雙循環(huán)背景下我國(guó)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)傾向?qū)嵶C分析

龔賢明

摘要：2020年以來(lái)，受疫情及國(guó)際國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)形勢(shì)影響，我國(guó)推進(jìn)國(guó)內(nèi)國(guó)際“雙循環(huán)”，挖掘國(guó)內(nèi)需求、刺激國(guó)內(nèi)消費(fèi)。鑒于消費(fèi)對(duì)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的重要拉動(dòng)作用和城鄉(xiāng)發(fā)展不平衡的現(xiàn)狀，研究城鄉(xiāng)居民的消費(fèi)傾向具有必要性。筆者基于凱恩斯的絕對(duì)收入假說(shuō)模型，分別建立我國(guó)城鎮(zhèn)、農(nóng)村居民消費(fèi)函數(shù)模型，引入虛擬變量，分析得出我國(guó)城鄉(xiāng)居民在1990～2020年消費(fèi)傾向均發(fā)生變化，從而在對(duì)比中研究該變化的成因。

關(guān)鍵詞：消費(fèi)傾向;城鄉(xiāng)居民;雙循環(huán)

一、引言

自1978年改革開放以來(lái)，隨著社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展及國(guó)家對(duì)“三農(nóng)”問題的高度重視，我國(guó)對(duì)農(nóng)村貧困地區(qū)進(jìn)一步扶持，農(nóng)村居民的收入及消費(fèi)水平也得到提升。但當(dāng)前城鄉(xiāng)居民收入及消費(fèi)水平的差距仍然較大。2020年新型冠狀病毒肺炎疫情肆虐，國(guó)際經(jīng)濟(jì)形勢(shì)持續(xù)下行，我國(guó)由此提出“兩個(gè)循環(huán)”——促進(jìn)國(guó)內(nèi)國(guó)際雙循環(huán)，利用消費(fèi)增長(zhǎng)帶動(dòng)國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)恢復(fù)與發(fā)展，研究城鄉(xiāng)居民消費(fèi)傾向具有重要意義。

此外，限制性因子規(guī)律的基本原理說(shuō)明，在事物發(fā)展過程中要抓住制約其發(fā)展的限制因子，通過改善限制因子來(lái)提升事物發(fā)展水平。而“三農(nóng)”問題、城鄉(xiāng)發(fā)展不平衡問題是當(dāng)前制約我國(guó)社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的限制因子。因此研究城鎮(zhèn)、農(nóng)村居民消費(fèi)傾向是否發(fā)生變化及變化程度，也與城鄉(xiāng)發(fā)展問題密切相關(guān)，對(duì)解決“三農(nóng)”問題至關(guān)重要。筆者通過對(duì)1990～2005年和2006～2020年兩個(gè)時(shí)間段的城鄉(xiāng)居民消費(fèi)傾向進(jìn)行實(shí)證分析，研究我國(guó)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)傾向的不同變化及變化程度。

二、實(shí)證分析

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文選取的研究對(duì)象為：1990～2020年我國(guó)農(nóng)村、城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)性支出、人均可支配收入，并將數(shù)據(jù)分為1990～2005年和2006～2020年兩個(gè)時(shí)間段?？紤]到實(shí)際物價(jià)對(duì)經(jīng)濟(jì)研究計(jì)算結(jié)果的直接影響，在實(shí)證分析前通過引入以1990年為基準(zhǔn)期的農(nóng)村（或城鎮(zhèn)）居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)，利用如下公式分別對(duì)農(nóng)村（或城鎮(zhèn)）居民人均消費(fèi)性支出和可支配收入進(jìn)行數(shù)值平減：實(shí)際人均消費(fèi)性支出=平減后的人均消費(fèi)性支出=名義人均消費(fèi)性支出÷CPI%、實(shí)際人均可支配收入=平減后的人均可支配收入=名義人均可支配收入÷CPI%，以此來(lái)排除物價(jià)和時(shí)間因素對(duì)消費(fèi)和收入的影響。

本文主要運(yùn)用Excel2016和Stata14對(duì)這些統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)、處理及實(shí)證模型分析。我國(guó)城鎮(zhèn)、農(nóng)村居民人均消費(fèi)性支出及人均可支配收入來(lái)自國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站、《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》及中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)，其中有關(guān)城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)性支出的相關(guān)數(shù)據(jù)在1990～2005年少部分存在殘缺，故選擇與其差距很小、且只在小數(shù)點(diǎn)后第二位存在差距的城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)性現(xiàn)金支出作為替代。城鎮(zhèn)、農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（1990=100），是筆者以中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)的價(jià)格指數(shù)（上一年=100）為基礎(chǔ)，用1990年為不變價(jià)格在Excel2016中計(jì)算得出。

（二）變量選取與模型構(gòu)建

本文以經(jīng)濟(jì)學(xué)家凱恩斯的絕對(duì)收入假說(shuō)模型作為理論依據(jù)，進(jìn)行變量選取和模型構(gòu)建。將居民人均可支配收入作為自變量即解釋變量，居民人均消費(fèi)性支出作為因變量即被解釋變量，且在經(jīng)典消費(fèi)模型中收入決定本期消費(fèi)。消費(fèi)函數(shù)的經(jīng)典函數(shù)模型為：Y=β1+β2X，Y作為本期消費(fèi)，X作為本期收入，β1作為必不可少的、由人的基本需求決定的自發(fā)性消費(fèi)，β2是居民的邊際消費(fèi)傾向，一般來(lái)說(shuō)存在邊際消費(fèi)傾向遞減規(guī)律。此外，乘數(shù)效應(yīng)提出：經(jīng)濟(jì)因素的變動(dòng)對(duì)GDP有成倍數(shù)的拉動(dòng)作用，乘數(shù)一般用K表示，K=■，此時(shí)β■為邊際消費(fèi)傾向。邊際消費(fèi)傾向β■與乘數(shù)K之間為正比例關(guān)系。因此可以得出結(jié)論：擴(kuò)大居民的邊際消費(fèi)傾向，有助于國(guó)民經(jīng)濟(jì)成倍數(shù)增長(zhǎng)，研究居民消費(fèi)傾向變化極為重要。

在模型構(gòu)建的過程中，變量的選取如表1所示。

μi為隨機(jī)干擾項(xiàng)，αi、βi為系數(shù)。令2005年前后農(nóng)村居民消費(fèi)函數(shù)模型為：

2005年前，Y=α1+α2X+μ，t1=1990，…，2005

2005年后，Y=β1+β2X+μ，t2=2006，…，2020

令2005年前后城鎮(zhèn)居民消費(fèi)函數(shù)模型為：

2005年前，Y2=α12+α22X2+μ2，t1=1990，…，2005

2005年后，Y2=β12+β22X2+μ2，t2=2006，…，2020

以農(nóng)村居民消費(fèi)函數(shù)模型為例進(jìn)行分析，結(jié)合鄒氏結(jié)構(gòu)變化檢驗(yàn)的相關(guān)原理，1990～2005年與2006～2020年農(nóng)村居民消費(fèi)函數(shù)系數(shù)的關(guān)系可能為：

α1=β1，α2=β2，兩個(gè)回歸的截距項(xiàng)、斜率項(xiàng)相同，稱其為重合回歸，邊際消費(fèi)傾向未發(fā)生改變。

α1≠β1，α2=β2，即兩個(gè)回歸的截距項(xiàng)不同，稱這兩個(gè)回歸為平行回歸，邊際消費(fèi)傾向未發(fā)生改變。

α1=β1，α2≠β2，即兩個(gè)回歸的斜率項(xiàng)不同，稱兩個(gè)回歸為匯合回歸，邊際消費(fèi)傾向發(fā)生改變。

α1≠β1，α2≠β2，此時(shí)因?yàn)槠浣鼐囗?xiàng)和斜率項(xiàng)都改變，所以這兩個(gè)回歸是相異回歸，邊際消費(fèi)傾向發(fā)生改變。

可以通過在單方程一元線性模型中引入虛擬變量Di來(lái)研究消費(fèi)傾向的改變，在引入虛擬變量Di的情況下，構(gòu)建如下模型：

Di=1 2005年前0 2005年后

合并t1與t2兩個(gè)不同時(shí)期的觀察值來(lái)估計(jì)以下引入虛擬變量的回歸：

Y=β0+β1X+β3Di+β4（β3X）+μ

于是有：

E（Y|Di=0，X）=β0+β1X

E（Y|Di=1，X）=（β0+β3）+（β1+β4）X

這兩個(gè)函數(shù)表達(dá)式可分別表示1990～2005年與2006～2020年兩個(gè)不同時(shí)期的農(nóng)村居民消費(fèi)函數(shù)。在統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)中，拒絕β4=0的假設(shè)，接受β4≠0的假設(shè)，則說(shuō)明2005年前后農(nóng)村居民消費(fèi)函數(shù)的斜率即邊際消費(fèi)傾向不同。如果拒絕β3=0的假設(shè)，接受β3≠0的假設(shè)，則說(shuō)明2005年前后農(nóng)村居民消費(fèi)函數(shù)的截距即自發(fā)性消費(fèi)不同。城鎮(zhèn)居民消費(fèi)函數(shù)引入虛擬變量及分析邊際消費(fèi)傾向是否發(fā)生變化的過程同理。

（三）描述性統(tǒng)計(jì)

1. 農(nóng)村居民

根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局及《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》給出的數(shù)據(jù)可得，1990～2020年實(shí)際（調(diào)整后的）農(nóng)村居民人均消費(fèi)性支出由584.630元增加到4360.749元，年均增長(zhǎng)率為6.70%;人均可支配收入由686.31元增加到5447.677元，年均增長(zhǎng)率為6.91%。此外，2005年前后實(shí)際（調(diào)整后的）農(nóng)村居民人均消費(fèi)性支出的年均增長(zhǎng)率為4.75%、8.18%，人均可支配收入年均增長(zhǎng)率為5.52%、7.79%?？梢钥闯觯?006～2020年調(diào)整后的農(nóng)村居民人均消費(fèi)性支出的年均增長(zhǎng)率比1990～2005年增加3.43%，人均可支配收入年均增長(zhǎng)率增加2.27%。

2. 城鎮(zhèn)居民

由國(guó)家統(tǒng)計(jì)局及《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》數(shù)據(jù)可知，1990～2020年實(shí)際（調(diào)整后的）城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)性支出由1278.890元增加到8075.677元，年均增長(zhǎng)率為6.12%;人均可支配收入由1510.16元增加到13107.313元，年均增長(zhǎng)率為7.22%。2005年前后實(shí)際（調(diào)整后的）的城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)性支出年均增長(zhǎng)率分別為6.50%、5.20%，可支配收入年均增長(zhǎng)率分別為7.18%、6.57%。由此可以看出，與農(nóng)村居民恰恰相反，2006～2020年經(jīng)過數(shù)值平減后的城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)性支出和人均可支配收入的年均增長(zhǎng)率與1990～2005年相比，呈現(xiàn)縮減趨勢(shì)。計(jì)算得出，在2006～2020年調(diào)整后城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)性支出的年均增長(zhǎng)率比1990～2005年減少1.3%，人均可支配收入年均增長(zhǎng)率減少0.61%。

（四）回歸分析

1. 農(nóng)村居民

在Stata14中做引入虛擬變量的農(nóng)村居民消費(fèi)函數(shù)模型：Y=β0+β1X+β3Di+β4（DiX）+μ的回歸，結(jié)果見表2。依據(jù)回歸結(jié)果，可以分析出農(nóng)村居民消費(fèi)函數(shù)模型為如下形式：

Y^=-361.034+0.887X+530.328Di-0.277DiX

2. 城鎮(zhèn)居民

同時(shí)在城鎮(zhèn)居民消費(fèi)函數(shù)中引入虛擬變量，用Stata14進(jìn)行回歸，回歸的結(jié)果見表3。分析回歸結(jié)果可以得出城鎮(zhèn)居民消費(fèi)函數(shù)模型為：

Y^2=926.881+0.585X2-730.288Di2-0.139Di2X2

（五）農(nóng)村居民消費(fèi)函數(shù)回歸結(jié)果分析

在回歸結(jié)果中，R2=0.997，R2=0.996，數(shù)值均較大且較接近于1，證明該模型通過擬合優(yōu)度檢驗(yàn)，即該模型擬合具有較好的擬合效果。對(duì)方程的顯著性進(jìn)行F檢驗(yàn)：當(dāng)顯著性水平α為0.05的情況下，F(xiàn)=2613.084>F0.05（3，27），因此函數(shù)的總體線性關(guān)系顯著成立，即該城鎮(zhèn)居民消費(fèi)函數(shù)方程可以被所有解釋變量共同解釋。對(duì)解釋變量X、Di、DiX的顯著性進(jìn)行T檢驗(yàn)：X、Di、DiX的t值為53.61、5.49、-4.02，當(dāng)顯著性水平α=0.05即置信水平=0.95時(shí)，t值均大于臨界值t0.025（27）及相應(yīng)的伴隨概率p值均小于0.05，證明該函數(shù)模型通過t檢驗(yàn)，即參數(shù)β3、β4≠0，拒絕β3=0、β4=0的假設(shè)，斜率和截距項(xiàng)都不為0，強(qiáng)烈示出兩個(gè)時(shí)期的回歸是相異的。

用Stata14依次做2005年前后兩個(gè)不同時(shí)期的回歸，得到的回歸結(jié)果見表4、表5。

因此，我國(guó)農(nóng)村居民人均消費(fèi)函數(shù)分別為：

2005年前，Y^=169.295+0.610X

2005年后，Y^=-361.034+0.887X

根據(jù)結(jié)果可知：當(dāng)顯著性水平α=0.05，2005年前后兩個(gè)不同的函數(shù)模型的解釋變量的t值都大于臨界值，相應(yīng)的伴隨概率也小于0.05，因此被解釋變量能被解釋變量X所解釋。2005年前后我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)邊際傾向由0.610增加至0.887，增幅為45.41%，可以得出2005年前后我國(guó)農(nóng)村居民邊際消費(fèi)傾向有上升趨勢(shì)。

（六）城鎮(zhèn)居民消費(fèi)函數(shù)回歸結(jié)果分析

首先，對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)函數(shù)的回歸結(jié)果進(jìn)行分析得出，R2=0.998，R2=0.998，數(shù)值較大且接近于1，證明1990～2020年城鎮(zhèn)居民消費(fèi)函數(shù)模型通過擬合優(yōu)度檢驗(yàn)，且此函數(shù)模型的擬合效果相對(duì)較好。其次，對(duì)方程的顯著性是否成立進(jìn)行F檢驗(yàn)，可以得出，當(dāng)顯著性水平α=0.05，F(xiàn)=3968.773>F0.05（3，27），因此城鎮(zhèn)居民消費(fèi)函數(shù)方程可以被所有解釋變量共同解釋。再依據(jù)解釋變量X2、虛擬變量D2、Di2X2的顯著性檢驗(yàn)可以得出：X2、Di2、Di2X2的t值分別為48.45、-4.90、3.90，當(dāng)顯著性水平α=0.05，這三個(gè)t值都大于臨界值t0.025（27），并且相關(guān)的伴隨概率p值均小于0.05，證明城鎮(zhèn)居民消費(fèi)函數(shù)模型的解釋變量通過t檢驗(yàn)，即解釋變量X2、虛擬變量D2、Di2X2前的參數(shù)顯著地不等于0，即2005年前后城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)函數(shù)的斜率和截距項(xiàng)都不為0，1990～2005年和2006～2020年兩個(gè)不同時(shí)期的消費(fèi)函數(shù)的邊際消費(fèi)傾向發(fā)生改變。

再用Stata軟件對(duì)2005年前后兩個(gè)時(shí)期進(jìn)行回歸，根據(jù)如表6、表7的回歸結(jié)果得出2005年前后我國(guó)城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)函數(shù)分別為：

2005年前，Y^2=196.593+0.724X2

2005年后，Y^2=926.881+0.585X2

可以看出，我國(guó)城鎮(zhèn)居民的邊際消費(fèi)傾向在2005年前后呈現(xiàn)出下降的趨勢(shì)，即城鎮(zhèn)收入對(duì)消費(fèi)的影響程度降低了，從0.724降低至0.585，降幅為23.76%。

近年來(lái)我國(guó)社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)不斷煥發(fā)新的活力，表現(xiàn)在居民可支配收入顯著增加、居民對(duì)生活水平和質(zhì)量的要求提升等方面。在此現(xiàn)狀下，我國(guó)農(nóng)村居民2006～2020年的邊際消費(fèi)傾向與1990～2005年相比有所增加，而城鎮(zhèn)居民2006～2020年的邊際消費(fèi)傾向卻有所減少，產(chǎn)生這種不同的趨勢(shì)變化的原因是什么呢？

三、城鄉(xiāng)居民消費(fèi)傾向變化的成因

（一）城鄉(xiāng)居民的收支結(jié)構(gòu)存在差異

“三農(nóng)”問題是擺在我國(guó)發(fā)展戰(zhàn)略中的具有深遠(yuǎn)影響的重大問題，近年來(lái)為更好解決“三農(nóng)”問題，我國(guó)提出脫貧攻堅(jiān)、鄉(xiāng)村振興等扶持戰(zhàn)略促進(jìn)農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。由國(guó)家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)可知：1990～2020年，我國(guó)農(nóng)村居民實(shí)際人均收入共增加4761.367元，且每年的增加額有上升的趨勢(shì)。可見農(nóng)村居民的收入水平有一定提高。在收入增加的情況下，會(huì)對(duì)消費(fèi)產(chǎn)生一定的刺激作用。

農(nóng)村居民當(dāng)前大多處于收支平衡的發(fā)展階段，而城鎮(zhèn)居民消費(fèi)在收入中的占比進(jìn)一步下降。在1990～2020年期間，調(diào)整后的農(nóng)村居民的消費(fèi)性支出（人均）占可支配收入（人均）的比重在70%以上，且2012年以來(lái)輕微上升;與農(nóng)村居民對(duì)比來(lái)看，城鎮(zhèn)居民的此比重在2002年后明顯下降，在2012年下降到70%以下，2012年后進(jìn)一步下降，如圖1、圖2所示。而歸根結(jié)底產(chǎn)生這種差異的原因在于：盡管1990～2020年農(nóng)村居民收入水平顯著提高，城鄉(xiāng)居民之間的收入差距卻進(jìn)一步擴(kuò)大。

因此，在農(nóng)村居民超過70% 的收入都用來(lái)消費(fèi)且此比重不斷增加的情況下，收入對(duì)消費(fèi)的拉動(dòng)作用進(jìn)一步增大，農(nóng)村居民的邊際消費(fèi)傾向會(huì)變大。而城鎮(zhèn)居民消費(fèi)在收入中的占比不斷下降，這也是城鎮(zhèn)居民邊際消費(fèi)傾向降低的原因之一。

（二）城鄉(xiāng)居民高收入群體占比存在差異

《2018全球不平等報(bào)告》提到，中國(guó)收入在前10%的居民群體的收入占比達(dá)到41%，且我國(guó)近年來(lái)基尼系數(shù)均超過0.4，2016年達(dá)到0.465。根據(jù)聯(lián)合國(guó)開發(fā)計(jì)劃署等組織的規(guī)定，0.465在0.4～0.59范圍內(nèi)，說(shuō)明該國(guó)家不同收入群體之間的收入差距較大。而高收入人群基本居住在城鎮(zhèn)地區(qū)，農(nóng)村地區(qū)的居民中高收入人群較少，多為中低收入人群。那么，在城鎮(zhèn)地區(qū)高收入人群較為集中且呈現(xiàn)增加趨勢(shì)的情況下，意味著財(cái)富越來(lái)越集中在少數(shù)人手里。而財(cái)富的集中在某種程度上會(huì)抑制消費(fèi)，對(duì)城鎮(zhèn)居民的總體消費(fèi)水平造成限制。在這種情況下，城鎮(zhèn)居民的邊際消費(fèi)傾向呈現(xiàn)出隨著人均收入增多反而出現(xiàn)降低的趨勢(shì)。

（三）老齡化對(duì)城鄉(xiāng)居民影響程度存在差異

根據(jù)我國(guó)在2021年進(jìn)行的第七次人口普查數(shù)據(jù)可知，60歲及以上的人口總數(shù)已經(jīng)達(dá)到了26402萬(wàn)人，占比18.70%，與2010年相比已經(jīng)上升了5.44個(gè)百分點(diǎn)（其中65歲及以上19046萬(wàn)人，占比13.50%）。由此可以得出，我國(guó)人口老齡化現(xiàn)象較為嚴(yán)重。同時(shí)根據(jù)潘紅虹、唐玨嵐（2021）的實(shí)證研究可以得出，一方面，老年人口的增加即人口老齡化對(duì)居民消費(fèi)有一定的抑制作用;另一方面，人口老齡化對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的抑制和減少作用比對(duì)農(nóng)村居民更大，約是農(nóng)村的2倍。

原因在于處于城鎮(zhèn)地區(qū)的老年群體在退休之前多在固定單位工作，單位一般會(huì)提供退休金，但在退休后其收入驟然減少，自然會(huì)抑制消費(fèi)。同時(shí)老年人口具有防范風(fēng)險(xiǎn)的需要和養(yǎng)老需求，更偏向于提高儲(chǔ)蓄率，儲(chǔ)蓄的增加往往會(huì)產(chǎn)生擠出效應(yīng)，對(duì)消費(fèi)產(chǎn)生抑制和減少作用。誠(chéng)然，我國(guó)農(nóng)村地區(qū)盡管老齡化程度也不低，但留在農(nóng)村地區(qū)的老年人多從事農(nóng)業(yè)勞動(dòng)，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)不受年齡的限制而取決于身體狀況。此外，2009年新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)試點(diǎn)推行以來(lái)，我國(guó)農(nóng)村居民參保人數(shù)不斷增加，由于保障性收入的存在，促進(jìn)了農(nóng)村居民的消費(fèi)，從而擴(kuò)大其消費(fèi)傾向，造成農(nóng)村居民邊際消費(fèi)傾向上升。

（四）城鄉(xiāng)居民住房壓力不同

近年來(lái)，城鎮(zhèn)人口隨著城鎮(zhèn)化的建設(shè)和城市的擴(kuò)張不斷增加，城市的住房壓力變大，商品房?jī)r(jià)格的上升速度快。據(jù)資料顯示，2019年我國(guó)住宅商品房平均銷售價(jià)格驟增到9287.00元/平方米，與2000年商品房平均銷售價(jià)格2112.00元/平方米相比，同比增長(zhǎng)339.73%。城鎮(zhèn)地區(qū)房?jī)r(jià)的上升導(dǎo)致城鎮(zhèn)居民增加儲(chǔ)蓄率以便在未來(lái)購(gòu)置房屋，或者直接進(jìn)行按揭貸款買房，用于買房?jī)?chǔ)蓄或還貸款的支出必然會(huì)產(chǎn)生擠出效應(yīng)，對(duì)消費(fèi)進(jìn)行抑制，導(dǎo)致城鎮(zhèn)居民的邊際消費(fèi)傾向下降。而農(nóng)村地區(qū)的房屋所有權(quán)多掌握在居民自己手中，且多為自主建造，住房壓力較小，因此，盡管農(nóng)村居民住房支出有一定程度的增長(zhǎng)，但住房支出對(duì)消費(fèi)的抑制作用遠(yuǎn)小于城鎮(zhèn)地區(qū)，這也是造成城鄉(xiāng)居民消費(fèi)傾向產(chǎn)生不同變動(dòng)的原因之一。

四、結(jié)語(yǔ)

當(dāng)前，我國(guó)正處于以擴(kuò)大內(nèi)需為主、促進(jìn)國(guó)內(nèi)國(guó)際雙循環(huán)的背景下，研究我國(guó)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)傾向的轉(zhuǎn)變，能為進(jìn)一步激發(fā)消費(fèi)活力、縮小城鄉(xiāng)發(fā)展差距提供依據(jù)。筆者對(duì)2005年前后我國(guó)農(nóng)村居民、城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)函數(shù)模型進(jìn)行實(shí)證研究，從而對(duì)消費(fèi)傾向是否變化、變化的程度及變化趨勢(shì)進(jìn)行分析，得出結(jié)論：在1990～2005年和2006～2020年兩個(gè)不同的時(shí)期，我國(guó)農(nóng)村居民和城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)傾向都有變化;與1990～2005年相比，農(nóng)村居民邊際消費(fèi)傾向在2006～2020年增加，城鎮(zhèn)居民邊際消費(fèi)傾向在2006～2020年減少。原因是城鄉(xiāng)居民的收支結(jié)構(gòu)存在差異、城鄉(xiāng)居民高收入群體占比存在差異、老齡化對(duì)城鄉(xiāng)居民影響程度存在差異及城鄉(xiāng)居民住房壓力不同等。

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（作者單位：吉林大學(xué)生物與農(nóng)業(yè)工程學(xué)院）