20世纪90年代以来我国居民边际消费倾向变化的实证研究

2009年 10月 　　 第 25卷 　第 5期 　　　　　　 消费经济 CONSUMER　ECONOM ICS 　　Oct12009 Vo1125　No15 收稿日期 : 2009207208 基金项目 :西南财经大学“211”三期重点学科建设项目 作者简介 :朱 　琛 (1979 - ) ,男 ,湖南郴州人 ,西南财经大学经济学院博士生 ;程世勇 (1978 - ) ,男 ,河南驻马店人 ,经济学 博士 ,首都师范大学经济学院讲师 ;邓 　敏 (1970 - )女 ,湖南娄底人 ,湖南师范大学商学院硕士生。 20世纪 90年代以来 我国居民边际消费倾向变化的实证研究 □朱　琛 1 　程世勇 2 　邓　敏 3 (11西南财经大学 经济学院 ,成都 611130; 21首都师范大学 经济学院 ,北京 100081; 31湖南师范大学 商学院 ,长沙 410081) 摘 　要 : 扩大内需 ,特别是扩大国内居民消费需求 ,是我国应对当前世界性金融危机冲击的重要举措 ,而其关键是要有效 提高我国居民的边际消费倾向。本文运用可变参数的状态空间模型 ,对 1990 - 2007年我国居民边际消费倾向的研究发现 :我 国居民边际消费倾向偏低 ,在经过 1990 - 1993年的短暂上升后 ,总体上呈不断下降的趋势。因此 ,本文讨论了导致当前我国 居民边际消费倾向偏低的主要因素 ,并探讨了提高我国居民边际消费倾向 ,扩大国内消费需求的对策措施。 关键词 : 边际消费倾向 ;扩大内需 ;棘轮效应 ;状态空间模型 中图分类号 : F126　　　　　　文献标识码 : A　　　　　　文章编号 : 1007 - 5682 (2009) 05 - 0022 - 04 　　一、引言 根据凯恩斯的有效需求理论 ,居民边际消费倾 向 (MPC)直接决定了一国的消费需求水平 ,在自发 消费既定的条件下 ,随着居民收入的增长 , MPC越 大 ,居民消费数量也就越大。而且 ,MPC还通过乘数 效应 ( K = 1 / ( 1 - MPC) )决定投资、政府购买、出口 的乘数大小进一步影响国民经济的增长。MPC越 大 ,投资、政府购买、出口的乘数作用越大 ,对 GDP的 增长贡献亦越显著。因此 ,居民边际消费倾向的变 化问题成为近年来我国学者普遍关注的焦点 ,不少 学者运用实证 分析 定性数据统计分析pdf销售业绩分析模板建筑结构震害分析销售进度分析表京东商城竞争战略分析 工具对我国居民的边际消费倾向 进行了估算。柳建光 [ 1 ]通过估计消费收入弹性的协 整模型 ,间接估算出我国居民的边际消费倾向在 0135 - 0144 之间 ;刘长庚 [ 2 ] 使用递推估计 方法 快递客服问题件处理详细方法山木方法pdf计算方法pdf华与华方法下载八字理论方法下载 对 1978 - 2002年的数据进行分析 ,认为我国居民边际 消费倾向估计值在 0164 - 0191之间 ,并且在 1993年 以前呈递增趋势 , 1993年之后不断下降 ;杭斌 [ 3 ]使用 协整分析方法对我国居民边际消费倾向的估计结果 在 0175 - 0190之间 ;王津港 [ 4 ]等运用动态面板数据 模型的内生结构突变检验发现 ,我国农村消费函数 于 1998年发生结构性变化 ,边际消费倾向总体上呈 下降趋势 ,且降幅较大。已有的研究在实证分析的 基础上得出了一些不同的但是有意义的结论。我国 当前正处于转型时期 ,经济、社会体制改革的深化会 对居民的消费行为产生系统性的影响 , 居民消费与 收入之间的关系将不是固定不变的 ,收入之外的其 他因素对居民消费需求的变化也将起到较大的影 响 ,使得居民边际消费倾向的变化更加不规则、不确 定。因此 ,运用传统的计量分析方法对我国居民的 边际消费倾向进行分析可能会产生如下问题 :一是 因为固定参数难以刻画居民消费与收入之间的动态 关系 ,导致误差较大 ;二是未考虑到制度变迁 ,以及 诸如当前世界金融危机所带来的外部冲击等所导致 的不确定性对我国居民边际消费倾向的影响 ,进而 导致模型的可靠度和精确度受到影响。而基于可变 参数的状态空间模型是分析变量之间动态关系的有 效工具 ,它可以把制度变迁以及外部性冲击等不可 观测变量纳入模型 ,并以较高的精度刻画出研究变 量的变化趋势。因此 ,本文利用我国 1990 - 2007年 的相关数据 ,运用可变参数的状态空间模型对当前 22 我国居民边际消费倾向的变化进行实证研究 ,以期 得到更为准确的结论。 二、模型设定、估计及实证检验 11数据的说明、模型设定和估计 研究涉及的变量和数据资料包括 1990 - 2007年 我国居民人均可支配收入 ( xt )与人均实际消费支出 ( yt ) ,各变量均为年度变量 ,并用 1990年居民消费价 格指数进行平减以消除物价变动影响可能带来的偏 误。研究使用的所有数据均来源于《中国统计年鉴 》 1991 - 2008年各年。为了准确刻画 1990 - 2007年 之间我国居民边际消费倾向的动态变化趋势 ,本文 借鉴了 Harvey和 Ham ilton的可变参数的状态空间模 型的研究框架 : 量测方程 : yt = xtβt + ztγ+ ut (1) 状态方程 : βt = <βt - 1 +ηt (2) ( ut ,μt ) ′～N 0 0 , δ2 　0 0　Q , t = 1, 2, ⋯, T (3) 在 (1)式中 , xt 是有随机系数的解释变量集合 ; 可变参数βt 是随时间改变的 ,体现了解释变量对因 变量影响关系的改变 ,但βt 是不可观测变量 ,必须利 用可观测变量 yt 和 xt 来估计 ; zt 是具有固定系数的 解释变量的集合 ;γ是固定参数。在 ( 2)式中 ,假定 参数βt 的变动服从 AR (1)。在 (3)式中 , ut 和ηt 分 别是量测方程和状态方程的扰动项 , ut 和ηt 是相互 独立的 ,且服从均值为 0、方差为δ2 和协方差矩阵为 Q的正态分布。以 1990 - 2007年我国居民人均可支 配收入 ( xt )与人均实际消费支出 ( yt )为分析样本 ,并 将居民人均可支配收入 ( xt )作为解释变量 ,将居民人 均实际消费支出 ( yt )作为被解释变量 , 状态空间模 型中的测量方程和状态方程为 (4)和 (5) : 量测方程 : yt =α +βt xt + ut (4) 状态方程 :βt =φβt - 1 +ηt (5) 运用 Eviews510对方程 (4)和 (5)估计可得到模 拟的状态空间方程 (6)和 (7) : 量测方程 : yt = 20918834 +βt xt (6) 状态方程 :βt = 016905βt - 1 (7) 21实证研究方法 为了避免出现“伪回归 ”,必须对相关时间序列 数据进行协整检验。考虑到传统的协整分析要求协 整系数是固定不变的 ,即变量之间需要存在长期不 变的均衡关系才是协整的。为了研究状态空间模型 中变量之间的协整关系 ,本文借鉴杭斌提出的“变协 整 ”的概念 ,即认为存在时变参数的变量之间也可以 存在协整关系 ,据此对我国城镇居民消费与收入之 间的变协整关系进行了检验。下面我们对 yt 和 xt 之 间是否存在变协整关系进行检验 ,检验分两步进行 , 首先对城乡居民收入与消费之间的关系进行 ADF单 位根检验 ,其次对状态空间模型中的残差进行平稳 性检验。ADF检验结果如表 1,表明在 5%的显著性 水平上 ,城乡居民的收入与消费均为二阶单整序列 Ⅰ (2) ,这说明二者具有协整的可能性。 表 1　xt与 yt的 ADF检验 变量 ( c, t) t统计量 结 　论 yt ( c, t) 112128 不平稳 3 △yt ( c, t) - 311089 不平稳 3 △△yt ( c, t) - 413986 平稳 3 3 xt ( c, t) 219373 不平稳 3 △xt ( c, t) - 113104 不平稳 3 △△xt ( c, 0) - 314232 平稳 3 3 　　注 :滞后期阶数采用 A IC准则选取 ; △表示为一阶差分 ;3 3 3 、3 3 、3 分别表示 1%、5%、10%的显著性水平。 对方程 (1)中的残差 ut 进行 ADF平稳性检验 , 得到的检验结果如表 2。可以看出 , ut 在 1%的置信 水平上为平稳序列。由此可以确定 , xt 与 yt 之间存 在协整关系 ,我们所设立的状态空间模型是有效的。 表 2　ut的单位根检验 变量 ( c, t) t统计量 结 　论 ut (0, 0) - 316389 平稳 3 3 3 　　注 : 3 3 3 、3 3 、3 分别表示 1%、5%、10%的显著性 水平。 在此基础上 ,可以估计出我国居民边际消费倾 向的动态变化值βt 如表 3。 表 3　中国居民 MPC的估计值 年 　　份 MPC估计值 1990 0133 1991 01324 1992 01515 1993 01543 1994 01479 1995 01417 1996 01426 1997 01421 1998 01423 1999 01431 2000 01435 2001 01421 2002 01409 2003 01365 2004 01353 2005 0141 2006 0132 2007 0134 32 　　从表 3可知 , 20世纪 90年代以来 ,尽管我国 GDP增长迅速 ,居民人均可支配收入也不断增加 ,但 我国居民的边际消费倾向始终不高 ,从长期来看呈 下降趋势。1990 - 1993年 ,我国居民边际消费倾向 呈上身趋势 ,但最高也仅为 1993年的 01543, 1994 - 2002年 ,我国居民边际消费倾向下降趋势明显 ,并在 014左右的低位徘徊 , 2002年以后 ,居民边际消费倾 向进一步下降 , 2006年创历年最低 ,仅为 0132。从发 达国家的历史实践来看 ,在人均 GDP3000美元以下 时期 ,一国居民的边际消费倾向如此之低的情况是 不多见的。即使在发达国家人均 GDP远远高于中国 的今天 , 近二十年来英美等主要国家的居民边际消 费倾向也达到了 70%左右 ,远远高于我国居民的边 际消费倾向。由此可以判断 ,我国居民边际消费倾 向过低是长期以来导致我国内需不足的重要原因 , 要有效扩大国内居民消费需求 ,保持国民经济持续、 健康发展 ,就必须着力提高我国居民的边际消费 倾向。 三、当前我国居民边际消费倾向不高的影响因 素分析 11社会保障制度不完善导致居民边际消费倾向 偏低 社会保障不完善已成为当前抑制我国居民消费 需求增长的症结之一。市场化改革进程的加快使得 我国城镇居民下岗、失业人数逐年增多 ,居民收入风 险加大 ;而我国对传统社会保障制度的改革使得个 人在住房、教育、医疗、养老等方面的支出大幅度提 高 ,强化了城镇居民的支出预期 ,使得城镇居民预防 性储蓄不断增加的同时 ,降低了自身的消费意愿。 而对农村居民来说 ,长期存在的城乡“二元 ”分割状 况 ,使得我国农村社会保障严重滞后于城镇的发展 , 大多数农村居民家庭在医疗、养老、教育等方面的支 出压力较城镇居民更大 ;加之经济转型过程中农村 居民收入增长预期不稳 ,农民增收难度加大 ,再加上 随时面临着失业风险却又缺乏相应的失业保障 ,迫 使农村居民的预防储蓄意识也更为强烈。由此 ,尽 管我国城乡居民的收入在逐年提高 ,但是居民边际 消费倾向存在的“向上刚性 ”使得我国居民消费需求 增长乏力。 21收入差距的扩大进一步降低了居民边际消费 倾向 现阶段 ,居民收入差距不断扩大已成为我国居 民消费需求不振的重要原因。尽管近年来我国居民 平均收入有相当大的提高 , 但行业差距、区域差距、 阶层差距导致大量财富掌握在少数人手中 ,大部分 居民可支配收入水平仍然不高。目前 ,我国的基尼 系数已由 1992年的 0134扩大到 2007年的 0145,低 收入群体尽管有很强的消费欲望 ,却由于收入约束 而消费能力有限 ;高收入阶层对住房、汽车、高档耐 用消费品的消费需求已经饱和 ,收入差距的扩大致 使我国居民整体边际消费倾向下降。同时 ,由于城 乡居民在享受的公共产品和服务方面的差距以及城 市居民所得到的各种隐性收入导致城乡居民购买力 悬殊 ,使得我国庞大的农村消费市场无法真正启动 , 进一步降低了我国居民的总体边际消费倾向。 31就业形势严峻和失业风险增加 ,加剧了居民 边际消费倾向的下降趋势 尽管多年来我国经济一直保持高位增长 ,但就 业率未能与之同步增长。随着我国经济发展方式的 转变 ,产业结构的调整、技术水平的提高 ,以及第三 产业发展滞后 ,我国“三大产业 ”对劳动力的吸纳能 力下降明显。与此同时 ,城市化进程的加快使我国 农村近 115亿的剩余劳动力 (每年还新增 600万 )难 以实现就业 ;而在城市 ,企业中分离出来的富余人员 成为了现实的失业人口 ,再加上逐年攀升的高校毕 业生和社会适龄就业人口 ,使得我国就业弹性系数 (就业增长率和经济增长率之比 )不断下降 [ 5 ]。此 外 ,各级财政用于促进就业方面的资金投入明显不 足 ,也直接影响到我国就业规模的扩大和就业工作 的开展。严峻的就业形势和不断增加的失业风险使 得居民收入增长的预期不稳 ,从而导致自身消费意 愿减弱。 41转轨时期不确定性因素的增加抑制了居民边 际消费倾向的提高 20世纪 90年代以来 ,我国社会、经济体制的转 型使得我国居民面临的不确定性因素不断增加 ,居 民的消费受未来收入的不确定、收益率的不确定、政 府提供社会福利多寡的不确定等多方面的制约。对 城镇居民来说 ,随着改革的深入 ,很多在传统体制下 由政府负担的费用已逐渐转由居民家庭自己承担 , 城镇居民不得不抑制当前消费以应对未来子女上 学、养老、医疗等方面的大额支出。而对于农村居民 来说 ,城乡“二元经济 ”的惯性使得收入增长前景不 明朗 ,农业的市场风险和气候等不确定因素所导致 的收入波动以及面对养老、医疗、子女教育等方面的 预期大额支出等多种不确定因素 ,使得农村居民家 庭更是不敢、不愿消费 ,只得压抑消费需求 ,用谨慎 支出与高额储蓄来进行自我保障型的积累。而城乡 两方面因素的叠加致使我国居民边际消费倾向持续 走低。 42 四、提高我国居民边际消费倾向 ,扩大国内消费 需求的对策 11增加财政支出中的民生支出 ,加快建设民生 财政 从当前的情况看 ,要提升我国居民的边际消费 倾向 ,有效拉动国内消费需求 ,必须适当调整财政政 策的作用导向 ,加快建设民生财政 ,提高社会福利水 平尤其是提高低收入者福利水平。政府财政支出要 以提高整个社会福利水平为目标 ,财政补贴应当更 多地针对具有一定公共性的属于保障城乡居民基本 福利的项目 ,或对城乡居民的民生开支给予必要的 补贴 ,如公共交通、冬季供暖、卫生保健、基础教育 等 ,提高福利水平 , 从而提高居民的消费水平和 能力 [ 6 ]。 21健全和完善社会保障制度 ,减少居民各种确 定性或不确定性刚性支出 城乡居民尤其是中低收入者面对未来各种确定 性或不确定性刚性支出 ,在收入具有不确定性的情 况下 ,会抑制其正常的消费支出意愿。比如说 ,居民 家庭面对在教育、住房等方面的大额支出 ,不得不压 缩当前消费 ,积累资金以应对这些支出。考虑到未 来可能发生的疾病、意外事故、失业、养老以及其他 不可预知的开支 ,居民也不得不减少当前消费而提 高预防性储蓄水平。因此 ,扩大国内消费需求 ,提高 居民的边际消费倾向 ,必须与完善社会保障制度结 合起来 ,各级财政要加大资金投入 ,规范和完善城市 “低保 ”制度 ,建立低收入阶层最低生活保障制度 ,健 全社会保障体系。政府应增加对中低收入群体住房 消费的补贴 ,加大民生性住房特别是经济适用房和 廉租房建设投资的比例 ;适度降低教育收费标准 ,提 高财政支出中针对居民个人的转移性支出所占比 重 ,逐步提高居民保障类和应对未来医疗、失业等不 确定性支出的给付标准 ,适当放宽给付的条件 ,提高 居民的消费能力和意愿 [ 7 ]。 31深化收入分配制度改革 ,缩小收入分配差距 , 增加中低收入阶层的收入 我国中低收入群体在总消费中所占比重最大 , 边际消费倾向较高 ,增加中低收入者的可支配收入 , 就提高城乡居民的购买力 ,有效扩大消费需求。因 此 ,要深化收入分配制度改革 , 初次分配和再分配环 节都要强调公平 ,着力遏制城乡差距、行业差距和区 域差距导致的收入分配差距扩大的趋势 ,逐步提高 中低收入阶层居民收入在国民收入分配中的比重。 要加大对“三农 ”投入力度 ,提高企业退休人员基本 养老金水平 ,加大对城乡低收入群体的财政补贴力 度 ;通过完善税收体系 ,加强个人所得税征收 ,开征 遗产税 ,加大向低收入人群的转移支付力度 ,调节不 同社会阶层的收人差距 ,增强居民的消费能力。 41积极扩大就业 ,稳定居民收入增长预期 就业增长压力加大、失业风险加剧是近年来我 国消费增长乏力的重要原因 ,只有提高就业水平 ,扩 大内需才有坚实的后盾。在我国现有社会保障体系 仍不完善的情况下 ,应加大财政对居民就业的支持 力度 ,积极扩大就业和再就业 ,这是增加全社会消费 能力的关键一环 ,也是实现以内需带动经济发展进 入良性循环的前提 [ 8 ]。为此 ,有关部门要在扩大财 政投入保增长的同时 ,高度关注保就业。要通过税 收优惠和财政补贴 ,支持劳动密集型产业、中小企业 和小城镇经济的发展 ,创造更多的就业岗位。同时 , 加大财政对“三农 ”的投入 ,大幅度增加国家对农村 基础设施建设和社会事业发展的投入 ,有效解决农 村剩余劳动力的就业问题。通过扩大就业 ,稳定居 民收入增长预期 ,解决居民消费的后顾之忧 ,为提高 居民边际消费倾向 ,扩大消费需求奠定坚实的基础。 〔参考文献〕 [ 1 ] 柳建先 ,李子奈 1关于投资乘数及边际消费倾向计算方法的讨论 [ J ]1统计研究 , 2006, (12) : 66 - 671 [ 2 ] 刘长庚 ,吕志华 1改革开放以来我国居民边际消费倾向的实证研 究 [ J ]1消费经济 , 2005, (4) : 451 [ 3 ] 杭　斌 ,申春兰 1经济转型中消费与收入的长期均衡关系和短期 动态关系 [ J ]1管理世界 , 2004, (4) : 281 [ 4 ] 王津港 ,何　锋 1中国农村居民边际消费倾向变化分析 [ J ] 1消 费经济 , 2009, (2) : 251 [ 5 ] 高霖宇 1试论稳健财政政策在扩大内需中的积极作用 [ J ]1中央 财经大学学报 , 2006, (9) : 211 [ 6 ] 岳树民 1运用财政税收政策 ,扩大居民消费需求 [ J ]1税务研究 , 2009, (1) : 19 - 221 [ 7 ] 苑　梅 1拉动消费需求促进经济增长的财政政策考量 [ J ]1地方 财政研究 , 2009, (2) : 35 - 361 [ 8 ] 陈庆修 1运用财税政策扩大内需应把握的着力点 [ J ] 1 税务研 究 , 2009, (3) : 151 52