我國城鄉(xiāng)居民邊際消費傾向的再估算

儲德銀

摘要 收入分配是否影響居民消費需求以及產(chǎn)生何種影響，取決于邊際消費傾向是否同收入水平相關。文章基于可變參數(shù)的狀態(tài)空間模型，實證估計了我國城鄉(xiāng)居民在1978～2012年間的邊際消費傾向，估算結果顯示：我國城鄉(xiāng)居民邊際消費傾向在1978～2012年間與收入水平間呈現(xiàn)“倒U”型變動關系；但相比而言，農村居民邊際消費傾向要低于同期城鎮(zhèn)居民。

關鍵詞 城鄉(xiāng)居民；邊際消費傾向；狀態(tài)空間模型

[中圖分類號]F014.5[文獻標識碼]A [文章編號]1673-0461（2014）09-0063-06

收稿日期：2014-05-23

網(wǎng)絡出版網(wǎng)址：http://www.cnki.net/kcms/doi/10.13253/j.cnki.ddjjgl.2014.09.013.html網(wǎng)絡出版時間：2014-7-108:34:34

基金項目：國家社會科學基金項目《居民邊際消費傾向與擴大國內消費問題研究》（10CJY016）的階段性成果。

一、引言

收入分配作為凱恩斯最早提出影響居民消費需求的六大因素之一，其是否影響到居民消費需求以及產(chǎn)生何種影響最終取決于邊際消費傾向是否同收入水平相關。因為依據(jù)凱恩斯的有效需求管理理論，在居民自發(fā)消費既定的情況下，MPC越接近于1，即越大，居民消費數(shù)量也就越大，從而決定了一國或地區(qū)居民的消費水平與消費總量。另外，MPC還可以通過影響投資、政府購買與出口乘數(shù)的大小進而影響國民經(jīng)濟的增長，由于居民收入水平通常伴隨經(jīng)濟增長而增加，因而可以再次影響居民消費需求。國外理論界在凱恩斯（1936）提出“劫富濟貧”式的收入再分配政策刺激消費之后，“邊際消費傾向遞減規(guī)律”隨即成為了國外各經(jīng)濟流派有關收入分配與消費傾向關系爭論的聚焦。雖然卡萊茨基（Kalecki， 1971）和溫特勞布（Weintraub， 1983）肯定了這一規(guī)律的存在，但永久收入假說（1957）和生命周期假說（1954）批判建立在對消費心理主觀判斷基礎上的凱恩斯消費理論缺乏微觀經(jīng)濟基礎，認為追求效用最大化的個人消費取決于一生的收入，邊際消費傾向與收入無關。也正因如此，在凱恩斯認為影響消費的六大客觀因素中僅收入分配未形成主流的消費理論（Steven Pressman， 1997），且在過去研究總消費函數(shù)時總是忽略了收入分配（Borooah and Sharpe， 1986）。

Blinder（1975）指出在考慮了遺贈和王朝效用函數(shù)的廣義生命周期模型中，邊際消費傾向與收入不再無關，而取決于消費和遺贈的邊際效應彈性的相對大小。若消費的邊際效用彈性較大，則邊際消費傾向是收入的減函數(shù)，反之，則是收入的增函數(shù)，但如果兩者相等，收入分配與總消費無關。隨后Dellavalle and Qguchi（1976）、Musgrove（1980）分別運用橫截面數(shù)據(jù)或更多國家的可支配收入數(shù)據(jù)對兩者的彈性大小進行深入檢驗。雖然Blinder（1975）在考慮消費者微觀效用最大化的基礎上，否定了標準生命周期假說“邊際消費傾向與收入分配無關”的結論，但它也沒有肯定凱恩斯的邊際消費傾向遞減規(guī)律，而是把結論變得更加不確定了。最新研究發(fā)現(xiàn)生命周期收入水平與儲蓄率顯著正相關，而與邊際儲蓄有較弱但仍顯著的正相關關系，即邊際消費傾向是收入的減函數(shù)（Dydan et al.， 2004）。此外，還有學者通過研究不同收入階層的收入分布與消費分布的變動關系，直接估計不同收入階層的邊際消費傾向（Borooah and Sharpe， 1986），不僅發(fā)現(xiàn)收入分配結構變化和消費不平等相互作用（Cutler and Katz， 1992），而且稅后收入分配對消費有重要影響（Steven Pressman， 1997）。另外，澳大利亞新南威爾士大學社會政策研究中心（2003）和E.Stockhammer and Stefan Ederer（2008）還分別研究了家庭內部收入分配、功能性收入分配與消費之間的關系。雖然這些研究具有一定的開拓性，但其總體上都未改變生命周期假說的研究方向。

我國居民邊際消費傾向究竟是如凱恩斯所述的“遞減”抑或“倒U”型，近年來也成為了我國學者關注的焦點之一。袁志剛和朱國林（2002）認為居民平均總消費傾向在收入水平上呈馬鞍形[1]。杭斌、申春蘭（2004）采用協(xié)整分析技術和狀態(tài)空間模型實證估計了我國1978~2002年間居民邊際消費傾向在0.75～0.90區(qū)間變化。其中1990年之前，我國城鎮(zhèn)居民消費與收入的長期均衡比例相對穩(wěn)定，而1990年之后長期邊際消費傾向和長期平均消費傾向為持續(xù)下降趨勢[2]。劉長庚、呂志華（2005）采用遞推回歸估計方法對我國居民邊際消費傾向進行估計發(fā)現(xiàn)，我國1978～2002年間的居民邊際消費傾向估計值在0.64～0.91間變化，其中1993年以前呈遞增趨勢，但在1993以后不斷下降[3]。柳建光、李子奈（2006）基于消費收入彈性的協(xié)整模型間接估算出我國居民的邊際消費傾向在0.35～0.44區(qū)間變化[4]。楊汝岱、朱詩娥（2007）[5]和楊天宇、朱詩娥（2007）[6]則通過證偽邊際消費傾向遞減規(guī)律，從而為批判更為均等的收入分配將提高總消費這一觀點提供理論依據(jù)。王津港（2009）通過設定具有結構突變的動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型發(fā)現(xiàn)，我國城鎮(zhèn)居民消費傾向在1999年發(fā)生結構性突變，邊際消費傾向總體上呈下降趨勢且降幅較大[7]。王宋濤、吳超林（2012）也認為縮小收入差距是否可以提高居民消費需求一定程度上要取決于其邊際消費傾向的特征，并通過建立離散模型，證明邊際消費傾向遞減是通過縮小收入差距提高居民消費需求的充分條件，進而基于對數(shù)效用函數(shù)假設推導邊際消費傾向函數(shù)發(fā)現(xiàn)，邊際消費傾向函數(shù)是復雜的非線性函數(shù)，價格、利率、對外開放程度等變量是影響邊際消費傾向的重要因素，因此，邊際消費傾向是否遞減則取決于參數(shù)條件的檢驗[8]。

綜上可知，雖然已有研究從實證分析的角度得出了許多存在差異且有意義的結論，并為本文的研究提供諸多有益借鑒，但對于正處在經(jīng)濟轉型與改革深水區(qū)的中國居民而言，經(jīng)濟社會體制變革的縱深推進將會對我國居民的消費行為產(chǎn)生深刻而又系統(tǒng)性的影響，由于影響居民邊際消費傾向的因素很多，譬如收入差距、社會保障制度、消費習慣、不確定性與流動性約束等，因而居民消費需求與收入水平之間關系不可能是線性不變的，從而也導致居民邊際消費傾向的變化波動加大。也正因如此，傳統(tǒng)的回歸分析等計量分析方法對我國居民的邊際消費傾向進行分析可能會產(chǎn)生如下問題:一是因為固定參數(shù)難以刻畫居民消費與收入之間的動態(tài)關系，導致誤差較大；二是未考慮到制度變遷，以及諸如當前世界金融危機所帶來的外部沖擊等所導致的不確定性對我國居民邊際消費傾向的影響，進而導致模型的可靠度和精確度受到影響[9]。由于利用狀態(tài)空間模型表示動態(tài)系統(tǒng)具有三個方面的優(yōu)點：一是狀態(tài)空間模型可以將不可觀測的變量（即狀態(tài)變量）并入可觀測模型，并與其一起估計得到估計結果；二是狀態(tài)空間模型是利用強有力的迭代算法——卡爾曼濾波進行估計的[10]；三是基于可變參數(shù)的狀態(tài)空間模型是分析變量之間動態(tài)關系的有效工具，它可以把制度變遷以及外部性沖擊等不可觀測變量納入模型，并以較高的精度刻畫出研究變量的變化趨勢。因此，本文將利用我國城鄉(xiāng)居民消費在1978～2012年間的相關數(shù)據(jù)，運用可變參數(shù)的狀態(tài)空間模型實證估計我國城鄉(xiāng)居民這一時期的邊際消費傾向，從而為政府相關部門決策提供參考與思路借鑒。

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二、實證模型設定與數(shù)據(jù)來源說明

（一）基于可變參數(shù)的狀態(tài)空間模型簡單介紹

在通常的經(jīng)濟計量分析中，實證估計的回歸模型一般可用以下公式表示：

y■=x'■■ β+u■?搖 t=1，2，…，T（1）

其中，y■是k×1維的因變量向量，x■是m×1維的解釋變量向量，β是待估計的m×1未知參數(shù)變量向量，u■是隨機干擾項。這種回歸方程所估計的參數(shù)在樣本期內是固定的，一般采用OLS、工具變量法等經(jīng)濟計量模型的常用方法進行估計。

然而近年來，由于我國經(jīng)濟社會體制改革、各種各樣的外部沖擊和政策變化等因素的影響，經(jīng)濟社會結構正在逐漸發(fā)生變化，但與之相對，利用固定參數(shù)模型又無法表現(xiàn)出這種經(jīng)濟結構的變化趨勢或軌跡。因此，需要采用可變參數(shù)模型（time-varying parameter model）：

y■=x'■■ β■+z'■■γ+u■?搖 t=1，2，…，T?搖 （2）

其中，β■是隨時間改變的，從而反映出解釋變量對因變量影響關系的改變軌跡，假定參數(shù)β■由AR1描述：

β■=λβ■+ε■?搖?搖（3）

當然，也可以擴展為ARP模型，并且假定：

u■，ε■'~N■，■■t=1，2，…，T（4）

在以上(4)式中，可變參數(shù)β■是不可觀測變量，必須利用可觀測變量y■和x■來估計。根據(jù)狀態(tài)空間模型原理，可變參數(shù)模型屬于其特殊形式之一。因為在狀態(tài)空間模型中，一般將“量測方程”或稱“信號方程”定義為：

y■=Z■α■+d■+u■?搖 t=1，2，…，T（5）

與式（5）相對應，在可變參數(shù)模型中，狀態(tài)空間向量α■為可變參數(shù)向量β■，量測矩陣Z■=x■，是具有可變參數(shù)的解釋變量矩陣；d■=z'■■γ，z■是具有固定參數(shù)的解釋變量向量，γ是固定參數(shù)向量。

（二）構建居民消費與收入水平之間的可變參數(shù)狀態(tài)空間模型

本文借鑒了Harvey（1989）[11]和Hamilton（1994）[12]的可變參數(shù)狀態(tài)空間模型的研究框架，建立居民消費與收入之間的實證估計模型，具體如下：

量測方程：Cs■=β■×y■+z■γ+u■（6）

狀態(tài)方程：β■=λβ■+ε■（7）

u■，ε■'~Ｎ■，■■?搖?搖t=1，2，…，Ｔ（8）

在式（6）中，居民收入y■是可變參數(shù)的解釋變量向量集合，可變參數(shù)β■隨時間變化，從而反映解釋變量居民收入水平y(tǒng)■對因變量居民消費水平Cs■影響關系的改變，但是因可變參數(shù)β■是不可觀測的，因而需要利用可觀測變量居民收入水平y(tǒng)■和居民消費水平Cs■進行估計；z■是具有固定參數(shù)的解釋變量向量，γ是固定參數(shù)向量。在式（7）中，假定可變參數(shù)β■服從AR1過程。在式（8）中，u■和ε■分別量測方程與狀態(tài)方程的隨機干擾項，二者相互獨立，且服從均值為0、方差為σ■和協(xié)方差矩陣為g的正態(tài)分布。

（三）數(shù)據(jù)來源說明

本文所有基礎數(shù)據(jù)均來自《新中國60年統(tǒng)計資料匯編》、《中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫》和《中國統(tǒng)計年鑒-2012》，時間跨度為1978～2012年。因為在1978～2012年期間，我國先后在不同階段經(jīng)歷了通貨膨脹或通貨緊縮時期，為了增加和確保實證檢驗結果的可信度，模型中所有變量統(tǒng)一利用消費者價格指數(shù)進行平減（1978年=100）。其中，城鎮(zhèn)居民人均消費支出和人均可支配收入利用城鎮(zhèn)居民消費者價格指數(shù)進行平減，農村居民人均消費支出與人均純收入則采用農村居民消費者價格指數(shù)進行平減。

三、城鎮(zhèn)居民邊際消費傾向的實證估計結果

（一）城鎮(zhèn)居民邊際消費傾向的估算結果

1. 可變參數(shù)狀態(tài)空間模型的估計結果

本文以我國城鎮(zhèn)居民人均消費支出和人均可支配收入在1978～2012年間的數(shù)據(jù)為樣本，以及運用Eviews6.0對方程（6）和（7）進行估計得到以下結果：

量測方程：Cst=183.46+β■*yt

狀態(tài)方程：β■=0.847 8*β■

2. 可變參數(shù)狀態(tài)空間模型估計結果有效性的檢驗

由于本文樣本時期跨度為1978～2012年，按照時間序列計量分析理論，此時為了避免回歸結果出現(xiàn)“偽回歸”或“無謂回歸”現(xiàn)象，需要對相關時間序列變量進行平穩(wěn)性檢驗。鑒于傳統(tǒng)協(xié)整分析技術要求存在協(xié)整關系變量之間的協(xié)整系數(shù)是固定不變的，即指變量之間的協(xié)整關系是長期均衡、穩(wěn)定不變的。本文為了檢驗可變參數(shù)狀態(tài)空間模型中變量之間的協(xié)整關系，借鑒杭斌、申春蘭（2004）提出的“變協(xié)整”概念，即他們認為在可變參數(shù)的變量之間也可能存在協(xié)整關系[2]。按照杭斌、申春蘭（2004）的檢驗方法，本文對我國城鎮(zhèn)居民人均消費與人均可支配收入之間是否存在協(xié)整關系進行檢驗。具體檢驗分兩步進行：第一步，分別對城鎮(zhèn)居民人均消費和人均可支配收入的變量序列進行ADF檢驗；第二步，對可變參數(shù)狀態(tài)空間模型中的殘差進行平穩(wěn)性檢驗。檢驗結果由表1和表2給出。

首先，表1中ADF檢驗結果表明城鎮(zhèn)居民人均消費和人均可支配收入的時間序列變量均存在單位根，但在5%的顯著性水平下各變量的一階差分序列都是平穩(wěn)的，因此，各變量都是一階單整過程。根據(jù)協(xié)整分析技術可知，對于同階不平穩(wěn)時間序列是有存在協(xié)整關系的可能性。

其次，根據(jù)表2中檢驗結果可知，方程（6）中的殘差在5%的顯著性水平也拒絕存在單位根的原假設，即為水平時間序列。因此可以確定，城鎮(zhèn)居民人均消費和人均可支配收入之間存在協(xié)整關系，本文以上設定并估計的狀態(tài)空間回歸模型的實證回歸結果是可信的。

3. 城鎮(zhèn)居民邊際消費傾向的估算結果

根據(jù)以上檢驗結果可知，本文所建立的狀態(tài)空間模型是可行的，因而據(jù)此估算出我國城鎮(zhèn)居民邊際消費傾向的動態(tài)變化值，具體由圖1給出。

從圖1可知，我國城鎮(zhèn)居民邊際消費傾向變化大致可以分為三個階段：第一階段是1978～1985年，城鎮(zhèn)居民邊際消費傾向從1978年的0.774 3一直下降到1985年的0.654 5。第二階段是從1985年的0.654 5逐漸上升到1996年的0.994 4，增加了0.339 9，年均增加2.84個百分點。其中，我國城鎮(zhèn)居民消費傾向在1996年達到改革開放以來的峰值0.994 4，幾乎接近于1。第三階段是從1996年0.994 4逐漸下降到2012年的0.721 3，期間雖有升降反復，但總體上仍然下降了0.273 1，年均下降1.61個百分點。其中，我國城鎮(zhèn)居民2012年的邊際消費傾向還略低于1978年的水平。伴隨我國人均GDP突破3 000美元邁入中等收入水平國家，與我國居民收入水平的不斷提高，例如，2012年我國城鎮(zhèn)居民人均收入為26 958.99元，結合西方發(fā)達國家經(jīng)驗來看，英美等主要國家最近20年的居民邊際消費傾向基本穩(wěn)定在0.7左右。因此，本文認為我國城鎮(zhèn)居民邊際消費傾向在20世紀90年代相對較高，甚至在有的年份幾乎接近于1，這在很大程度上與當時我國經(jīng)濟社會體制處于不斷改革或變動時期，國企改革、工人下崗等等，另外當時社會保障制度也在變革之中，從而導致城鎮(zhèn)居民在養(yǎng)老、醫(yī)療、教育等方面支出大幅度增加。最為典型的例子是，在我國城鎮(zhèn)職工養(yǎng)老與醫(yī)療保險改革前，如果1個人在改制之前在國有企業(yè)上班，不僅自己，幾乎全家的生老病死都有國家買單。與之相對在改革之后，這種現(xiàn)象一去不返，更多是由城鎮(zhèn)居民個人承擔。進入21世紀后，伴隨城鎮(zhèn)居民收入水平的快速提升，以及城鎮(zhèn)居民社會保障制度的不斷健全與保障水平的大幅度提升，我國城鎮(zhèn)居民的邊際消費傾向不斷下降，并于2005年以來基本維持在0.75左右，這是符合經(jīng)濟發(fā)展的一般規(guī)律。綜上分析可知，我國城鎮(zhèn)居民消費傾向在1978～2012年期間，從總體上呈現(xiàn)倒“U”型特征。

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（二）農村居民邊際消費傾向的估算結果

1. 可變參數(shù)狀態(tài)空間模型的估計結果

本文以我國城鎮(zhèn)居民人均消費支出和人均可支配收入在1978～2012年間的數(shù)據(jù)為樣本，以及運用Eviews6.0對方程（6）和（7）進行估計得到以下結果。

量測方程：Cst=136.14+β■*yt

狀態(tài)方程：β■=0.780 7*β■

2. 可變參數(shù)狀態(tài)空間模型估計結果有效性的檢驗

因為與城鎮(zhèn)居民消費的狀態(tài)空間模型一樣，也需要對上述可變參數(shù)狀態(tài)空間模型估計結果的有效性進行檢驗，而且因檢驗原理與方法完全相同，在此就不在贅述，僅以表4與表5給出檢驗結果。

首先，表4中ADF檢驗結果表明農村居民人均消費和人均純收入的時間序列變量均存在單位根，但在5%的顯著性水平下各變量的一階差分序列都是平穩(wěn)的，因此，各變量都是一階單整過程。根據(jù)協(xié)整分析技術可知，對于同階不平穩(wěn)時間序列是有存在協(xié)整關系的可能性。

其次，根據(jù)表5中檢驗結果可知，方程（6）中的殘差在5%的顯著性水平也拒絕存在單位根的原假設，即為水平時間序列。因此可以確定，農村居民人均消費和人均純收入之間存在協(xié)整關系，本文以上設定并估計的狀態(tài)空間回歸模型的實證回歸結果是可信的。

3. 農村居民邊際消費傾向的估算結果

根據(jù)以上檢驗結果可知，本文所建立的狀態(tài)空間模型是可行的，因而據(jù)此估算出我國農村居民邊際消費傾向的動態(tài)變化值，具體由圖2給出。

從圖2可知，與同期城鎮(zhèn)居民邊際消費傾向相比，農村居民邊際消費傾向要低，這主要是因為三方面原因：一是農村居民收入水平明顯低于城鎮(zhèn)居民，一定程度上導致了農村居民無錢消費或消費能力不足；二是由于我國城鄉(xiāng)二元社會保障制度以及經(jīng)濟轉型時期發(fā)生的許多改革成本與風險轉嫁給農村居民承擔，因而其未來面臨的不確定性風險相對更強，進而導致其預防性儲蓄動機要強于城鎮(zhèn)居民，即有錢也不敢消費；第三由于我國金融體制不健全，尤其是廣大農村地區(qū)，融資難是普遍現(xiàn)象，因此，有消費欲望的農村居民因收入水平制約，以及面臨較高的流動性約束，從而有消費動機卻無法實現(xiàn)。也正因如此，本文認為導致國內消費不足在很大程度上與農村居民消費不振有關，因而未來國家擴大內需的重點應致力于如何擴大農村居民有效需求。

從農村居民邊際消費傾向變動軌跡來看，其大致分為兩個階段，在1996年以前，基本處于緩慢上升階段，而在這之后，基本處于緩慢下降時期，其中在1996年達到其峰值，為0.783 4。從這一特征來看，基本上與城鎮(zhèn)居民邊際消費傾向變動軌跡大致一致，因而本文認為其形成原因與上述城鎮(zhèn)居民基本相同。但相比而言，伴隨農村居民人均純收入在1978～2012年間不斷上升，但其邊際消費傾向基本呈現(xiàn)“倒U”型變動特征，而且這種“倒U”型特征比城鎮(zhèn)居民邊際消費傾向更加明顯。

四、結論與政策建議

本文基于可變參數(shù)的狀態(tài)空間模型，實證估計了我國城鄉(xiāng)居民在1978～2012年間的邊際消費傾向，估算結果顯示：我國城鄉(xiāng)居民邊際消費傾向在1978～2012年間與收入水平之間呈現(xiàn)“倒U”型變動關系。這說明在1996年之后，我國城鄉(xiāng)居民邊際消費傾向伴隨收入水平的上升反而下降。為此，本文認為其中原因主要有四個方面：一是居民收入差距擴大進一步降低了居民邊際消費傾向；二是社會保障制度的不健全導致居民邊際消費傾向偏低；三是社會體制改革頻發(fā)與轉軌時期不確定性因素的增加抑制了居民邊際消費傾向的提高；四是就業(yè)形勢嚴峻和失業(yè)風險增加加劇了居民邊際消費傾向的下降趨勢。

伴隨我國城鄉(xiāng)居民總體收入水平的不斷提高，居民邊際消費傾向卻呈現(xiàn)下降的態(tài)勢，這說明我國國民收入分配存在著不規(guī)范的問題。原則上，一國財富的增長會帶來消費總量的增長。但實際上，邊際消費傾向的這種情況更多的受到了分配不公平的影響，原因可能來自于兩個方面:一方面，政府公共政策會對收入和消費產(chǎn)生很大的作用，制度供給的不完善進一步加大了人們預期消費的風險性。比如提高企業(yè)退休人員基本養(yǎng)老金、部分優(yōu)撫對象待遇和城鄉(xiāng)居民最低生活保障水平等等，公共品供給充足的城鎮(zhèn)居民消費能力高，而公共品供給能力低下的農村居民消費能力則偏低。另一方面，我國城鄉(xiāng)內部收入分配不公平的加劇導致了城鄉(xiāng)居民邊際消費傾向下滑。在收入分配問題的解決上，以政府為主的實施主體必須要具有有效合理的政策執(zhí)行，厘清我國當前收入分配差距過大的各種內在原因，把更多的變量引入考慮范圍之列。收入分配問題是一個復雜的問題，涉及很多既得利益的調整，從消費角度采取有利得當?shù)拇胧┦欠浅Ｖ匾摹Ｔ谡w消費水平提升的重心上，要努力培育中等階層的消費能力，增強低收入者的消費能力，這是提高城鄉(xiāng)居民總邊際消費傾向的關鍵，如果說前者是為了使消費需求有更好的基礎，后者則是可以弱化其對居民邊際消費傾向的反向拉升效應。在這些方面，要求政府要切實發(fā)揮收入分配的調節(jié)職能。

為了進一步擴大我國城鄉(xiāng)居民消費需求，有效刺激國內消費市場，本文認為應從以下兩個方面入手：一是我國城鄉(xiāng)居民邊際消費傾向與收入水平之間呈現(xiàn)“倒U”型關系。即低收入家庭和高收入家庭的邊際消費傾向較低，而中等收入階層的邊際消費傾向最高。由于在理論上，收入分配對居民消費需求的影響具有不確定性，即指收入分配不公并不一定導致居民消費需求偏低，只有在居民邊際消費傾向與收入水平呈“倒U”型關系時，縮小收入差距的政策才能提高總邊際消費傾向。與之相對，近年來我國城鄉(xiāng)居民收入差距呈現(xiàn)不斷擴大態(tài)勢，收入差距的不斷擴大已經(jīng)不僅僅是一個社會公平問題，而且還是經(jīng)濟效率和社會穩(wěn)定問題。政府只有實行縮小收入差距、擴大中等收入階層的收入分配政策才能有效提高我國居民的邊際消費傾向與提升居民消費水平，刺激與增加國內消費需求，從而最終實現(xiàn)消費、投資與出口協(xié)調拉動經(jīng)濟增長。二是對比同一時期城鄉(xiāng)居民邊際消費傾向發(fā)現(xiàn)，我國農村居民邊際消費傾向明顯低于城鎮(zhèn)居民。然而在中國，有近9億農村居民。即農村居民人口多，市場消費潛力巨大。然而農村居民雖然一方面有較強的消費愿望，但受限于較低的收入水平，以及城鄉(xiāng)二元社會保障制度使其未來不確定性風險大等等，從而導致多數(shù)農村居民或者“有消費意愿卻無錢消費”，抑或“有錢卻不敢消費”的雙重錯位現(xiàn)象。因此，為了挖掘廣大農村居民的消費潛力，除了實行縮小收入差距的收入分配之外，還應盡可能讓社會保障制度覆蓋農村居民，治理農村消費市場、改善農村消費環(huán)境，在城鄉(xiāng)之間實現(xiàn)公共服務均等化，從而讓公共財政的陽光沐浴廣大農村地區(qū)，讓城鄉(xiāng)居民同質分享改革開放成果。

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[5] 楊汝岱， 朱詩娥. 公平與效率不可兼得嗎?——基于居民邊際消費傾向的研究[J].經(jīng)濟研究，2007（12）.

[6] 楊天宇， 朱詩娥. 我國居民收入水平與邊際消費傾向之間“倒U”型關系研究[J].中國人民大學學報，2007（3）.

endprint

[7] 王津港. 中國農村居民邊際消費傾向變化分析[J].消費經(jīng)濟，2009（2）.

[8] 王宋濤， 吳超林. 收入分配對我國居民總消費的影響分析——基于邊際消費傾向的理論和實證研究[J].經(jīng)濟評論，2012（6）.

[9] 朱琛， 程世勇， 鄧敏. 20世紀90年代以來我國居民邊際消費傾向變化的實證研究[J].消費經(jīng)濟，2009（10）.

[10] 高鐵梅. 計量經(jīng)濟分析方法與建模[M].2版.北京：清華大學出版社，2009.

[11] Harvey A. C. Forecasting， Structural Time Series Models and the Kalman Filter[M]. Cambridge: Cambridge University Press， 1989， Chapter 3，4.

[12] Hamilton. James D. Time Series Analysis[M]. Princeton: Princeton University Press， 1994， Chapter 13.

Re-estimating the Marginal Consumption Propensity of Chinese Urban

and Rural Residents

Chu Deyin

（National Academy of Economics Strategy，Chinese Academy of Social Sciences，Beijing 100045，China）

Abstract: Whether income distribution affected consumer demand and what the impact was depend on the relationship between the marginal consumption propensity and income level. This article，based on variable parameters of state space model，empirically estimated the marginal consumption propensity to of the urban and rural residents from 1978 to 2012 in China. Estimation results showed that the relationship between the marginal consumption propensity and income level showed an "inverted U" type from 1978 to 2012 in China. But in comparison，rural residents' marginal consumption propensity is lower than that of urban residents within same period.

Key words: the urban and rural residents；marginal propensity to consume；state space model

（責任編輯：李 萌）

endprint

[7] 王津港. 中國農村居民邊際消費傾向變化分析[J].消費經(jīng)濟，2009（2）.

[8] 王宋濤， 吳超林. 收入分配對我國居民總消費的影響分析——基于邊際消費傾向的理論和實證研究[J].經(jīng)濟評論，2012（6）.

[9] 朱琛， 程世勇， 鄧敏. 20世紀90年代以來我國居民邊際消費傾向變化的實證研究[J].消費經(jīng)濟，2009（10）.

[10] 高鐵梅. 計量經(jīng)濟分析方法與建模[M].2版.北京：清華大學出版社，2009.

[11] Harvey A. C. Forecasting， Structural Time Series Models and the Kalman Filter[M]. Cambridge: Cambridge University Press， 1989， Chapter 3，4.

[12] Hamilton. James D. Time Series Analysis[M]. Princeton: Princeton University Press， 1994， Chapter 13.

Re-estimating the Marginal Consumption Propensity of Chinese Urban

and Rural Residents

Chu Deyin

（National Academy of Economics Strategy，Chinese Academy of Social Sciences，Beijing 100045，China）

Abstract: Whether income distribution affected consumer demand and what the impact was depend on the relationship between the marginal consumption propensity and income level. This article，based on variable parameters of state space model，empirically estimated the marginal consumption propensity to of the urban and rural residents from 1978 to 2012 in China. Estimation results showed that the relationship between the marginal consumption propensity and income level showed an "inverted U" type from 1978 to 2012 in China. But in comparison，rural residents' marginal consumption propensity is lower than that of urban residents within same period.

Key words: the urban and rural residents；marginal propensity to consume；state space model

（責任編輯：李 萌）

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[7] 王津港. 中國農村居民邊際消費傾向變化分析[J].消費經(jīng)濟，2009（2）.

[8] 王宋濤， 吳超林. 收入分配對我國居民總消費的影響分析——基于邊際消費傾向的理論和實證研究[J].經(jīng)濟評論，2012（6）.

[9] 朱琛， 程世勇， 鄧敏. 20世紀90年代以來我國居民邊際消費傾向變化的實證研究[J].消費經(jīng)濟，2009（10）.

[10] 高鐵梅. 計量經(jīng)濟分析方法與建模[M].2版.北京：清華大學出版社，2009.

[11] Harvey A. C. Forecasting， Structural Time Series Models and the Kalman Filter[M]. Cambridge: Cambridge University Press， 1989， Chapter 3，4.

[12] Hamilton. James D. Time Series Analysis[M]. Princeton: Princeton University Press， 1994， Chapter 13.

Re-estimating the Marginal Consumption Propensity of Chinese Urban

and Rural Residents

Chu Deyin

（National Academy of Economics Strategy，Chinese Academy of Social Sciences，Beijing 100045，China）

Abstract: Whether income distribution affected consumer demand and what the impact was depend on the relationship between the marginal consumption propensity and income level. This article，based on variable parameters of state space model，empirically estimated the marginal consumption propensity to of the urban and rural residents from 1978 to 2012 in China. Estimation results showed that the relationship between the marginal consumption propensity and income level showed an "inverted U" type from 1978 to 2012 in China. But in comparison，rural residents' marginal consumption propensity is lower than that of urban residents within same period.

Key words: the urban and rural residents；marginal propensity to consume；state space model

（責任編輯：李 萌）

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