中国居民边际消费倾向变化的影响因素分析

中国居民边际消费倾向变化的影响因素分析

摘要：当前我国居民储蓄持续增加，消费需求持续低迷，消费需求不足已成为我国经济持续快速增长的阻碍因素。因此，分析我国居民消费不足的原因，从而为制定有效的政策措施提供依据，以发挥消费需求对经济的带动作用，促进经济的快速增长。边际消费倾向是联系收入与消费需求的纽带，为了探究消费需求不足的原因，可以通过对边际消费倾向影响因素进行研究。本文通过探究收入和消费黑箱以及消费者行为，分析了居民的边际消费倾向问题。

关键词：边际消费倾向 收入 需求结构 消费习惯

一、引言

消费作为拉动经济增长的“三驾马车”之一，对国民经济增长有着重要影响。根据Porter(1990)的竞争优势理论，一个国家需要实现的是具有稳定消费需求的消费型社会，消费拉动型经济增长方式才是真正健康的可持续的增长方式。消费型社会是一国经济发展最终要达到的目标。改革开放以来，我国经济持续快速增长，但迄今，经济增长方式并没有任何由投资拉动型向消费拉动型过渡的迹象。而且，近年来我国居民消费率的下降趋势非常明显，从2000年到2010年，居民消费率由46.22%下降到33.22%。消费率下降最直接的反映就是储蓄率不断上升(Modigliani and Cao，2004)。城乡居民储蓄迅速增长，从2000年底的6万亿增长到2010年底已经超过30万亿元，占国内生产总值的比例高达76%。总消费需求与经济发展绩效之间不能形成良性循环，严重影响到经济增长的质量。

针对这种现象，许多国内外学者都对居民消费不足问题加以解释。方福前(2009)指出，近10年来，不少学者从居民收入分配不公、居民消费行为特点、信用环境或福利制度改革等方面分析了消费不足问题。袁志刚和朱国林(2002)对收入分配与总消费的关系做了很详细的综述，认为很多消费函数理论均隐含了缩小收入差距能扩大消费需求的结论，如以凯恩斯绝对收入假说为代表的消费理论，以及以持久收入假说和生命周期理论为基础的考虑到遗赠效用的广义生命周期理论。Ma（1993）指出，由于传统消费理论难以解释我国消费不足现象，一些经济学家提出了两个假说，即隐蔽性通胀假说与结构转型假说。隐蔽性通胀假说认为，由于供给相对于需求不足而导致居民把受到抑制的消费转向储蓄，从而表现为居民消费倾向低下。供给不足的现象是我国过去经济阶段的特征，不同的是当今的供给旺盛甚至过剩，

因此隐蔽性通胀假说缺乏我国消费不足的解释力。刘强(2006)提出了消费结构变动与消费倾向之间的影响关系，由于相关政府政策支持力度的缺乏，我国居民在教育、医疗、住房等方面的负担过重，从而导致其他项目的消费受到抑制。谭玉顺等人（2005）构造了一个基于习惯形成的效用函数，运用含有消费习惯形成的效用函数对当前中国居民的消费倾向偏低及储蓄率居高不下的现象给出了数学解释。Dynan利用对数线性欧拉方程估计了滞后一期的消费和收入不确定性兑现其消费的影响。Hayne(1968)在效用函数三阶导数为正的条件下证明，不确定性降低了当前消费、提高了储蓄，这一储蓄被称为预防性储蓄。流动性约束和预防性储蓄是消费行为理论研究发展中的重要内容。

根据凯恩斯的绝对收入理论，我们知道边际消费倾向是消费与收入之间的的桥梁，因而把消费倾向作为中介，解开消费和收入的黑箱进而分析我国居民消费率下降、消费疲软的原因，并为以后解决居民消费问题的政策建议提供依据。

二、居民消费倾向变化分析

我国经济发展既是一个快速转型的过程同时也是一个经济和收入高速增长的过程。实际收入的不断提高必然会促进居民消费水平的提高以及消费结构的调整，居民消费倾向作为衡量消费需求状况的主要变量也必将以我国的经济环境变化为背景呈现出相应的变化趋势和特征。

消费倾向的衡量指标：一是平均消费倾向。居民消费支出与居民可支配收入的比率；二是是边际消费倾向。居民消费支出的变动与居民可支配收入变动的比率。可见，在收入和收入增量一定的情况下，消费倾向的大小可用来衡量消费需求的大小。

1、 平均消费倾向的变化趋势

城镇居民的收入使用的是《中国统计年鉴》中城镇居民人可支配收入，消费支出使用是城镇居民家庭平均每人全年消费性支出数据；农村居民的收入使用的是农村居民人均纯收入数据，消费支出使用的是农村居民家庭平均每人生活消费支出数据。

经过测算，城乡居民的平均消费倾向变动如图一所示，首先城乡居民的平均消费倾向变动相对比较平缓；在1989至1996年间，城乡居民平均消费倾向大致相等，除此以外各年，城镇居民平均消费倾向都大于农村居民；城镇居民平均消费倾向在1988年以后出现了持续的下跌，而农村居民平均消费倾向的变动呈现阶段性的上下波动：在1978至1984年间，呈现下降趋势，在1984至1989年间，缓慢上升，从1989至1999年十年间，也是一个下降趋势，尤其是从1995年到1999年是一个加速下降过程，从2000年开始逐步回升。

图一：城乡居民的平均消费倾向变动趋势

城镇APC1.000.900.800.700.600.500.400.300.200.100.00198119841987199019931996农村APC1999200220052008

图二：GDP增长速度

GDP增长率161412108642019781981198419871990199319961999200220052008

数据来源：根据《中国统计年鉴》历年数据计算

2、 边际消费倾向的变化趋势

在计算边际消费倾向时，由于使用消费增量除以收人增量（ΔCONSUME/ΔINCOME）计算出来的边际消费倾向波动很大；采用跨年度方法计算边际消费倾向的又无法避免计算结果容易受所选时间段的影响。因此目前学术界普遍公认较为严谨的方法是：

C = a + bY

系数b是城乡居民的边际消费倾向。在计算城镇居民边际消费倾向时，采用的是按收入等级分组的城镇居民收入与消费性支出，计算农村居民边际消费倾向，采用的是分省的农村居民收入与消费数据计算得到。

经过测算，城乡居民各年边际消费倾向如图三所示。城乡居民的边际消费倾向的波动较

大，尤其是农村居民，一度从1981年的0.92下降到1984年的0.67，降幅达27.2％，然后又从1984年的0.67上升到1986年的0.87；城镇居民边际消费倾向从1985年开始，就持续走低，虽然期间某些年份略有回升，但增幅不大，且未能持续；城镇居民和农村居民的边际消费倾向的高低无从比较，不具有规律性。

图三：城乡居民的边际消费倾向变动趋势

城镇MPC10.90.80.70.60.50.40.30.20.10198119831985198719891991农村MPC19931995199719992001

数据来源：根据《中国统计年鉴》历年数据计算

比较城镇居民的平均消费倾向和边际消费倾向，可以看到，它们二者的变动趋势几乎完全一致：1981到1984年下降，1985年出现回升，然后出现持续性的下降，同时在1995年和2000

年，二者又都出现一个上升。从图二可以看出城乡居民的消费倾向的变动与我国经济增长率之间没有相关关系。在经济的高速增长期1981至1985年间，居民消费倾向都是先下降，1984年降到谷底，然后出现上升；1990至1992年间，除农村居民边际消费倾向出现较大波动外，其余三者均呈水平波动。因此居民消费倾向的变动不是由经济的短期波动所引起的。

三、影响居民边际消费倾向的因素

1、收入对边际消费倾向的影响 （1）收入结构对边际消费倾向的影响

弗里德曼的持久收入假说中较早的将收入加以分类：持久性收入和暂时性收入，并研究这些收入对消费需求的影响。当前，我国处在市场经济体制，居民收入来源日益多样化，也使得居民收入的不稳定性在增加，因此有必要将居民收入进一步分解研究居民收入与消费的关系。

我们认为，消费者能够合理安排消费和储蓄，通过跨时选择来追求自己的效用最大化。因此，借鉴Carriker（1993）的结论，并考虑到消费者惯性和收入间的不完全替代性等因素，将消费函数的形式设定为：

Ct01sYs,t2Ct13Wt

s1m其中，Ct是t期城乡居民人均消费支出，Ys，t是t期第s种是城乡人均收入，β1s是第s种收入来源的的收入所对应的短期边际消费倾向，Wt是t期居民所拥有的人均财富量。

假定消费C的年增长率为g，财富W的年增长率为r，求解长期边际消费倾向：

(121g)Ct01tYs,t3Wt

S1m1s3因此，可得

LMPC1WtYs,t21g

对于财富边际收入(Wt)的分析，我们依据Evans（1965）的简化消费函数的形式来Ys,t推导，消费只是与当期收入（Y）和财富（W）有关，并且财富的变动量与当期储蓄水平相等，即SW。

C0Y1WYSW 01YYYWW01YY1WW1W01 YYY(111W）10 1rY(10)(1r）W Y(11)(1r)1由简化后的消费函数可知,长期内财富与收入的比例固定,从而使财富的边际收入与财富收入的比值相等,即

WW YY

1s3因此，LMPCsWtYs,t121g

方福前（2011）基于2001-2008年我国30个省份的城乡居民人均收入（工资性收入、经营性收入、财产性收入和转移性收入）和消费，利用系统广义距估计方法进行估计，并对工具变量的有效性进行Hansen检验，定量分析了我国城乡居民不同收入的短期边际消费倾向，继而对边际消费倾向的长期变动趋势进行考察，结果如表一：

表一：城乡居民的短期和长期边际消费倾向

不同来源的收入 农村居民 城镇居民 短期MPC 长期MPC 短期MPC 长期MPC 人均纯收入 0.5070 0.7917 0.4161 0.6157 0.1150 0.3422 0.5657 0.7565 0.7905 0.6501 0.4277 0.6100 0.8213 0.7864 0.6087 0.4530 人均工资性收入 0.1956 人均经营性收入 0.2755 人均财产性收入 0.3043 人均转移性收入 0.3014 可以看出，农村居民的边际消费倾向明显弱于城镇居民的边际消费倾向。农村居民的转移性收入和财产性收入的边际消费倾向较强，与此相反，城镇居民的工资性收入和经营性收入的边际消费倾向较强。

收入结构对边际消费倾向的影响反映出不同来源的收入在满足消费上是不能相互替代的，消费者会依据收入不确定性的大小潜在地决定不同的收入用于消费的份额，进而影响消费支出。

（2）收入差距对边际消费倾向的影响

我国自改革开放以来，随着经济的高速增长和经济体制改革的推进，经济结构和经济运行体制都发生了巨大的变革，由此带来经济利益在不同利益群体间的重新调整和分配，使不同群体间在收入增长的同时，收入分配差距日渐扩大。（如图四所示）

图四：城乡居民基尼系数的变动趋势

城镇基尼系数0.450.40.350.30.250.20.150.10.050农村基尼系数197819801982198419861988199019921994199619982000

数据来源：《中国统计年鉴》，中国统计出版社

传统的传统消费理论认为，高收入阶层消费倾向低，储蓄倾向高；低收入阶层消费倾向高，储蓄倾向低。

杨汝岱、朱诗娥（2007）构建了凯恩斯基本消费函数模型CiabYii和考虑到工具变量（家庭资产规模、住房情况、耐用消费品情况、家庭成员的受教育水平）的扩展计量模型CiabYicXii，并且由于家庭人均收入近似服从正态分布，对收入以10%、25%、50%、75%、90%分位数为临界点进行划分，将所有家庭划分为低收入、较低收入、中低收入、较高收入和高收入六个阶层，利用1995年和2002年城镇和农村住户及个人调查数据（数据参考李实、罗楚亮（2007）），对8个计量检验方程进行回归，得到边际消费倾向的估计值。结果证明边际消费倾向与收入阶层之间呈现倒U型关系。

现我们假设，收入分配服从正态分布，密度函数为fx，2累积分布函数为F•，方差表示了收入分配的公平程度，越大，分配越不公平。我们将消费者按收入水平分为低收入者、中等收入者、高收入者三个阶层，并以x1和x2为分界点（满足条件

22x1x2），假定低收入者和高收入者的边际消费倾向为bl,，而中等收入者的边际消

费倾向为bh，满足bh>bl。根据凯恩斯消费函数C = a + bY，自主性消费a保持不变，边际消费倾向b为分段函数，由此得到社会总消费：

Cablxf(x)dxbhxf(x)blxf(x)dx （1）

x1x2x1x2根据正态分布的性质，我们可以得到两式：

x2x1x1 xf(x)dxf(x)dx （2）

x1x2x2 xf(x)dxxf(x)dx1xf(x)dx （3）x21将（2）和（3）代入（1）式，可以得到：

x1x2Cablxf(x)dxxf(x)dxbhxf(x)dx

x2x1 abl1x2x1x2x2f(x)dxbf(x)dxab(bb)f(x)dx hxlhlx11 abl(bhbl)2x2 1 （4）

C的符号。由（4）式，当bl讨论总消费水平与收入分配之间的关系, 即讨论

明, 随着收入分配方差的下降，即不均等程度的下降，总消费需求上升，更加公平的收入分配能够扩张总需求，拉动经济增长。

这就说明了缩小收入差距能提高边际消费倾向，进而提高总需求。 2、 消费需求对边际消费倾向的影响

从统计数据可知，除了改革开放早期的波动外，城镇居民消费倾向一直呈走低趋势。居民消费倾向的下降的反面就是储蓄倾向的提高。为刺激需求，中国人民银行曾连续多次降息来降低居民储蓄激励，但是国内消费需求仍然疲软，相反，这一时期储蓄比率继续呈上扬趋势，并屡创新高。这启发我们需要从消费的内部因素着手来探讨居民消费倾向下降问题。

消费结构反映了居民各类消费项目在总消费中的比重状况，消费结构的变化反应了消费需求的发展趋势。消费项目的比重上升一方面是这些消费的充分化，另一方面更为重要的升级意义是消费者的健康、舒适、全面性升级需求的满足。因此，消费结构变化是我国居民最为突出的消费特征，是消费需求升级的重要体现和表征。

从图五看出，随着经济和收入的增长，恩格尔系数呈总体下降的趋势，这是经济增长和收入提高的正常体现。转型时期我国城乡居民恩格尔系数的快速下降，而同时其他的新型消费项目快速上升，尤其是交通通讯类支出，但是自2000年以来，恩格尔指数下降趋缓。（如图六、图七）

图五：城乡居民恩格尔系数

单位：%

城镇恩格尔系数80.070.060.050.040.030.020.010.00.0农村恩格尔系数197819851991199319951997199920012003200520072009

图六：城镇居民消费支出项目占收入比重

衣着1412108642019951997家用医疗保健交通通讯文教居住199920012003200520072009

图七：农村居民消费支出项目占收入比重

衣着18161412108642019951997家用医疗保健交通通讯文教居住199920012003200520072009

数据来源：《中国统计年鉴》，中国统计出版社

消费结构升级对消费倾向的影响最直接的关系就是各项消费支出决策直接对应于消费倾向的构成，消费倾向是各分类消费倾向归总的结果。在这个最直接的关系里我们可以考察各项消费对消费倾向贡献程度和方向变化。在此基础上，可以进一步看到各项消费之间的竞争性关系一一即消费需求升级中的类内品质升级和类间结构升级之间的替代关系对消费倾向的影响。消费需求升级过程中由于各项消费的支出量级会发生变化，消费支出变得不连续，如住房和汽车等的消费需要通过资产积累才能实现，因此类内品质升级和类间结构升级之间的替代关系并不一定当期生效，这样就会导致储蓄率的上升。如果消费者行为的宏观效应能够消除个体差异，那么类内品质升级和类间结构升级之间的替代关系的非即时性就不会导致考察期消费倾向的降低。否则，替代关系的非即时性就会产生沉淀性的储蓄部分，使得消费倾向下降，对消费发展进而经济发展的持续性产生不利影响。除了存在量级差别，各项消费质的差别也会对消费项目的竞争关系带来影响。医疗、教育和住房消费深受政策变革的影响，其中存在的不确定性会对消费和储蓄行为带来重要影响，会对其他消费项目产生溢出性的影响，进而关系到消费倾向变化。通过对消费结构升级与消费倾向变化关系的考察，我们既可以考察各项消费自身消费环境因素对其消费的可能制约，也可以考察某项消费的特殊性对总消费倾向产生的影响，从而为制定有效的消费促进政策提供具体的、针对性的建议。只有使消费需求升级得以充分实现，才能获得消费需求升级与消费倾向提高的良性互动。

3、 消费者行为对边际消费倾向的影响

传统的消费需求理论，如凯恩斯的绝对收入假说、杜森贝里的相对收入假说、弗里德曼的持久收入都建立在消费效应作为消费的时间——状态分离的函数条件之上，即消费决策不

会受到持续性或任何形式比较的影响。然而这种假定并不符合现实，因为现实生活中，每个消费者都具有某种消费习惯，消费习惯的存在使得过去的消费会对当前的消费产生影响。

改革开放以来，中国居民的消费倾向呈明显下降趋势。不少人认为，这种现象与经济转型中产生的不确定性有关。因此，近年来用预防性储蓄理论分析不确定性对消费或储蓄影响的文献越来越多。作为消费行为方面的应用，消费习惯假说可以用来解释消费的“过度平滑性”和“过度敏感性”现象，并可以完善预防性储蓄理论。

假定，消费者的跨期消费决策目标是保持消费长期稳定增长，从而各期消费的效用是相互关联的。因此我们利用Dynan提出的具有习惯形成的生命周期消费模型，对消费习惯影响消费者消费提供理论依据。

具有习惯形成的消费者跨期消费最优化问题为：maxEt其中，Ctk为时期t+k消费者的实际消费支出，k0Tku(Ctk） （1）

1代表时间折现因子，为时1间偏好率，Et表示消费者根据时期t所有可能获得的信息所做的预期。

现期消费可以表示成：CtkCtkhtk，htk是习惯存量，

htk(1)htk1Ctk1，通常我们假定当前消费的效用仅与前一期消费有关，即=1，

于是有：

u(Ctk)u(CtkCtk1)

01是习惯形成参数，表示习惯存量对效用影响的强度，显然，给定现期消费水

平，

越大，当前消费产生的效用越小。 最优化问题的一阶条件为：

EtMUtMUt1Et(1rt1)MUt1(1rt1)2MUt2 （2）

其中，rt1是从第t 期到第t +1期储蓄的回报率，MUt代表消费的边际效用，即

MUtu(Ct)。等式左边是第t 期放弃一个单位的消费支出所产生的净边际成本。第t 期Ct的消费减少会使同期的消费效用下降（正的成本），消费减少的同时也降低了习惯存量，t+ 1期的效用就会因此而增加（负的成本）。式右边表示在第t+ 1期增加一个单位的消费支出所

带来的净边际收益。效用在t+1期增加了，但t+ 2期的效用将随着习惯存量的增大而减少。

在时间跨度T 足够长且利率为常数的条件下，Hayashi （1985）得到了（2）简化版为：

MUt1 Et(1r)1 （3）

MUt考虑存在误差，则有：

(1r)MUt1 （4）

MUt1式中，为预期误差，若消费者是理性的，则有Et10。假定效用函数为CRRA形

C，这里为相对风险厌恶系数。于是，消费的边际消费效用MUtCt，1式：u(Ct)1t则（4）式可写成：

Ct(1r)Ct11 （5）

将（5）式两边取对数，并将CtCtCt1代入，可得

ln(CtCt1)1ln(1r)ln1ln(1) （6）

式中，表示一阶差分。根据Muellbauer （1988），ln(CtCt1)可以用

lnCtlnCt1近似代替，则（6）改写为：

lnCt0lnCt1et （7）

该式表明，人们在进行跨期消费时，必然会受到前期消费的影响。消费习惯越强，现期费支出所带来的效用水平就会越低，消费者平滑消费的意识就越强烈，从而边际消费倾向下降，预防性储蓄动机显著。

四、结论

本文通过将消费倾向作为中介，揭开了收入与消费的黑箱，从收入和消费内部因素以及消费者行为分析了我国消费需求不足的原因：收入分配差距的扩大，消费需求将降低；不同收入具有着不可替代性，他们的边际消费倾向也不同，收入的不确定性将降低边际消费倾向，进而消费者将减少这一收入的支出；消费结构升级中存在的问题也将导致居民消费需求的下降；消费习惯对消费者影响越大，消费者平滑消费的意识就越强烈，消费需求将降低，储蓄

动机显著。对影响边际消费倾向因素进行研究，这将为解决我国需求疲软现象提供政策支持。当然，影响消费需求的因素有很多，而且消费需求和消费倾向的研究是一个持续的课题，随着经济的发展，制度的变迁，其研究内容和研究方法都会随之发生变化。本文的分析还不是很全面，只是定性的分析了影响边际消费倾向的因素，并没有进行定量的验证，在以后的研究中可以进一步探讨研究。 参考文献：

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