最優消費率測算及其影響因素—基于2000-2018年數據的實證研究

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）

最優消費率的測算

（一）模型設計

按照支出法計算國內生產總值（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居民消費和農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。根據圖1可知，消費與經濟體的經濟發展水平、資本等因素密切相關。鑒于此，文章使用柯布-道格拉斯函數構建最優消費率測算模型，如方程（1）所示：

方程（1）中，Yt是國內生產總值，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。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。根據支出法計算國內生產總值，投資率、消費率和出口貢獻率之間的相關關系，進而可以得出最優消費率c，如方程（3）和（4）所示：

方程（4）中，c為最優消費率，e為出口貢獻率，最優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、勞動產出彈性以及國內生產總值增長率決定。

（二）最優消費率測算結果

文章使用國內生產總值衡量國內總產出，使用全要素生產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，數據來源于國家統計局，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，根據此方程測算的最優消費率是準確的。α為0.817，β為0.676，將α和β帶入方程（4），可以得出2000-2018年的最優消費率。

通過數據顯示，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消費率。

居民最優消費率影響因素分析

（一）變量選取與數據來源

上文分析發現我國居民實際消費率與最優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，逐步接近最優消費率。將上文測算的2000-2018年我國居民最優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，數據來源于國家統計局，使用inc表示；商貿流通產業是居民消費品的主要供給者，因此商貿流通產業發展水平對居民消費水平具有一定的影響，使用商貿流通產業總值表示，用mar表示；經濟發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，使用人均國內生產總值衡量，用pgdp表示；城鎮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，購買外國產品和服務的數量和規模逐步擴大，使用進出口貿易水平衡量，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之間的相關系數為0.739，在1%的水平上顯著，說明居民收入水平與最優消費率之間為明顯的正相關關系；lnmar與cost之間的相關系數為0.408，在1%的水平上顯著，說明商貿流通產業發展水平與最優消費率之間為明顯的正相關關系。lnpgdp與cost之間的相關系數為0.432，在1%的水平上顯著，說明經濟發展水平與最優消費率之間為明顯的正相關關系；lncity與cost之間的相關系數為0.278，在10%的水平上顯著，說明城鎮化水平與最優消費率之間為明顯的正相關關系；lnopen與cost之間的相關系數為0.213，在10%的水平上顯著，說明進出口貿易水平與最優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、商貿流通產業發展水平與最優消費率之間為明顯的正相關關系，而且收入水平、商貿流通產業發展水平等變量之間的相關系數均低于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為最優消費率，lninc為居民收入水平的對數，lnmar為商貿流通產業發展水平的對數，lnpgdp為經濟發展水平的對數，lncity為城鎮化水平的對數，lnopen為進出口貿易水平的對數，c為常數項，β為回歸系數。

（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消費率。lnmar與cost之間的回歸系數為0.744，p值為0.000，說明回歸結果在1%的水平上顯著，說明商貿流通產業發展水平與最優消費率之間為明顯的正相關關系，具體而言就是商貿流通產業發展水平上升一個單位，能促進最優消費率上升0.744個百分點。商貿流通產業發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，進而能夠促進最優消費率提升。lnpgdp與cost之間的回歸系數為0.181，p值為0.000，說明回歸結果在1%的水平上顯著，說明地區經濟發展水平與最優消費率之間為明顯的正相關關系，具體而言就是經濟發展水平上升一個單位，能促進最優消費率上升0.181個百分點。經濟發展水平提升能夠有效促進居民收入水平提升，進而間接促進最優消費率提升。lncity與cost之間的回歸系數為0.209，p值為0.068，說明回歸結果在10%的水平上顯著，說明城鎮化水平與最優消費率之間為明顯的正相關關系，具體而言就是城鎮化水平上升一個單位，能促進最優消費率上升0.209個百分點。城鎮化水平提升能夠使更多的農村居民進入城市，縮小城鄉居民的收入差異，因此能夠在一定程度上帶動最優消費率上升。lnopen與cost之間的回歸系數為0.317，p值為0.000，說明回歸結果在1%的水平上顯著，說明進出口貿易水平與最優消費率之間為明顯的正相關關系，具體而言就是進出口貿易水平上升一個單位，能促進最優消費率上升0.317個百分點。進出口貿易水平提升能夠進口到國外的優質產品，滿足國內消費者的需求，因此促進了最優消費率的提升。

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 穩健性檢驗結果

（五）穩健性檢驗

為檢驗上述回歸結果的穩健性，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的回歸系數方向沒有發生變化，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。實際消費率與最優消費率之間存在明顯差異，2018年實際消費率與最優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消費率。居民收入水平上升一個單位，能促進最優消費率上升0.62個百分點；商貿流通產業發展水平上升一個單位，能促進最優消費率上升0.744個百分點；經濟發展水平上升一個單位，能促進最優消費率上升0.181個百分點；城鎮化水平上升一個單位，能促進最優消費率上升0.209個百分點；進出口貿易水平上升一個單位，能促進最優消費率上升0.317個百分點。

（二）政策建議

第一，促進經濟增長，增加居民收入。文章實證分析表明經濟發展水平與最優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濟發展，特別是提升中西部地區的經濟發展水平，逐步縮小中西部地區與東部地區的發展差異。同時在分配領域縮小居民收入差距，提升城鄉居民收入水平。第二，大力發展商貿流通業，提高居民消費水平。商貿流通產業是國民經濟的基礎性和先導性產業，其發展有利于促進國民經濟增長，此外商貿流通產業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，提升城鎮化水平，縮小城鄉居民消費差異。城鎮化發展水平提升能夠促使更多的農村居民進入城市，便于農村居民提升收入水平，同時通過城市化能夠帶動落后地區的經濟發展水平，進而促進居民消費水平提升。