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摘要:消费需求是扩大内需、促进经济持续增长的根本动力。研究表明,城镇与农村居民的收入和消费之间具有长期的协整性,但城乡的协整关系不同。城乡居民的边际消费倾向表现出显著的差异性:城镇居民长期平均的边际消费倾向较稳定,而农村居民的边际消费倾向则有较大变动。因此,应根据城乡居民的消费特征,采取增加低收入阶层的收入,培育新的消费点,完善农村社会保障等措施。
关键词:边际消费倾向;协整;误差修正模型;城镇居民;农村居民
中图分类号:F224.0 文献标识码:A 文章编号:1003-3890(2010)02-0017-05
一、引言
作为经济增长的“三驾马车”之一,消费需求是扩大内需、促进经济持续增长的根本动力。边际消费倾向则反映了增加1单位收入中用于增加消费部分的比率。对居民边际消费倾向的研究,对于制定经济政策,调整产业结构,扩大城乡居民的消费需求以拉动经济增长等具有十分重要的现实意义。由于历史发展的原因,我国城乡二元经济结构的特征突出,城镇居民和农村居民在消费行为方面也表现出各自的特征,边际消费倾向差别较大。
四川省是我国西部大省,城乡经济差别显著,其省会成都市是全国统筹城乡综合配套改革试验区之一,四川省的经济发展在我国特别是西部地区具有典型性和代表性。本文基于协整及误差修正模型(ECM)理论,以四川省为例,对城镇和农村居民的边际消费倾向进行实证比较研究,以揭示城乡居民消费特征的差异及其原因。
二、文献回顾
在消费与收入关系的研究文献中,早期最具代表性的是凯恩斯(J. M. Keynes,1936)的绝对收入假说消费函数,其提出边际消费倾向递减;杜森贝里(J. S. Duesenberry,1949)则从消费的“示范效应”和“棘轮效应”考察了消费相对收入的变动;莫迪利亚尼(F. Modigliani,1954)从生命周期的角度考察了消费者效用最大化下的跨期选择;弗里德曼(M. Friedman,1957)则将居民收入区分为持久收入和暂时收入,考察这两类收入对消费的不同影响。进入20世纪90年代,消费研究在理论和实证分析上出现了两个方面的重大突破:在理论上,迪顿(Deaton,1991)和卡罗尔(Carroll,1992)以预防性储蓄理论为基础,提出“缓冲库存模型”,认为消费者储蓄的目的不仅仅只是将收入均等分配于整个生命周期,还在于为了防范不确定性事件的发生;在实证分析方法上,将误差修正模型开始应用于消费行为的研究。
国内在消费行为的研究中成果丰富,比较典型的如臧旭恒(1994)运用持久收入假说考察了中国居民的消费行为;韩立岩(1998)运用协整理论实证分析了中国居民收入消费关系;孙凤(2002)和朱信凯(2003)分别研究了中国城镇和农村居民的消费函数;张继海、臧旭恒(2005)实证研究了中国城镇居民收入和消费的协整性;董长瑞、梁纪尧(2006)根据持久收入假说研究了中国农民的持久收入与消费的协整关系;曹鑫、黄晓治(2007)分析了广西城乡居民收入和消费之间的关系及其差异。
上述成果,从理论和实证角度对消费与收入的关系进行了丰富的研究,但分析主要集中于居民收入与消费的关系层面上。本文立足于对居民边际消费倾向的考察,通过城乡比较,深入挖掘城乡居民的边际消费倾向的不同特征及其原因。
三、四川省城乡居民边际消费倾向实证模型
(一)变量选取与数据处理
边际消费倾向反映了增加1单位收入中用于增加消费部分的比率。本文选取如下变量对城乡居民的消费倾向进行比较研究:(1)城镇居民家庭平均每人全年可支配收入,该指标反映了城镇居民的收入水平;(2)城镇居民家庭平均每人全年消费性支出,反映了城镇居民的消费水平;(3)农村居民家庭平均每人年纯收入,反映了农村居民的收入水平;(4)农村居民家庭平均每人全年生活消费支出,反映了农村居民的消费水平。
样本数据为四川省1978-2007年的收入和消费数据,数据采自中经网统计数据库。为消除价格因素的影响,采用以1978年为基期的城乡居民消费价格指数分别对城乡居民的收入和消费名义数据进行平减,得到实际的人均收入和消费数据,分别用UI、RI、UC和RC表示,定义如下:
UI——城镇居民实际人均收入,UC——城镇居民实际人均消费支出;RI——农村居民实际人均收入,RC——农村居民实际人均消费支出。
依据有关数据,经整理,得到四川省城乡居民收入和消费序列的散点图(见图1)。
(二)收入与消费的单整性检验
文章利用Eviews5.1软件并采用ADF检验,对收入和消费序列进行单整性检验。ADF检验的滞后期由赤池信息准则(AIC)给出。通过反复试算,得到如下结果(见表1)。
从表1得到,在5%的显著性水平下,变量UI、UC及其1阶差分序列的ADF统计量大于临界值,表明序列是非平稳的,存在单位根;而其2阶差分序列的ADF统计量则小于临界值,是平稳的。同理,RI和RC原始序列是非平稳的,而其1阶差分序列则是平稳的。由此得出结论:UI和UC为2阶单整序列,而RI和RC为1阶单整序列,即:UI～I(2),UC～I(2),RI～I(1),RC～I(1)。
(三)收入与消费的协整性检验
居民的边际消费倾向由收入和消费的关系即消费函数来反映。根据凯恩斯的绝对收入假说,首先建立线性的消费函数,即收入—消费的协整方程;而收入—消费的协整性则需要通过其后的协整性检验。
1. 城镇居民收入—消费的协整方程。城镇居民收入和消费均为2阶单整序列,因此可能是协整的。可以建立收入—消费的协整方程,并且为了消除自相关,采用GLS估计得到以下协整方程:
t=(5.81) (48.11)
p=(0.0000)(0.0000)
R2=0.997 R2=0.996 F=4291.004 D.W.=1.98
估计方程的统计检验显示,模型具有优良的统计性质。且没有异方差和自相关,计量经济学性质良好。0.746表示城镇居民的边际消费倾向,即收入每变动1单位所引起的消费的变动量,经济意义合理。
2. 农村居民收入—消费的协整方程。同理可得农村居民收入—消费的协整方程。但实证研究表明,在整个研究期间(1978—2007年),农村居民收入—消费不存在同一的协整方程。从图1(a)中看到,以1996年为界,在1996年之前,农村居民收入—消费高度一致,表现出完全一致的动态趋势,而在1996年之后,消费的增长则明显慢于收入的增长速度。为了刻画1996年前后农村居民收入—消费的这种变化特征,引入虚拟变量Dt,其取值为:
Dt=0 1996年之前1 1996年之后
据此建立收入—消费协整方程,并采用GLS估计得到如下估计结果:
t=(54.62) (-3.94)(2.65)
p=(0.0000)(0.0007)(0.0147)
R2=0.993 R2=0.992 D.W.=2.27
向。结合前述农村居民收入—消费序列散点图(图1(a)),可知前后两段时间里有不同的边际消费倾向与实际情况是一致的。
3. 城乡居民收入—消费的协整性检验。上述协整方程的有效性有赖于收入—消费的协整性检验,以确定收入—消费是否存在前述协整关系。采用AEG方法对城乡居民收入—消费的协整性进行检验,其实质是对上述协整方程的残差进行平稳性检验,检验结果如下(见表2)。
检验结果表明,根据上述方式建立的收入与消费的协整方程,其残差是平稳的。因此,收入与消费是协整的,原协整方程成立,可以建立收入—消费的误差修正模型。
(四)四川省城乡居民收入—消费的误差修正模型
1. 城镇居民收入—消费的误差修正模型。以式(1)所表示的协整方程为基础,建立城镇居民收入—消费的误差修正模型。经反复试算,得到如下较好的估计结果:
t=(14.31)(-2.65)
p=(0.0000) (0.0134)
R2=0.734 R2=0.723 D.W.=1.81 S.E.=17.027
2. 农村居民收入—消费的误差修正模型。同理,以式(2)的协整方程为基础,经估计得到农村居民收入—消费的误差修正模型估计结果:
t=(7.70) (-2.39)
p=(0.0000)(0.0257)
R2=0.6774 R2=0.647 D.W.=1.81 S.E.=17.027
对模型进行统计显著性检验和计量经济检验的结果表明,模型(4)、(5)具有良好的统计性质和计量经济性质,可以用作四川省城乡居民消费行为的分析。
四、城乡居民边际消费倾向比较分析
(一)城乡居民边际消费倾向特点比较
根据实证模型的式(1)、(3)、(4)和(5),整理得到四川省城乡居民收入—消费的协整方程和误差修正模型(见表3)。
模型(1)和(4)分别反映了四川省城镇居民收入—消费的协整方程和误差修正模型。根据模型(1),四川省城镇居民的边际消费倾向为0.746,即从长期看,收入每增加1个单位,则消费平均增加0.746个单位。根据模型(4),城镇居民消费水平的短期变化,主要受收入水平短期变动和上一期非均衡误差的影响,其影响强度分别为0.709和0.556,其中短期收入变动对消费有正向约束作用,而非均衡误差对短期消费变动的影响是负数,为反向修正作用。
模型(3)和(5)表示了四川省农村居民收入—消费的长期协整关系与误差修正模型。结果表明,从长期来看,四川省农村居民的收入—消费没有同一的协整关系,而是以1996年为界,前后表现出不同的协整关系。1996年之前,农村居民的长期平均消费倾向为0.904,边际消费倾向较高;1996年之后,其平均边际消费倾向则下降到0.640。而从误差修正模型看,消费短期变动受收入水平短期变动和上一期非均衡误差影响的强度分别为0.714和0.398,其中非均衡误差为反向修正。
比较城乡居民的收入—消费的协整方程及误差修正模型,可以得到城镇和农村居民的边际消费倾向存在以下显著差异:
1. 城乡居民消费的行为模式不同。收入—消费的协整方程反映了收入与消费之间的长期关系,即消费随收入变动而变动的情况,体现了居民消费的行为模式。从协整方程看,城镇居民的收入与消费在研究期间具有统一的协整方程,边际消费倾向是一致的,没有显著变化;而农村居民的收入—消费关系则在1996年前后表现出不同的特点,边际消费倾向发生了根本性的变化。
2. 从具体的数值看,城乡居民的边际消费倾向大小不同。城镇居民的平均边际消费倾向为0.746,在1978-2007年比较稳定;而农村居民在1996前为0.904,较之城镇居民的为高;而在1996年之后,则下降为0.640,反而低于城镇居民。
3. 收入及非均衡误差的短期效应不同。从收入—消费的误差修正模型看,城乡居民短期收入变动对消费的影响分别为0.709和0.714,两者相差不大;而从非均衡误差的修正强度来看,城镇和农村居民误差修正模型的非均衡误差修正系数分别为0.556和0.398,城镇的修正强度大于农村。
(二)城乡居民边际消费倾向差异的原因分析
导致城乡居民边际消费倾向差异的原因是多方面的,主要有以下两点:
1. 收入增长的影响。由于我国长时期的高积累低消费政策主张,使得城乡居民的消费需求长期处于非正常的低水平状态。改革开放以来,四川省经济有了较大的发展,但城乡经济发展并不平衡,城乡收入差距进一步拉大(见表4)。
由于城镇居民收入水平不仅起点较高且增长较快,城乡居民收入差距呈现出扩大的趋势,由1978年的1∶2.896扩大到2007年的1∶3.129,人均收入的绝对差在2007年更是高达7 551.59元。相对稳定的收入预期和相对健全的社会保障机制,使城镇居民的边际消费倾向较稳定。而城乡收入差距的扩大以及随着改革开放政策的实施,农村居民风险意识的增强,使居民储蓄意愿不断增加,导致边际消费倾向较大幅度的下降。
2. 教育、医疗、住房市场化改革的影响。1998年以来实行的教育、医疗、住房全面市场化改革,对城乡居民消费产生了不同影响(见表5)。
表5反映了教育、医疗、住房市场化改革对城乡居民消费的不同影响。城镇居民对住房、医疗和教育的依赖性强烈,受市场化改革的影响很大,在住房、医疗和教育上的支出由1995年人均652.62元迅速增加到2006年的2 154.63,增加了1 502.01元;在总消费性支出中所占的比重由1995年的19.03%上升到2006年的28.63%,提高了9.6个百分点。同期农村居民的上述支出只增加了453.55元;比重上升了7.4个百分点。因此,从绝对数和相对量上来看,教育、医疗、住房改革使城镇居民受到了更大的影响,刺激了城镇居民总消费性支出的增加。而在农村,由于收入水平和教育医疗条件限制,农民“有病不看,有学不上”的现象依然存在,造成对教育和医疗的有效需求相对较低,加之农村住房多为自行修建,因此,来自教育、医疗、住房市场化改革的冲击现阶段尚未完全表现出来,影响不突出,农村居民在教育、医疗、居住三项的支出增长不如城镇显著,对消费总量的拉动作用有限,表现为边际消费倾向较低。
五、结论及建议
通过对1978-2007年样本区间的城乡居民边际消费倾向的比较分析可得出以下结论:(1)城镇与农村居民的收入和消费具有长期协整性,但城乡的协整关系不同;(2)城乡居民的边际消费倾向表现出显著的差异性:城镇居民有较稳定的长期平均边际消费倾向,而农村居民的边际消费倾向则有较大变动,在1996年前较城镇居民的为大,而1996年之后则下降到低于城镇居民的水平;(3)从短期来看,收入变动和非均衡误差对城乡居民的消费波动有显著影响,而城镇居民表现尤为突出。总体而言,由于收入水平差异和教育、医疗、住房的市场化改革对城乡居民的不同影响,城乡居民边际消费倾向表现出各自的特点,差异较大。特别地,我们发现1996年以后,农村居民的边际消费倾向很低,“有效需求不足”的特点表现得十分明显。
因此,为了扩大内需,促进消费需求持续增长,需要根据城乡居民的消费特征,采取有针对性的措施。首先是增加居民收入,特别是增加低收入阶层的收入,实现“经济发展—收入增加—消费增长—经济发展”的良性互动;其次要努力培育新的消费点,通过商品创新,丰富商品市场,满足居民多样化的消费需求;最后,加强农村消费市场建设,通过完善农村社会保障制度,增强居民消费信心,扩大农村居民的有效需求。
参考文献:
[1]Molana, H.. The role of income in the consumption function: A review of on-going developments[J]. Scottish Journal of Political Economy, Aug 1993, Vol. 40 Issue 3.
[2]臧旭恒.持久收人、暂时收入与消费[J]. 经济科学,1994,(1).
[3]韩立岩.中国收入——消费关系的协整分析与模糊分析[J].管理世界,1998,(5).
[4]孙凤.消费者行为数量研究——以中国城镇居民为例[M].上海:上海人民出版社,2002.
[5]朱信凯.中国农户消费函数研究[M].北京:中国农业出版社,2003.
[6]张继海,臧旭恒.中国城镇居民收入和消费的协整分析[J].消费经济,2005,(4).
[7]董长瑞,梁纪尧.中国农民持久收入与消费的协整分析[J].中国农村观察,2006,(2).
[8]曹鑫、黄晓治.城乡居民收入——消费关系及其差异的协整分析:以广西为例[J].农业技术经济,2007,(2).
[9]达摩达尔·古扎拉蒂.计量经济学基础[M].北京:中国人民大学出版社,2005.
责任编辑:艾 岚
责任校对:世 玲
Comparative Study on the MPC of Urban and Rural Households
Zhang Wenai1,2
(1. Economy and Trade School, Chongqing Technology and Business University, Chongqing 400067, China;
(2. School of Statistics, Southwest University of Finance & Economics, Chengdu 610074, China)
Abstract:Consumption demand is the essential force to develop national economy. The income and consumption of urban and rural households are integrated in the long-term run, while the integrated function between urban and rural households are different. Therefore the MPC of urban and rural households is different obviously: MPC of urban households is stable, while that of rural households changes significantly. So we should take the practiacl measures according to the consume characters of urban and rural households, suchas increasing the income of low-income stage, cultivating the new consumption focus and perfecting rural social gurantee.
Key words: MPC; cointegration; ECM; urban households; rural households
关键词:边际消费倾向;协整;误差修正模型;城镇居民;农村居民
中图分类号:F224.0 文献标识码:A 文章编号:1003-3890(2010)02-0017-05
一、引言
作为经济增长的“三驾马车”之一,消费需求是扩大内需、促进经济持续增长的根本动力。边际消费倾向则反映了增加1单位收入中用于增加消费部分的比率。对居民边际消费倾向的研究,对于制定经济政策,调整产业结构,扩大城乡居民的消费需求以拉动经济增长等具有十分重要的现实意义。由于历史发展的原因,我国城乡二元经济结构的特征突出,城镇居民和农村居民在消费行为方面也表现出各自的特征,边际消费倾向差别较大。
四川省是我国西部大省,城乡经济差别显著,其省会成都市是全国统筹城乡综合配套改革试验区之一,四川省的经济发展在我国特别是西部地区具有典型性和代表性。本文基于协整及误差修正模型(ECM)理论,以四川省为例,对城镇和农村居民的边际消费倾向进行实证比较研究,以揭示城乡居民消费特征的差异及其原因。
二、文献回顾
在消费与收入关系的研究文献中,早期最具代表性的是凯恩斯(J. M. Keynes,1936)的绝对收入假说消费函数,其提出边际消费倾向递减;杜森贝里(J. S. Duesenberry,1949)则从消费的“示范效应”和“棘轮效应”考察了消费相对收入的变动;莫迪利亚尼(F. Modigliani,1954)从生命周期的角度考察了消费者效用最大化下的跨期选择;弗里德曼(M. Friedman,1957)则将居民收入区分为持久收入和暂时收入,考察这两类收入对消费的不同影响。进入20世纪90年代,消费研究在理论和实证分析上出现了两个方面的重大突破:在理论上,迪顿(Deaton,1991)和卡罗尔(Carroll,1992)以预防性储蓄理论为基础,提出“缓冲库存模型”,认为消费者储蓄的目的不仅仅只是将收入均等分配于整个生命周期,还在于为了防范不确定性事件的发生;在实证分析方法上,将误差修正模型开始应用于消费行为的研究。
国内在消费行为的研究中成果丰富,比较典型的如臧旭恒(1994)运用持久收入假说考察了中国居民的消费行为;韩立岩(1998)运用协整理论实证分析了中国居民收入消费关系;孙凤(2002)和朱信凯(2003)分别研究了中国城镇和农村居民的消费函数;张继海、臧旭恒(2005)实证研究了中国城镇居民收入和消费的协整性;董长瑞、梁纪尧(2006)根据持久收入假说研究了中国农民的持久收入与消费的协整关系;曹鑫、黄晓治(2007)分析了广西城乡居民收入和消费之间的关系及其差异。
上述成果,从理论和实证角度对消费与收入的关系进行了丰富的研究,但分析主要集中于居民收入与消费的关系层面上。本文立足于对居民边际消费倾向的考察,通过城乡比较,深入挖掘城乡居民的边际消费倾向的不同特征及其原因。
三、四川省城乡居民边际消费倾向实证模型
(一)变量选取与数据处理
边际消费倾向反映了增加1单位收入中用于增加消费部分的比率。本文选取如下变量对城乡居民的消费倾向进行比较研究:(1)城镇居民家庭平均每人全年可支配收入,该指标反映了城镇居民的收入水平;(2)城镇居民家庭平均每人全年消费性支出,反映了城镇居民的消费水平;(3)农村居民家庭平均每人年纯收入,反映了农村居民的收入水平;(4)农村居民家庭平均每人全年生活消费支出,反映了农村居民的消费水平。
样本数据为四川省1978-2007年的收入和消费数据,数据采自中经网统计数据库。为消除价格因素的影响,采用以1978年为基期的城乡居民消费价格指数分别对城乡居民的收入和消费名义数据进行平减,得到实际的人均收入和消费数据,分别用UI、RI、UC和RC表示,定义如下:
UI——城镇居民实际人均收入,UC——城镇居民实际人均消费支出;RI——农村居民实际人均收入,RC——农村居民实际人均消费支出。
依据有关数据,经整理,得到四川省城乡居民收入和消费序列的散点图(见图1)。
(二)收入与消费的单整性检验
文章利用Eviews5.1软件并采用ADF检验,对收入和消费序列进行单整性检验。ADF检验的滞后期由赤池信息准则(AIC)给出。通过反复试算,得到如下结果(见表1)。
从表1得到,在5%的显著性水平下,变量UI、UC及其1阶差分序列的ADF统计量大于临界值,表明序列是非平稳的,存在单位根;而其2阶差分序列的ADF统计量则小于临界值,是平稳的。同理,RI和RC原始序列是非平稳的,而其1阶差分序列则是平稳的。由此得出结论:UI和UC为2阶单整序列,而RI和RC为1阶单整序列,即:UI～I(2),UC～I(2),RI～I(1),RC～I(1)。
(三)收入与消费的协整性检验
居民的边际消费倾向由收入和消费的关系即消费函数来反映。根据凯恩斯的绝对收入假说,首先建立线性的消费函数,即收入—消费的协整方程;而收入—消费的协整性则需要通过其后的协整性检验。
1. 城镇居民收入—消费的协整方程。城镇居民收入和消费均为2阶单整序列,因此可能是协整的。可以建立收入—消费的协整方程,并且为了消除自相关,采用GLS估计得到以下协整方程:
t=(5.81) (48.11)
p=(0.0000)(0.0000)
R2=0.997 R2=0.996 F=4291.004 D.W.=1.98
估计方程的统计检验显示,模型具有优良的统计性质。且没有异方差和自相关,计量经济学性质良好。0.746表示城镇居民的边际消费倾向,即收入每变动1单位所引起的消费的变动量,经济意义合理。
2. 农村居民收入—消费的协整方程。同理可得农村居民收入—消费的协整方程。但实证研究表明,在整个研究期间(1978—2007年),农村居民收入—消费不存在同一的协整方程。从图1(a)中看到,以1996年为界,在1996年之前,农村居民收入—消费高度一致,表现出完全一致的动态趋势,而在1996年之后,消费的增长则明显慢于收入的增长速度。为了刻画1996年前后农村居民收入—消费的这种变化特征,引入虚拟变量Dt,其取值为:
Dt=0 1996年之前1 1996年之后
据此建立收入—消费协整方程,并采用GLS估计得到如下估计结果:
t=(54.62) (-3.94)(2.65)
p=(0.0000)(0.0007)(0.0147)
R2=0.993 R2=0.992 D.W.=2.27
向。结合前述农村居民收入—消费序列散点图(图1(a)),可知前后两段时间里有不同的边际消费倾向与实际情况是一致的。
3. 城乡居民收入—消费的协整性检验。上述协整方程的有效性有赖于收入—消费的协整性检验,以确定收入—消费是否存在前述协整关系。采用AEG方法对城乡居民收入—消费的协整性进行检验,其实质是对上述协整方程的残差进行平稳性检验,检验结果如下(见表2)。
检验结果表明,根据上述方式建立的收入与消费的协整方程,其残差是平稳的。因此,收入与消费是协整的,原协整方程成立,可以建立收入—消费的误差修正模型。
(四)四川省城乡居民收入—消费的误差修正模型
1. 城镇居民收入—消费的误差修正模型。以式(1)所表示的协整方程为基础,建立城镇居民收入—消费的误差修正模型。经反复试算,得到如下较好的估计结果:
t=(14.31)(-2.65)
p=(0.0000) (0.0134)
R2=0.734 R2=0.723 D.W.=1.81 S.E.=17.027
2. 农村居民收入—消费的误差修正模型。同理,以式(2)的协整方程为基础,经估计得到农村居民收入—消费的误差修正模型估计结果:
t=(7.70) (-2.39)
p=(0.0000)(0.0257)
R2=0.6774 R2=0.647 D.W.=1.81 S.E.=17.027
对模型进行统计显著性检验和计量经济检验的结果表明,模型(4)、(5)具有良好的统计性质和计量经济性质,可以用作四川省城乡居民消费行为的分析。
四、城乡居民边际消费倾向比较分析
(一)城乡居民边际消费倾向特点比较
根据实证模型的式(1)、(3)、(4)和(5),整理得到四川省城乡居民收入—消费的协整方程和误差修正模型(见表3)。
模型(1)和(4)分别反映了四川省城镇居民收入—消费的协整方程和误差修正模型。根据模型(1),四川省城镇居民的边际消费倾向为0.746,即从长期看,收入每增加1个单位,则消费平均增加0.746个单位。根据模型(4),城镇居民消费水平的短期变化,主要受收入水平短期变动和上一期非均衡误差的影响,其影响强度分别为0.709和0.556,其中短期收入变动对消费有正向约束作用,而非均衡误差对短期消费变动的影响是负数,为反向修正作用。
模型(3)和(5)表示了四川省农村居民收入—消费的长期协整关系与误差修正模型。结果表明,从长期来看,四川省农村居民的收入—消费没有同一的协整关系,而是以1996年为界,前后表现出不同的协整关系。1996年之前,农村居民的长期平均消费倾向为0.904,边际消费倾向较高;1996年之后,其平均边际消费倾向则下降到0.640。而从误差修正模型看,消费短期变动受收入水平短期变动和上一期非均衡误差影响的强度分别为0.714和0.398,其中非均衡误差为反向修正。
比较城乡居民的收入—消费的协整方程及误差修正模型,可以得到城镇和农村居民的边际消费倾向存在以下显著差异:
1. 城乡居民消费的行为模式不同。收入—消费的协整方程反映了收入与消费之间的长期关系,即消费随收入变动而变动的情况,体现了居民消费的行为模式。从协整方程看,城镇居民的收入与消费在研究期间具有统一的协整方程,边际消费倾向是一致的,没有显著变化;而农村居民的收入—消费关系则在1996年前后表现出不同的特点,边际消费倾向发生了根本性的变化。
2. 从具体的数值看,城乡居民的边际消费倾向大小不同。城镇居民的平均边际消费倾向为0.746,在1978-2007年比较稳定;而农村居民在1996前为0.904,较之城镇居民的为高;而在1996年之后,则下降为0.640,反而低于城镇居民。
3. 收入及非均衡误差的短期效应不同。从收入—消费的误差修正模型看,城乡居民短期收入变动对消费的影响分别为0.709和0.714,两者相差不大;而从非均衡误差的修正强度来看,城镇和农村居民误差修正模型的非均衡误差修正系数分别为0.556和0.398,城镇的修正强度大于农村。
(二)城乡居民边际消费倾向差异的原因分析
导致城乡居民边际消费倾向差异的原因是多方面的,主要有以下两点:
1. 收入增长的影响。由于我国长时期的高积累低消费政策主张,使得城乡居民的消费需求长期处于非正常的低水平状态。改革开放以来,四川省经济有了较大的发展,但城乡经济发展并不平衡,城乡收入差距进一步拉大(见表4)。
由于城镇居民收入水平不仅起点较高且增长较快,城乡居民收入差距呈现出扩大的趋势,由1978年的1∶2.896扩大到2007年的1∶3.129,人均收入的绝对差在2007年更是高达7 551.59元。相对稳定的收入预期和相对健全的社会保障机制,使城镇居民的边际消费倾向较稳定。而城乡收入差距的扩大以及随着改革开放政策的实施,农村居民风险意识的增强,使居民储蓄意愿不断增加,导致边际消费倾向较大幅度的下降。
2. 教育、医疗、住房市场化改革的影响。1998年以来实行的教育、医疗、住房全面市场化改革,对城乡居民消费产生了不同影响(见表5)。
表5反映了教育、医疗、住房市场化改革对城乡居民消费的不同影响。城镇居民对住房、医疗和教育的依赖性强烈,受市场化改革的影响很大,在住房、医疗和教育上的支出由1995年人均652.62元迅速增加到2006年的2 154.63,增加了1 502.01元;在总消费性支出中所占的比重由1995年的19.03%上升到2006年的28.63%,提高了9.6个百分点。同期农村居民的上述支出只增加了453.55元;比重上升了7.4个百分点。因此,从绝对数和相对量上来看,教育、医疗、住房改革使城镇居民受到了更大的影响,刺激了城镇居民总消费性支出的增加。而在农村,由于收入水平和教育医疗条件限制,农民“有病不看,有学不上”的现象依然存在,造成对教育和医疗的有效需求相对较低,加之农村住房多为自行修建,因此,来自教育、医疗、住房市场化改革的冲击现阶段尚未完全表现出来,影响不突出,农村居民在教育、医疗、居住三项的支出增长不如城镇显著,对消费总量的拉动作用有限,表现为边际消费倾向较低。
五、结论及建议
通过对1978-2007年样本区间的城乡居民边际消费倾向的比较分析可得出以下结论:(1)城镇与农村居民的收入和消费具有长期协整性,但城乡的协整关系不同;(2)城乡居民的边际消费倾向表现出显著的差异性:城镇居民有较稳定的长期平均边际消费倾向,而农村居民的边际消费倾向则有较大变动,在1996年前较城镇居民的为大,而1996年之后则下降到低于城镇居民的水平;(3)从短期来看,收入变动和非均衡误差对城乡居民的消费波动有显著影响,而城镇居民表现尤为突出。总体而言,由于收入水平差异和教育、医疗、住房的市场化改革对城乡居民的不同影响,城乡居民边际消费倾向表现出各自的特点,差异较大。特别地,我们发现1996年以后,农村居民的边际消费倾向很低,“有效需求不足”的特点表现得十分明显。
因此,为了扩大内需,促进消费需求持续增长,需要根据城乡居民的消费特征,采取有针对性的措施。首先是增加居民收入,特别是增加低收入阶层的收入,实现“经济发展—收入增加—消费增长—经济发展”的良性互动;其次要努力培育新的消费点,通过商品创新,丰富商品市场,满足居民多样化的消费需求;最后,加强农村消费市场建设,通过完善农村社会保障制度,增强居民消费信心,扩大农村居民的有效需求。
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责任编辑:艾 岚
责任校对:世 玲
Comparative Study on the MPC of Urban and Rural Households
Zhang Wenai1,2
(1. Economy and Trade School, Chongqing Technology and Business University, Chongqing 400067, China;
(2. School of Statistics, Southwest University of Finance & Economics, Chengdu 610074, China)
Abstract:Consumption demand is the essential force to develop national economy. The income and consumption of urban and rural households are integrated in the long-term run, while the integrated function between urban and rural households are different. Therefore the MPC of urban and rural households is different obviously: MPC of urban households is stable, while that of rural households changes significantly. So we should take the practiacl measures according to the consume characters of urban and rural households, suchas increasing the income of low-income stage, cultivating the new consumption focus and perfecting rural social gurantee.
Key words: MPC; cointegration; ECM; urban households; rural households