。2000-2018年我國實際消費率呈波動下降趨勢，2000年我國實際消費率為0.613，但是2001年下降到0.614，2002-2012年也呈現(xiàn)不斷下降趨勢，2013年有所上升，達到了0.514，2014-2018年我國消費率呈逐步上升趨勢，但是上升幅度較小。實際消費率與最優(yōu)消費率之間存在明顯差異，2000年二者差異為0.073，2001年差異為0.072，2002-2018年呈波動下降趨勢，在2018年實際消費率與最優(yōu)消費率之間的差異為0.065，與2000年相比，下降了0.008，說明我國實際消費率在逐步逼近最優(yōu)消費率。

居民最優(yōu)消費率影響因素分析

（一）變量選取與數(shù)據(jù)來源

上文分析發(fā)現(xiàn)我國居民實際消費率與最優(yōu)消費之間存在一定的差異，因此文章接下來試圖探究影響居民消費率的因素，并基于此提出針對性的政策建議，以期能夠促進我國居民消費率提升，逐步接近最優(yōu)消費率。將上文測算的2000-2018年我國居民最優(yōu)消費率作為被解釋變量，使用cost表示。收入是消費的基礎，因此將居民人均可支配收入水平作為解釋變量，數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局，使用inc表示；商貿(mào)流通產(chǎn)業(yè)是居民消費品的主要供給者，因此商貿(mào)流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平對居民消費水平具有一定的影響，使用商貿(mào)流通產(chǎn)業(yè)總值表示，用mar表示；經(jīng)濟發(fā)展水平是影響居民收入的重要因素，進而影響居民消費水平，使用人均國內(nèi)生產(chǎn)總值衡量，用pgdp表示；城鎮(zhèn)化水平能夠提升居民消費傾向，有利于提升居民消費水平，使用city表示；隨著收入水平的提升，居民對消費品質量的要求逐步提升，購買外國產(chǎn)品和服務的數(shù)量和規(guī)模逐步擴大，使用進出口貿(mào)易水平衡量，用open表示。

（二）變量相關性檢驗

對變量進行相關性檢驗，結果如表1所示。如表1所示，lninc與cost之間的相關系數(shù)為0.739，在1%的水平上顯著，說明居民收入水平與最優(yōu)消費率之間為明顯的正相關關系；lnmar與cost之間的相關系數(shù)為0.408，在1%的水平上顯著，說明商貿(mào)流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平與最優(yōu)消費率之間為明顯的正相關關系。lnpgdp與cost之間的相關系數(shù)為0.432，在1%的水平上顯著，說明經(jīng)濟發(fā)展水平與最優(yōu)消費率之間為明顯的正相關關系；lncity與cost之間的相關系數(shù)為0.278，在10%的水平上顯著，說明城鎮(zhèn)化水平與最優(yōu)消費率之間為明顯的正相關關系；lnopen與cost之間的相關系數(shù)為0.213，在10%的水平上顯著，說明進出口貿(mào)易水平與最優(yōu)消費率之間為明顯的正相關關系。

（三）模型設置

相關性檢驗結果表明收入水平、商貿(mào)流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平與最優(yōu)消費率之間為明顯的正相關關系，而且收入水平、商貿(mào)流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平等變量之間的相關系數(shù)均低于0.6，說明模型不存在多重共線性。由此，文章構建回歸模型，如方程（6）所示：

方程（6）中，cost為最優(yōu)消費率，lninc為居民收入水平的對數(shù)，lnmar為商貿(mào)流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平的對數(shù)，lnpgdp為經(jīng)濟發(fā)展水平的對數(shù)，lncity為城鎮(zhèn)化水平的對數(shù)，lnopen為進出口貿(mào)易水平的對數(shù)，c為常數(shù)項，β為回歸系數(shù)。

（四）回歸結果分析

基于方程（6）進行回歸，結果如表2所示。如表2所示，lninc與cost之間的回歸系數(shù)為0.620，p值為0.024，說明回歸結果在5%的水平上顯著，居民收入水平與最優(yōu)消費率之間為明顯的正相關關系，具體而言就是居民收入水平上升一個單位，能促進最優(yōu)消費率上升0.62個百分點。收入是消費的基礎，居民收入水平的提升能夠有效提升最優(yōu)消費率。lnmar與cost之間的回歸系數(shù)為0.744，p值為0.000，說明回歸結果在1%的水平上顯著，說明商貿(mào)流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平與最優(yōu)消費率之間為明顯的正相關關系，具體而言就是商貿(mào)流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平上升一個單位，能促進最優(yōu)消費率上升0.744個百分點。商貿(mào)流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平提升能夠為居民提供更多不同類型的消費品，滿足不同群體消費者需求，進而能夠促進最優(yōu)消費率提升。lnpgdp與cost之間的回歸系數(shù)為0.181，p值為0.000，說明回歸結果在1%的水平上顯著，說明地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平與最優(yōu)消費率之間為明顯的正相關關系，具體而言就是經(jīng)濟發(fā)展水平上升一個單位，能促進最優(yōu)消費率上升0.181個百分點。經(jīng)濟發(fā)展水平提升能夠有效促進居民收入水平提升，進而間接促進最優(yōu)消費率提升。lncity與cost之間的回歸系數(shù)為0.209，p值為0.068，說明回歸結果在10%的水平上顯著，說明城鎮(zhèn)化水平與最優(yōu)消費率之間為明顯的正相關關系，具體而言就是城鎮(zhèn)化水平上升一個單位，能促進最優(yōu)消費率上升0.209個百分點。城鎮(zhèn)化水平提升能夠使更多的農(nóng)村居民進入城市，縮小城鄉(xiāng)居民的收入差異，因此能夠在一定程度上帶動最優(yōu)消費率上升。lnopen與cost之間的回歸系數(shù)為0.317，p值為0.000，說明回歸結果在1%的水平上顯著，說明進出口貿(mào)易水平與最優(yōu)消費率之間為明顯的正相關關系，具體而言就是進出口貿(mào)易水平上升一個單位，能促進最優(yōu)消費率上升0.317個百分點。進出口貿(mào)易水平提升能夠進口到國外的優(yōu)質產(chǎn)品，滿足國內(nèi)消費者的需求，因此促進了最優(yōu)消費率的提升。

圖1 消費的構成

表1 變量相關性檢驗結果

表2 回歸結果

表3 穩(wěn)健性檢驗結果

（五）穩(wěn)健性檢驗

為檢驗上述回歸結果的穩(wěn)健性，文章使用實際消費率為被解釋變量，進行回歸分析，結果如表3所示。如表3所示，lninc、lnmar、lnpgdp、lncity、lnopen的回歸系數(shù)方向沒有發(fā)生變化，只是顯著性水平有所差異，可以證明上述回歸結果穩(wěn)健。

結論與政策建議

（一）結論

2000-2018年我國消費率水平偏低，位于0.48-0.63之間，與西方發(fā)達國家0.7以上的消費水平相比仍有較大差異。2000-2018年我國實際消費率呈波動下降趨勢，2014-2018年我國消費率呈逐步上升趨勢，但是上升幅度較小。實際消費率與最優(yōu)消費率之間存在明顯差異，2018年實際消費率與最優(yōu)消費率之間的差異為0.065，與2000年相比下降了0.008，說明我國實際消費率在逐步逼近最優(yōu)消費率。居民收入水平上升一個單位，能促進最優(yōu)消費率上升0.62個百分點；商貿(mào)流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平上升一個單位，能促進最優(yōu)消費率上升0.744個百分點；經(jīng)濟發(fā)展水平上升一個單位，能促進最優(yōu)消費率上升0.181個百分點；城鎮(zhèn)化水平上升一個單位，能促進最優(yōu)消費率上升0.209個百分點；進出口貿(mào)易水平上升一個單位，能促進最優(yōu)消費率上升0.317個百分點。

（二）政策建議

第一，促進經(jīng)濟增長，增加居民收入。文章實證分析表明經(jīng)濟發(fā)展水平與最優(yōu)消費率之間為明顯的正相關關系。因此，我國政府應該加速經(jīng)濟發(fā)展，特別是提升中西部地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平，逐步縮小中西部地區(qū)與東部地區(qū)的發(fā)展差異。同時在分配領域縮小居民收入差距，提升城鄉(xiāng)居民收入水平。第二，大力發(fā)展商貿(mào)流通業(yè)，提高居民消費水平。商貿(mào)流通產(chǎn)業(yè)是國民經(jīng)濟的基礎性和先導性產(chǎn)業(yè)，其發(fā)展有利于促進國民經(jīng)濟增長，此外商貿(mào)流通產(chǎn)業(yè)可以為消費者提供不同類型的消費品，滿足消費者的差異化需求，進而提升居民消費水平。第三，提升城鎮(zhèn)化水平，縮小城鄉(xiāng)居民消費差異。城鎮(zhèn)化發(fā)展水平提升能夠促使更多的農(nóng)村居民進入城市，便于農(nóng)村居民提升收入水平，同時通過城市化能夠帶動落后地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平，進而促進居民消費水平提升。