论文摘要：消费需求不足一直是中国经济增长面临的结构性瓶颈。本文从计量经济模型出发，检验了中国城乡居民边际消费倾向的差异，并提出中国城镇居民边际消费倾向大于农村居民边际消费倾向，但城镇居民边际消费倾向有下降的趋势，而农村居民边际消费倾向有上升的趋势。造成城镇居民、农村居民边际消费倾向变化的原因是：城乡收入结构、消费结构、耐用消费品消费三方面因素存在差异。本文得出结论，刺激中国消费需求增长的重心在于提高农村居民消费需求。
论文关键词：边际消费倾向,消费需求,消费结构
一、引言
1978年，中国实行对外开放以来，经济发展取得了举世瞩目的成就。在经济增长的三个拉动因素中，投资因素与净出口因素的拉动作用不断加强，消费因素的拉动作用不断减弱。尤其在1994年人民币汇率改革以来，中国出口以年均19.3%的名义增长率迅速增长，比1978-1993年间平均水平高出大约3个百分点。
2009年，随着全球金融危机的蔓延，全球经济增长放缓，中国经济增长的外部需求受到巨大冲击，经济增长面临困境。在国内消费需求无法迅速启动的情况下，政府主要通过扩张的财政政策和货币政策，加大政府投资，刺激私人投资，以保证经济达到较高的增长率。虽然这些投资刺激政策可以在短期内企稳经济，但在长期来看，如果没有消费需求的支撑，经济的增长仍然是乏力的。只有消费需求的扩张才能在长期中保证经济的稳定增长。
国内消费需求不足，尤其是居民消费不足，已经得到理论界的普遍认可。理论界主要针对中国居民消费需求不足的原因，提出了有益的见解。，概括起来，理论界认为中国居民消费需求不足的原因主要有：
第一，中国居民收入增长不高，尤其农村居民收入增长相对缓慢，制约了消费需求的扩张；
第二，经济体制改革、就业压力增大等因素导致的居民预期收入不确定性增大，加上我国社会保障体系尚不健全，增加了居民的预防性储蓄动机，制约了消费的扩张；
第三，教育、医疗体制改革增加了居民的教育支出、医疗支出，房地产市场价格不断上涨，增加了居民的购房支出，随着改革的进一步推进，居民未来支出的不确定性增加，储蓄动机被进一步强化，制约了消费；
第四，我国消费金融不够发达，居民面对数额相对庞大的消费支出，难以通过金融工具实现消费水平在其一生的均等化，居民面对流动性约束，进一步制约了消费需求；
第五，我国居民收入分配的不平等加剧，根据凯恩斯绝对收入假说，居民的边际消费倾向随其收入的提高而递减，那么收入分配不平等的加剧必然导致全社会平均消费倾向下降，居民消费水平也同步下降；
另外，杭斌（2009）认为，消费习惯的存在进一步降低了居民的边际消费倾向，抑制了居民消费需求的扩张；周建、杨秀祯（2009）则认为中国农村居民的消费行为存在明显的攀附效应，该效应有可能成为启动农村消费市场的有利因素。
综合来看，目前还缺乏对中国居民消费倾向的全面考察，本文拟从城镇居民、农村居民两个角度，对中国居民消费倾向的特征做一考察，通过对我国居民边际消费倾向的深入研究，以揭示我国居民消费的特点，对启动消费需求提供有益的参考。
二、中国城乡居民边际消费倾向差异性的计量分析
1、理论模型
根据凯恩斯的绝对收入假说，当期收入由当期消费决定，其数学表达式为
 ， ……(1)
其中：下标t代表时间， 为服从经典假定的扰动项， 代表当期消费， 代表当期收入，c即边际消费倾向。
但这样的模型不能揭示边际消费倾向的变化特征，因此本文首先使用中国城镇居民、农村居民的相关数据估计模型(1)，对中国城镇与农村居民消费倾向是否相等这一假设做出检验。
进一步，本文使用Chow检验判断主要时点边际消费倾向是否发生了结构变化，再通过不同阶段的模型来寻找边际消费倾向的变化特征，结构变化的模型是：
 , ……(2)
 , ……(3)
通过模型(2)、(3)与(1)构造F统计量，来判断中国居民边际消费倾向是否发生了变化
本文所使用的数据均来自《新中国五十五年统计资料汇编》、历年《中国统计年鉴》，数据时间段为1978年—2008年，收入变量对城镇居民使用“城镇居民家庭人均可支配收入”，对农村居民使用“农村居民家庭人均纯收入”，消费变量对城镇居民使用“城镇居民家庭人均消费支出”，对农村居民使用“农村居民家庭人均消费支出”。所有变量均不变价进行计算以扣除价格因素。
2、计量分析
分别使用城镇居民数据、农村居民数据对模型(1)进行估计，并施加相应的约束条件，估计的结果为：
表1城镇居民、农村居民模型(1)估计结果
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研究对象
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截距项
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边际消费倾向
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R
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|
城镇居民
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145.50
|
0.93
|
0.966
|
|
农村居民
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4.63
|
0.75
|
0.991
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注：代表1%的显著性水平上显著。
表2城镇居民、农村居民模型(1)施加约束估计的结果
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约束条件
|
F值
|
临界值（5%显著性水平）
|
临界值（1%显著性水平）
|
|
边际消费倾向相等
|
6.74
|
4.01
|
4.99
|
|
边际消费倾向、
截距项都相等
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51.74
|
3.16
|
4.99
|
从回归结果来看，两个约束条件在1%显著性水平上都被拒绝了，中国城乡居民的消费函数在统计上是显著不相同的，不仅边际消费倾向不同，截距项也不同，因此，应当分别估计中国城镇居民的边际消费倾向与农村居民的边际消费倾向。从表1的回归结果来看，中国城镇居民的边际消费倾向大于农村居民的边际消费倾向。但是，城市居民的收入水平高于农村居民的收入水平，这似乎与传统理论“边际消费倾向随收入水平的上升而下降”的规律不相吻合。
考虑到中国1992年确定经济体制改革的目标是“建立社会主义市场经济体制”，同时，考虑到1994年人民币汇率改革，以及90年代中后期国有企业改革深化等因素，因此，选择1994年作为结构变化点，对城镇居民消费函数及农村居民消费函数时行Chow检验，检验结果如下：
表3城镇居民消费函数1994年结构变化Chow检验
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约束条件
|
F值
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临界值（5%显著性水平）
|
临界值（1%显著性水平）
|
|
边际消费倾向相等
|
57.13
|
4.18
|
7.60
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边际消费倾向、截距项都相等
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81.38
|
3.28
|
5.42
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表4农村居民消费函数1994年结构变化Chow检验
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约束条件
|
F值
|
临界值（5%显著性水平）
|
临界值（1%显著性水平）
|
|
边际消费倾向相等
|
2.91
|
4.18
|
7.6
|
|
截距项相等
|
0.043
|
4.18
|
7.6
|
|
边际消费倾向、截距项都相等
|
9.63
|
3.28
|
5.42
|
从表3的检验结果，可以非常清晰的发现，约束条件均被拒绝了，城镇居民消费函数在1994年发生了显著的结构性变化，不仅边际消费倾向发生了变化，截距项也发生了变化，应当对城镇居民消费函数分段估计，以确定其更加合适的边际消费倾向。 1/3 1 2 3 下一页 尾页 |
