雙循環背景下我國城鄉居民消費傾向實證分析

龔賢明

摘要：2020年以來，受疫情及國際國內經濟形勢影響，我國推進國內國際“雙循環”，挖掘國內需求、刺激國內消費。鑒于消費對國民經濟的重要拉動作用和城鄉發展不平衡的現狀，研究城鄉居民的消費傾向具有必要性。筆者基于凱恩斯的絕對收入假說模型，分別建立我國城鎮、農村居民消費函數模型，引入虛擬變量，分析得出我國城鄉居民在1990～2020年消費傾向均發生變化，從而在對比中研究該變化的成因。

關鍵詞：消費傾向;城鄉居民;雙循環

一、引言

自1978年改革開放以來，隨著社會主義市場經濟的快速發展及國家對“三農”問題的高度重視，我國對農村貧困地區進一步扶持，農村居民的收入及消費水平也得到提升。但當前城鄉居民收入及消費水平的差距仍然較大。2020年新型冠狀病毒肺炎疫情肆虐，國際經濟形勢持續下行，我國由此提出“兩個循環”——促進國內國際雙循環，利用消費增長帶動國內經濟恢復與發展，研究城鄉居民消費傾向具有重要意義。

此外，限制性因子規律的基本原理說明，在事物發展過程中要抓住制約其發展的限制因子，通過改善限制因子來提升事物發展水平。而“三農”問題、城鄉發展不平衡問題是當前制約我國社會主義市場經濟增長的限制因子。因此研究城鎮、農村居民消費傾向是否發生變化及變化程度，也與城鄉發展問題密切相關，對解決“三農”問題至關重要。筆者通過對1990～2005年和2006～2020年兩個時間段的城鄉居民消費傾向進行實證分析，研究我國城鄉居民消費傾向的不同變化及變化程度。

二、實證分析

（一）樣本選取與數據來源

本文選取的研究對象為：1990～2020年我國農村、城鎮居民人均消費性支出、人均可支配收入，并將數據分為1990～2005年和2006～2020年兩個時間段。考慮到實際物價對經濟研究計算結果的直接影響，在實證分析前通過引入以1990年為基準期的農村（或城鎮）居民消費價格指數，利用如下公式分別對農村（或城鎮）居民人均消費性支出和可支配收入進行數值平減：實際人均消費性支出=平減后的人均消費性支出=名義人均消費性支出÷CPI%、實際人均可支配收入=平減后的人均可支配收入=名義人均可支配收入÷CPI%，以此來排除物價和時間因素對消費和收入的影響。

本文主要運用Excel2016和Stata14對這些統計數據進行數據統計、處理及實證模型分析。我國城鎮、農村居民人均消費性支出及人均可支配收入來自國家統計局網站、《中國統計年鑒》及中經網統計數據庫，其中有關城鎮居民人均消費性支出的相關數據在1990～2005年少部分存在殘缺，故選擇與其差距很小、且只在小數點后第二位存在差距的城鎮居民人均消費性現金支出作為替代。城鎮、農村居民消費價格指數（1990=100），是筆者以中經網統計數據庫的價格指數（上一年=100）為基礎，用1990年為不變價格在Excel2016中計算得出。

（二）變量選取與模型構建

本文以經濟學家凱恩斯的絕對收入假說模型作為理論依據，進行變量選取和模型構建。將居民人均可支配收入作為自變量即解釋變量，居民人均消費性支出作為因變量即被解釋變量，且在經典消費模型中收入決定本期消費。消費函數的經典函數模型為：Y=β1+β2X，Y作為本期消費，X作為本期收入，β1作為必不可少的、由人的基本需求決定的自發性消費，β2是居民的邊際消費傾向，一般來說存在邊際消費傾向遞減規律。此外，乘數效應提出：經濟因素的變動對GDP有成倍數的拉動作用，乘數一般用K表示，K=■，此時β■為邊際消費傾向。邊際消費傾向β■與乘數K之間為正比例關系。因此可以得出結論：擴大居民的邊際消費傾向，有助于國民經濟成倍數增長，研究居民消費傾向變化極為重要。

在模型構建的過程中，變量的選取如表1所示。

μi為隨機干擾項，αi、βi為系數。令2005年前后農村居民消費函數模型為：

2005年前，Y=α1+α2X+μ，t1=1990，…，2005

2005年后，Y=β1+β2X+μ，t2=2006，…，2020

令2005年前后城鎮居民消費函數模型為：

2005年前，Y2=α12+α22X2+μ2，t1=1990，…，2005

2005年后，Y2=β12+β22X2+μ2，t2=2006，…，2020

以農村居民消費函數模型為例進行分析，結合鄒氏結構變化檢驗的相關原理，1990～2005年與2006～2020年農村居民消費函數系數的關系可能為：

α1=β1，α2=β2，兩個回歸的截距項、斜率項相同，稱其為重合回歸，邊際消費傾向未發生改變。

α1≠β1，α2=β2，即兩個回歸的截距項不同，稱這兩個回歸為平行回歸，邊際消費傾向未發生改變。

α1=β1，α2≠β2，即兩個回歸的斜率項不同，稱兩個回歸為匯合回歸，邊際消費傾向發生改變。

α1≠β1，α2≠β2，此時因為其截距項和斜率項都改變，所以這兩個回歸是相異回歸，邊際消費傾向發生改變。

可以通過在單方程一元線性模型中引入虛擬變量Di來研究消費傾向的改變，在引入虛擬變量Di的情況下，構建如下模型：

Di=1 2005年前0 2005年后

合并t1與t2兩個不同時期的觀察值來估計以下引入虛擬變量的回歸：

Y=β0+β1X+β3Di+β4（β3X）+μ

于是有：

E（Y|Di=0，X）=β0+β1X

E（Y|Di=1，X）=（β0+β3）+（β1+β4）X

這兩個函數表達式可分別表示1990～2005年與2006～2020年兩個不同時期的農村居民消費函數。在統計檢驗中，拒絕β4=0的假設，接受β4≠0的假設，則說明2005年前后農村居民消費函數的斜率即邊際消費傾向不同。如果拒絕β3=0的假設，接受β3≠0的假設，則說明2005年前后農村居民消費函數的截距即自發性消費不同。城鎮居民消費函數引入虛擬變量及分析邊際消費傾向是否發生變化的過程同理。

（三）描述性統計

1. 農村居民

根據國家統計局及《中國統計年鑒》給出的數據可得，1990～2020年實際（調整后的）農村居民人均消費性支出由584.630元增加到4360.749元，年均增長率為6.70%;人均可支配收入由686.31元增加到5447.677元，年均增長率為6.91%。此外，2005年前后實際（調整后的）農村居民人均消費性支出的年均增長率為4.75%、8.18%，人均可支配收入年均增長率為5.52%、7.79%。可以看出，2006～2020年調整后的農村居民人均消費性支出的年均增長率比1990～2005年增加3.43%，人均可支配收入年均增長率增加2.27%。

2. 城鎮居民

由國家統計局及《中國統計年鑒》數據可知，1990～2020年實際（調整后的）城鎮居民人均消費性支出由1278.890元增加到8075.677元，年均增長率為6.12%;人均可支配收入由1510.16元增加到13107.313元，年均增長率為7.22%。2005年前后實際（調整后的）的城鎮居民人均消費性支出年均增長率分別為6.50%、5.20%，可支配收入年均增長率分別為7.18%、6.57%。由此可以看出，與農村居民恰恰相反，2006～2020年經過數值平減后的城鎮居民人均消費性支出和人均可支配收入的年均增長率與1990～2005年相比，呈現縮減趨勢。計算得出，在2006～2020年調整后城鎮居民人均消費性支出的年均增長率比1990～2005年減少1.3%，人均可支配收入年均增長率減少0.61%。

（四）回歸分析

1. 農村居民

在Stata14中做引入虛擬變量的農村居民消費函數模型：Y=β0+β1X+β3Di+β4（DiX）+μ的回歸，結果見表2。依據回歸結果，可以分析出農村居民消費函數模型為如下形式：

Y^=-361.034+0.887X+530.328Di-0.277DiX

2. 城鎮居民

同時在城鎮居民消費函數中引入虛擬變量，用Stata14進行回歸，回歸的結果見表3。分析回歸結果可以得出城鎮居民消費函數模型為：

Y^2=926.881+0.585X2-730.288Di2-0.139Di2X2

（五）農村居民消費函數回歸結果分析

在回歸結果中，R2=0.997，R2=0.996，數值均較大且較接近于1，證明該模型通過擬合優度檢驗，即該模型擬合具有較好的擬合效果。對方程的顯著性進行F檢驗：當顯著性水平α為0.05的情況下，F=2613.084>F0.05（3，27），因此函數的總體線性關系顯著成立，即該城鎮居民消費函數方程可以被所有解釋變量共同解釋。對解釋變量X、Di、DiX的顯著性進行T檢驗：X、Di、DiX的t值為53.61、5.49、-4.02，當顯著性水平α=0.05即置信水平=0.95時，t值均大于臨界值t0.025（27）及相應的伴隨概率p值均小于0.05，證明該函數模型通過t檢驗，即參數β3、β4≠0，拒絕β3=0、β4=0的假設，斜率和截距項都不為0，強烈示出兩個時期的回歸是相異的。

用Stata14依次做2005年前后兩個不同時期的回歸，得到的回歸結果見表4、表5。

因此，我國農村居民人均消費函數分別為：

2005年前，Y^=169.295+0.610X

2005年后，Y^=-361.034+0.887X

根據結果可知：當顯著性水平α=0.05，2005年前后兩個不同的函數模型的解釋變量的t值都大于臨界值，相應的伴隨概率也小于0.05，因此被解釋變量能被解釋變量X所解釋。2005年前后我國農村居民消費邊際傾向由0.610增加至0.887，增幅為45.41%，可以得出2005年前后我國農村居民邊際消費傾向有上升趨勢。

（六）城鎮居民消費函數回歸結果分析

首先，對城鎮居民消費函數的回歸結果進行分析得出，R2=0.998，R2=0.998，數值較大且接近于1，證明1990～2020年城鎮居民消費函數模型通過擬合優度檢驗，且此函數模型的擬合效果相對較好。其次，對方程的顯著性是否成立進行F檢驗，可以得出，當顯著性水平α=0.05，F=3968.773>F0.05（3，27），因此城鎮居民消費函數方程可以被所有解釋變量共同解釋。再依據解釋變量X2、虛擬變量D2、Di2X2的顯著性檢驗可以得出：X2、Di2、Di2X2的t值分別為48.45、-4.90、3.90，當顯著性水平α=0.05，這三個t值都大于臨界值t0.025（27），并且相關的伴隨概率p值均小于0.05，證明城鎮居民消費函數模型的解釋變量通過t檢驗，即解釋變量X2、虛擬變量D2、Di2X2前的參數顯著地不等于0，即2005年前后城鎮居民的消費函數的斜率和截距項都不為0，1990～2005年和2006～2020年兩個不同時期的消費函數的邊際消費傾向發生改變。

再用Stata軟件對2005年前后兩個時期進行回歸，根據如表6、表7的回歸結果得出2005年前后我國城鎮居民人均消費函數分別為：

2005年前，Y^2=196.593+0.724X2

2005年后，Y^2=926.881+0.585X2

可以看出，我國城鎮居民的邊際消費傾向在2005年前后呈現出下降的趨勢，即城鎮收入對消費的影響程度降低了，從0.724降低至0.585，降幅為23.76%。

近年來我國社會主義市場經濟不斷煥發新的活力，表現在居民可支配收入顯著增加、居民對生活水平和質量的要求提升等方面。在此現狀下，我國農村居民2006～2020年的邊際消費傾向與1990～2005年相比有所增加，而城鎮居民2006～2020年的邊際消費傾向卻有所減少，產生這種不同的趨勢變化的原因是什么呢？

三、城鄉居民消費傾向變化的成因

（一）城鄉居民的收支結構存在差異

“三農”問題是擺在我國發展戰略中的具有深遠影響的重大問題，近年來為更好解決“三農”問題，我國提出脫貧攻堅、鄉村振興等扶持戰略促進農村地區經濟發展。由國家統計局數據可知：1990～2020年，我國農村居民實際人均收入共增加4761.367元，且每年的增加額有上升的趨勢。可見農村居民的收入水平有一定提高。在收入增加的情況下，會對消費產生一定的刺激作用。

農村居民當前大多處于收支平衡的發展階段，而城鎮居民消費在收入中的占比進一步下降。在1990～2020年期間，調整后的農村居民的消費性支出（人均）占可支配收入（人均）的比重在70%以上，且2012年以來輕微上升;與農村居民對比來看，城鎮居民的此比重在2002年后明顯下降，在2012年下降到70%以下，2012年后進一步下降，如圖1、圖2所示。而歸根結底產生這種差異的原因在于：盡管1990～2020年農村居民收入水平顯著提高，城鄉居民之間的收入差距卻進一步擴大。

因此，在農村居民超過70% 的收入都用來消費且此比重不斷增加的情況下，收入對消費的拉動作用進一步增大，農村居民的邊際消費傾向會變大。而城鎮居民消費在收入中的占比不斷下降，這也是城鎮居民邊際消費傾向降低的原因之一。

（二）城鄉居民高收入群體占比存在差異

《2018全球不平等報告》提到，中國收入在前10%的居民群體的收入占比達到41%，且我國近年來基尼系數均超過0.4，2016年達到0.465。根據聯合國開發計劃署等組織的規定，0.465在0.4～0.59范圍內，說明該國家不同收入群體之間的收入差距較大。而高收入人群基本居住在城鎮地區，農村地區的居民中高收入人群較少，多為中低收入人群。那么，在城鎮地區高收入人群較為集中且呈現增加趨勢的情況下，意味著財富越來越集中在少數人手里。而財富的集中在某種程度上會抑制消費，對城鎮居民的總體消費水平造成限制。在這種情況下，城鎮居民的邊際消費傾向呈現出隨著人均收入增多反而出現降低的趨勢。

（三）老齡化對城鄉居民影響程度存在差異

根據我國在2021年進行的第七次人口普查數據可知，60歲及以上的人口總數已經達到了26402萬人，占比18.70%，與2010年相比已經上升了5.44個百分點（其中65歲及以上19046萬人，占比13.50%）。由此可以得出，我國人口老齡化現象較為嚴重。同時根據潘紅虹、唐玨嵐（2021）的實證研究可以得出，一方面，老年人口的增加即人口老齡化對居民消費有一定的抑制作用;另一方面，人口老齡化對城鎮居民消費的抑制和減少作用比對農村居民更大，約是農村的2倍。

原因在于處于城鎮地區的老年群體在退休之前多在固定單位工作，單位一般會提供退休金，但在退休后其收入驟然減少，自然會抑制消費。同時老年人口具有防范風險的需要和養老需求，更偏向于提高儲蓄率，儲蓄的增加往往會產生擠出效應，對消費產生抑制和減少作用。誠然，我國農村地區盡管老齡化程度也不低，但留在農村地區的老年人多從事農業勞動，農業勞動不受年齡的限制而取決于身體狀況。此外，2009年新型農村社會養老保險試點推行以來，我國農村居民參保人數不斷增加，由于保障性收入的存在，促進了農村居民的消費，從而擴大其消費傾向，造成農村居民邊際消費傾向上升。

（四）城鄉居民住房壓力不同

近年來，城鎮人口隨著城鎮化的建設和城市的擴張不斷增加，城市的住房壓力變大，商品房價格的上升速度快。據資料顯示，2019年我國住宅商品房平均銷售價格驟增到9287.00元/平方米，與2000年商品房平均銷售價格2112.00元/平方米相比，同比增長339.73%。城鎮地區房價的上升導致城鎮居民增加儲蓄率以便在未來購置房屋，或者直接進行按揭貸款買房，用于買房儲蓄或還貸款的支出必然會產生擠出效應，對消費進行抑制，導致城鎮居民的邊際消費傾向下降。而農村地區的房屋所有權多掌握在居民自己手中，且多為自主建造，住房壓力較小，因此，盡管農村居民住房支出有一定程度的增長，但住房支出對消費的抑制作用遠小于城鎮地區，這也是造成城鄉居民消費傾向產生不同變動的原因之一。

四、結語

當前，我國正處于以擴大內需為主、促進國內國際雙循環的背景下，研究我國城鄉居民消費傾向的轉變，能為進一步激發消費活力、縮小城鄉發展差距提供依據。筆者對2005年前后我國農村居民、城鎮居民的消費函數模型進行實證研究，從而對消費傾向是否變化、變化的程度及變化趨勢進行分析，得出結論：在1990～2005年和2006～2020年兩個不同的時期，我國農村居民和城鎮居民的消費傾向都有變化;與1990～2005年相比，農村居民邊際消費傾向在2006～2020年增加，城鎮居民邊際消費傾向在2006～2020年減少。原因是城鄉居民的收支結構存在差異、城鄉居民高收入群體占比存在差異、老齡化對城鄉居民影響程度存在差異及城鄉居民住房壓力不同等。

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（作者單位：吉林大學生物與農業工程學院）