中國農(nóng)村居民邊際消費(fèi)傾向影響因素研究*

朱曉俊,劉東皇

(1.滁州學(xué)院 經(jīng)管學(xué)院,安徽 滁州 239000;2.江蘇理工學(xué)院 經(jīng)濟(jì)學(xué)院,江蘇 常州 213001)

一、引言與文獻(xiàn)回顧

居民增加的消費(fèi)與增加的收入的比值即為邊際消費(fèi)傾向,也可以理解為消費(fèi)曲線的切線斜率。針對(duì)居民消費(fèi)傾向的相關(guān)研究具有一定的理論意義與現(xiàn)實(shí)意義,基于邊際消費(fèi)傾向,不僅可以測(cè)算出投資乘數(shù)、政府購買乘數(shù)和稅收乘數(shù)等各類乘數(shù),同時(shí),針對(duì)居民邊際消費(fèi)傾向的影響因素的研究能夠應(yīng)用于經(jīng)濟(jì)實(shí)踐中,從而實(shí)現(xiàn)消費(fèi)擴(kuò)張、經(jīng)濟(jì)內(nèi)生增長能力提升。

當(dāng)前,全球經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇前景不樂觀,國際沖突不斷,貿(mào)易保護(hù)主義盛行。國內(nèi)經(jīng)濟(jì)保持恢復(fù)向好態(tài)勢(shì),但構(gòu)建以國內(nèi)大循環(huán)為主的發(fā)展新格局面臨系列“堵點(diǎn)”,總體水平較低的居民消費(fèi)傾向不僅影響擴(kuò)大內(nèi)需的效果,也是構(gòu)建以國內(nèi)大循環(huán)為主的發(fā)展新格局的障礙。因此使農(nóng)村居民消費(fèi)傾向保持較高水平是推動(dòng)農(nóng)村居民消費(fèi)增長進(jìn)而促進(jìn)國內(nèi)經(jīng)濟(jì)大循環(huán)的一個(gè)重要內(nèi)容。

針對(duì)有關(guān)(農(nóng)村)居民邊際消費(fèi)傾向的問題,國內(nèi)外文獻(xiàn)主要從如下兩個(gè)方面進(jìn)行了研究。一是測(cè)算農(nóng)村居民的邊際消費(fèi)傾向。Langemeier和Patrick[1](1990)以美國18位農(nóng)場(chǎng)主為樣本測(cè)算了其邊際消費(fèi)傾向。而在針對(duì)中國農(nóng)村居民的邊際消費(fèi)傾向研究中,劉云[2](2021)在測(cè)算中國農(nóng)村居民邊際消費(fèi)傾向的基礎(chǔ)之上,進(jìn)一步比較了不同區(qū)域和群體間的差異。基于1997—2013年分省面板數(shù)據(jù),雷理湘和胡浩[3](2015)則以1997—2013年的省級(jí)樣本數(shù)據(jù)對(duì)中國農(nóng)村居民不同收入來源的邊際消費(fèi)傾向進(jìn)行研究。張肅[4](2017)測(cè)算了我國農(nóng)村居民信息消費(fèi)的邊際消費(fèi)傾向。李福奪和楊興洪[5](2015)測(cè)算了貴州省農(nóng)村居民的邊際消費(fèi)傾向。李靈芝和淮文博[6](2012)測(cè)算了陜西省農(nóng)村居民的邊際消費(fèi)傾向。許嬌[7](2006)則以福建省農(nóng)村居民為樣本進(jìn)行邊際消費(fèi)傾向的度量。由于測(cè)算模型和樣本數(shù)據(jù)具有差異性,不同學(xué)者所得出的測(cè)算結(jié)果具有一定出入。二是對(duì)居民邊際消費(fèi)傾向的影響因素展開了相關(guān)分析研究。有學(xué)者研究認(rèn)為,對(duì)外開放會(huì)對(duì)影響居民邊際消費(fèi)傾向產(chǎn)生重要影響(徐春華[8],2015)。方臻旻和徐冰清[9](2014)則分析指出,收入分配差距會(huì)對(duì)居民邊際消費(fèi)傾向產(chǎn)生影響。此外,有學(xué)者從城鎮(zhèn)化視角出發(fā),提出城鎮(zhèn)化水平顯著影響著居民邊際消費(fèi)傾向(范玲俐和梁根琴[10],2019)。與此同時(shí),也有學(xué)者將目光投向金融方面,如邢天才和張夕[11](2019)分析指出互聯(lián)網(wǎng)消費(fèi)金融會(huì)對(duì)居民邊際消費(fèi)傾向起到重要的影響作用?？梢?影響農(nóng)村居民邊際消費(fèi)傾向的因素眾多,學(xué)者們基于不同的視角得到了不同的研究結(jié)論。

學(xué)者們既研究了中國農(nóng)村居民邊際消費(fèi)傾向的測(cè)算,也分析了居民邊際消費(fèi)傾向的影響因素,并取得了較為豐富的研究成果。但是,由于各學(xué)者在對(duì)這一主題進(jìn)行研究時(shí)采用了不同的研究方法和視角,得到的研究結(jié)論具有差異性。以已有的研究成果為基礎(chǔ),本文通過建立狀態(tài)空間模型測(cè)算了中國農(nóng)村居民邊際消費(fèi)傾向的時(shí)間演化,對(duì)可能的影響因素進(jìn)行系統(tǒng)的實(shí)證分析,依據(jù)實(shí)證分析結(jié)果最后提出相關(guān)的政策建議。

二、農(nóng)村居民邊際消費(fèi)傾向的演化

(一)測(cè)算模型構(gòu)建

宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)的鼻祖凱恩斯提出了絕對(duì)收入假說,根據(jù)絕對(duì)收入假說,消費(fèi)是收入的函數(shù),邊際消費(fèi)傾向遞減。消費(fèi)函數(shù)表示為C=α+βYd,這里C為消費(fèi),Yd為可支配收入水平,α為自發(fā)消費(fèi),β為邊際消費(fèi)傾向。

當(dāng)前,測(cè)算可變系數(shù)的居民邊際消費(fèi)傾向的主流方法為:以絕對(duì)收入假說為基礎(chǔ),通過構(gòu)造狀態(tài)空間模型進(jìn)行測(cè)算。

其量測(cè)方程為:

Ct=αt+βtYt+εt其中εt為隨機(jī)干擾項(xiàng)

(1)

其狀態(tài)方程為:

βt=βt-1+xt其中xt為隨機(jī)干擾項(xiàng)

(2)

(二)測(cè)算結(jié)果

運(yùn)用1978—2020年間的農(nóng)村居民可支配收入和消費(fèi)支出的時(shí)序數(shù)據(jù)(數(shù)據(jù)來源于歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》),基于狀態(tài)空間模型,根據(jù)式(1)和式(2)本文測(cè)算中國農(nóng)村居民的邊際消費(fèi)傾向,測(cè)算結(jié)果如下:

量測(cè)方程:

Ct=70.47+βtYt+[var=exp(4.55)]

(3)

(70.4054)***

狀態(tài)方程:

βt=βt-1+[var=exp(-9.40)]

(4)

其中,括號(hào)中數(shù)值為z統(tǒng)計(jì)值,***表示通過1%水平檢驗(yàn)。我國農(nóng)村居民邊際消費(fèi)傾向的演化軌跡如圖1所示。

圖1 1979—2020年中國農(nóng)村居民邊際消費(fèi)傾向

(三)演化特征

由圖1可知,改革開放以來我國農(nóng)村居民的邊際消費(fèi)傾向的值幾乎在67%—81%區(qū)間波動(dòng),其均值為0.74。從分時(shí)段上看,1980—1990年我國農(nóng)村居民的邊際消費(fèi)傾向呈波動(dòng)上升趨勢(shì),其值從1980年的0.68上升到1990年的0.81;1990—2000年我國農(nóng)村居民的邊際消費(fèi)傾向呈波動(dòng)下降趨勢(shì),其值從1990年的0.81下降到2000年的0.67;之后農(nóng)村居民的邊際消費(fèi)傾向呈波動(dòng)上升,其值從2000年的0.67上升到2019年的0.80。由此,改革開放以來我國農(nóng)村居民邊際消費(fèi)傾向的演化特征可以概括為表現(xiàn)出先上升后下降再上升的“N”型趨勢(shì)。

三、農(nóng)村居民邊際消費(fèi)傾向的影響因素

(一)回歸模型構(gòu)建

在已有的研究成果基礎(chǔ)上,本文構(gòu)建了農(nóng)村居民邊際消費(fèi)傾向影響因素的回歸模型:

(5)

其中,βt為農(nóng)村居民邊際消費(fèi)傾向,Xi,t為一組影響因素,ω和φ為待估計(jì)系數(shù),c為常數(shù)項(xiàng),υ為隨機(jī)干擾項(xiàng)。

參考上文文獻(xiàn)回顧中分析的可能影響因素,公式(5)中的一組影響因素Xi,t選取市場(chǎng)化程度、社會(huì)保障、收入分配差距、城鎮(zhèn)化水平和收入增長五個(gè)指標(biāo)。有關(guān)變量和數(shù)據(jù)的說明如下:一是農(nóng)村居民邊際消費(fèi)傾向這一指標(biāo)數(shù)據(jù)采用前文的估測(cè)結(jié)果,標(biāo)記為β。二是市場(chǎng)化程度用實(shí)際公共支出增量占實(shí)際GDP增量的比重也即邊際公共支出率衡量。邊際公共支出率的大小與市場(chǎng)化程度成反比,標(biāo)記為M。三是社會(huì)保障使用人口總撫養(yǎng)比指標(biāo)來反映,人口總撫養(yǎng)比與社會(huì)保障體系的不完備程度成正比,以S代表。四是收入分配差距使用農(nóng)村居民基尼系數(shù)這個(gè)指標(biāo)衡量,標(biāo)記為GINI。五是城鎮(zhèn)化水平使用城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎睾饬?標(biāo)記為R。六是收入增長使用家庭人均可支配收入的實(shí)際增長率衡量,標(biāo)記為G。

(二)實(shí)證分析

基于上述回歸模型,本文通過參數(shù)估計(jì)展現(xiàn)農(nóng)村居民邊際消費(fèi)傾向的影響因素。

1.單位根檢驗(yàn)

首先,本研究對(duì)中國農(nóng)村居民邊際消費(fèi)傾向及其各影響因素進(jìn)行了單位根檢驗(yàn),表1展現(xiàn)了具體的檢驗(yàn)結(jié)果。

表1 單位根檢驗(yàn)

由ADF檢驗(yàn)結(jié)果可知,變量M、G和R均通過了10%的顯著性水平的檢驗(yàn)。而變量β、GINI和S均在10%的顯著性水平下是不平穩(wěn)的。在此基礎(chǔ)上,進(jìn)一步對(duì)變量β、GINI、S、M、G和R的一階差分項(xiàng)Δβ、ΔGINI、ΔS、ΔM、ΔG和ΔR分別進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示,可以看到所有變量均通過了10%的顯著性水平檢驗(yàn)。

2.OLS回歸估計(jì)結(jié)果

然后,本文采用逐步回歸法對(duì)農(nóng)村居民邊際消費(fèi)傾向的影響因素模型進(jìn)行回歸估計(jì),在逐步回歸中隨著解釋變量增多,順次使用模型1,模型2,模型3,模型4,模型5來表示,回歸結(jié)果如表2所示。對(duì)各回歸模型的殘差序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn),結(jié)果顯示皆為平穩(wěn)序列,模型存在協(xié)整關(guān)系。

表2 中國農(nóng)村居民邊際消費(fèi)傾向的影響因素估計(jì)

3.實(shí)證結(jié)果分析

第一,市場(chǎng)化水平對(duì)農(nóng)村居民表現(xiàn)出正面影響。從回歸結(jié)果中可以看到,邊際公共支出率每增加1%,農(nóng)村居民邊際消費(fèi)傾向減少0.0819%。邊際公共支出越高,農(nóng)村居民邊際消費(fèi)將會(huì)下降,并在10%的水平上顯著。該結(jié)論體現(xiàn)了市場(chǎng)化進(jìn)程是影響農(nóng)村居民邊際消費(fèi)傾向的一個(gè)因素。在市場(chǎng)化進(jìn)程中,農(nóng)村居民未來支出不確定上升,影響了農(nóng)村居民消費(fèi)傾向。

第二,實(shí)際收入增長率正向影響著農(nóng)村居民邊際消費(fèi)傾向。從實(shí)證結(jié)果中可以看到,實(shí)際收入增長率變動(dòng)1個(gè)百分點(diǎn),農(nóng)村居民邊際消費(fèi)傾向會(huì)隨之增加0.4132%,這一關(guān)系在10%的水平上顯著。該結(jié)論體現(xiàn)了實(shí)際收入增長率是影響農(nóng)村居民邊際消費(fèi)傾向的一個(gè)因素。當(dāng)農(nóng)村居民的收入較高且穩(wěn)定性較強(qiáng)時(shí),實(shí)際收入增長會(huì)使農(nóng)民對(duì)未來持積極的消費(fèi)態(tài)度,消費(fèi)能力有所提升,消費(fèi)的風(fēng)險(xiǎn)厭惡有所下降,消費(fèi)積極性較高,邊際消費(fèi)傾向有所提升。

第三,城鎮(zhèn)化進(jìn)程會(huì)對(duì)農(nóng)村居民邊際消費(fèi)傾向起到正向影響作用。根據(jù)回歸結(jié)果可知,城鎮(zhèn)化率每增加1個(gè)百分點(diǎn),農(nóng)村居民邊際消費(fèi)傾向?qū)⑻嵘?.4742%。農(nóng)村居民邊際消費(fèi)傾向與城鎮(zhèn)化率顯著正相關(guān),城鎮(zhèn)化會(huì)推動(dòng)農(nóng)村消費(fèi)方式轉(zhuǎn)變,農(nóng)村居民的邊際消費(fèi)傾向?qū)⒂兴黾印?/p>

第四,社會(huì)保障體系是農(nóng)村居民邊際消費(fèi)傾向的重要影響因素。回歸結(jié)果顯示,人口總撫養(yǎng)比每上升1%,農(nóng)村居民邊際消費(fèi)傾向就增加1.1077%,在10%的水平上顯著,人口總撫養(yǎng)比指標(biāo)對(duì)農(nóng)村居民邊際消費(fèi)傾向的影響為正。該結(jié)論顯示社會(huì)保障體系是影響農(nóng)村居民邊際消費(fèi)傾向的重要因素。

第五,收入分配差距作為農(nóng)村居民邊際消費(fèi)傾向的重要影響因素,會(huì)對(duì)農(nóng)村居民邊際消費(fèi)傾向起負(fù)面作用。本文使用農(nóng)村基尼系數(shù)作為收入分配差距這一指標(biāo)的衡量,實(shí)證研究表明,農(nóng)村基尼系數(shù)每上升1%,農(nóng)村居民邊際消費(fèi)傾向?qū)⒔档?.2571個(gè)百分點(diǎn),這一影響關(guān)系在10%的水平上顯著。可見,收入分配差距會(huì)顯著影響農(nóng)村居民邊際消費(fèi)傾向,縮小收入分配差距能夠推動(dòng)農(nóng)村居民整體消費(fèi)傾向提升,并進(jìn)一步推動(dòng)社會(huì)消費(fèi)增加。

四、結(jié)論及政策建議

本文以1978—2020年間中國農(nóng)村居民為樣本,通過建立狀態(tài)空間模型對(duì)中國農(nóng)村居民邊際消費(fèi)傾向的時(shí)序變化進(jìn)行了全面估測(cè)。估算結(jié)果顯示,農(nóng)村居民的邊際消費(fèi)傾向呈現(xiàn)出先上升后下降再上升的“N”型變動(dòng)趨勢(shì)。爾后,本文構(gòu)建了中國農(nóng)村居民邊際消費(fèi)傾向影響因素的回歸模型,并以該模型為基礎(chǔ)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。由實(shí)證結(jié)果可知,社會(huì)保障體系建設(shè)、城鎮(zhèn)化進(jìn)程、市場(chǎng)化程度、實(shí)際收入增長率和收入分配差距等因素都會(huì)顯著影響中國農(nóng)村居民的邊際消費(fèi)傾向。

因此,為了更好維持農(nóng)村居民較高的邊際消費(fèi)傾向,增加農(nóng)村消費(fèi),推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長的內(nèi)生能力提高,本文提出如下政策建議:

第一,著力推進(jìn)農(nóng)村市場(chǎng)化進(jìn)程。在推進(jìn)農(nóng)村市場(chǎng)化進(jìn)程中,不僅注重農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)化還應(yīng)加強(qiáng)土地、勞動(dòng)等要素市場(chǎng)化,穩(wěn)定農(nóng)村居民對(duì)未來的預(yù)期,提升農(nóng)村居民的消費(fèi)信心。

第二,農(nóng)村居民收入的增長應(yīng)作為重點(diǎn)問題持續(xù)推進(jìn)。在今后持續(xù)推進(jìn)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的同時(shí),還應(yīng)雙向引導(dǎo)資本下鄉(xiāng)與農(nóng)村居民進(jìn)城,提升農(nóng)民收入水平,努力縮小城鄉(xiāng)收入差距。

第三,新型城鎮(zhèn)化建設(shè)應(yīng)當(dāng)持續(xù)推進(jìn)。當(dāng)前,中國仍處在城鎮(zhèn)化建設(shè)進(jìn)程中,在強(qiáng)調(diào)提升城鎮(zhèn)化水平的同時(shí),也應(yīng)注重城鎮(zhèn)化質(zhì)量提高。不僅要大力推進(jìn)城市群和都市圈建設(shè),還應(yīng)當(dāng)注重中小城市、小城鎮(zhèn)和農(nóng)村協(xié)調(diào)聯(lián)動(dòng)與融合發(fā)展,推動(dòng)鄉(xiāng)村振興和美麗鄉(xiāng)村建設(shè)。

第四,社會(huì)保障體系建設(shè)應(yīng)得到進(jìn)一步完善。當(dāng)前,我國社會(huì)保障體系建設(shè)存在相對(duì)滯后的問題,而農(nóng)村社會(huì)保障水平較城鎮(zhèn)又有所落后。因此,在今后不斷完善全社會(huì)保障體系的同時(shí),政府也應(yīng)當(dāng)重點(diǎn)提升農(nóng)村居民的社會(huì)保障水平,為農(nóng)村居民提供更為完備、全面的社會(huì)保障,為農(nóng)村居民消費(fèi)增強(qiáng)信心。

第五,努力縮小農(nóng)村收入差距。在鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略實(shí)施的過程中,要素稟賦的差異必然會(huì)帶來農(nóng)村收入差距的擴(kuò)大。應(yīng)嚴(yán)格貫徹農(nóng)村“一戶一宅”的原則,以市場(chǎng)化促進(jìn)土地合理流轉(zhuǎn),確保農(nóng)村居民的收入來源。此外,努力縮小農(nóng)村收入差距要提升農(nóng)村教育的質(zhì)量和水平,使農(nóng)村家庭孩子均能接受到相對(duì)均衡的良好教育也是縮小農(nóng)村收入差距的關(guān)鍵所在。