近代中国50年居民消费数据估计（1887-1936）
【内容摘要】本文通过分析影响中国近代消费需求的各种因素，建立起中国近代消费需求的理论函数，然后选取前辈学者收集或估算的相关数据，建立起中国近代的消费需求数量模型，根据这一数量模型，估算了1887-1936年的消费需求时间序列数据，并从贸易差额的角度对其做了验证。
【[关键词】近代中国；消费需求；GDP;价格
【作者简介】崔文生（1972-），男，陕西临潼人，经济学硕士，广东外语外贸大学中国计量经济史研究中心讲师，研究方向：货币理论和计量经济史（广州510420）。
【原文出处】《广东外语外贸大学学报》（广州）,2012.2.20—25
消费需求是消费者对以商品和劳务形式存在的消费品的需求和欲望。凯恩斯在《就业、利息和货币通论》中强调“消费乃是一切经济活动之唯一目的，唯一对象”。[1]诚然，不管是从宏观经济增长还是微观经济运行角度观察，消费都在其中发挥着重要作用。从宏观角度考察，生产的最终目的是消费，是消费需求拉动生产而不是相反；从微观角度来讲，消费需求是推动企业生产增长方式和结构的重要力量。
从19世纪中叶到20世纪中叶，中国经济发展开始逐步由传统经济向现代经济过渡，这个时期的中国经济更多地表现出来像一种无政府、无制度的完全自由经济，这使得这一历史时期成为经济史研究的不可多得的样本。经济史的研究，势必要求有可以满足研究需要的“基础设施”——经济统计（估计）数据和相关资料，当然也包括这一时期的消费需求的数据。然而，关于中国这一时期消费需求的统计和估计资料非常缺乏，已有的研究主要包括以下几个：一是巫宝三先生在美国哈佛大学的博士论文《中国的资本集成和消费支出》，他在论文中估算了1931-1946年的消费支出总额，但是这篇论文和研究成果至今未公开发表；二是刘大中、叶孔嘉在《中国大陆经济：国民收入和经济发展，1933-1952》一书中，对1931-1936年的消费需求进行了估算；三是张东刚在《近代中国国民消费需求总额估算》一文中，对中国1887、1917、1922-1925、1926、1927-1928、1929、1930年的消费需求总额做了估算[2]。鉴于巫宝三先生的估算没有公开发表，所以1931-1936年的估算我们从刘大中、叶孔嘉先生，其他年份为张东刚先生估计，近代已有年份消费需求总额汇总如表1。
表1 近代中国消费需求估算（1887—1936） 单位：亿元（1933年币值）
| 年份 | 消费需求总额 | 年份 | 消费需求总额 | 年份 | 消费需求总额 |
| 1887 | 131.94 | 1929 | 238.25 | 1934 | 252.90 |
| 1917 | 132.45 | 1930 | 218.33 | 1935 | 267.60 |
| 1922-1925 | 166 96 | 1931 | 265.90 | 1936 | 279.80 |
| 1926 | 216.53 | 1932 | 273.90 | ||
| 1927-1928 | 224.96 | 1933 | 273.20 |
数据来源：张东刚：《近代中国国民消费需求总额估算》《南开经济研究》1999年第2期表13。
以上数据的估算，几位先生所采用的方法基本相同，除1887年外，都是依据现在所能搜集到的当时社会学家或经济学家、组织所作的家计统计资料，计算得出人均生活费用支出，再乘以当时的总人口，即得到估算的国民消费需求总额。比如，张东刚先生估算的1922-1925年消费需求总额，就是根据全国六省、北平城府村、安徽湖边村、北平、北平甄家营、北平清华园6份统计资料，计算得出人均生活费用，乘以1923年人口数，得到最后结果。虽然现在网络技术和网络信息已经很发达，但是要找到新的中国近代的类似家计统计资料已近不可能，所以我们要采用同上面几位先生同样方法估算未知年份的消费需求数值也近不可能。因此，我们只能采用类似从美国、日本兴起的新经济史学派的计量经济方法，根据已有的相关数据建立数量模型，再外推估算未知年份的消费需求总额。前述提及的诸位先生的估算都是居民消费需求估计，不包括政府需求估计，本文的估算也是如此，仅指居民消费需求总额。我们深知，我们的估算可能存在很多缺陷，我们也真诚欢迎其他学人对我们的估算提出批评、修正或补充。
一、中国近代消费需求影响因素与理论函数
在西方经济学中，关于消费需求的理论有很多。其中，主要的理论包括马歇尔的“价格决定论”消费函数、凯恩斯的绝对收入理论、杜森贝里的时空相对收入理论、贺达克和泰勒的消费品存量调整理论、弗里德曼的持久收入理论、莫迪利亚尼的生命周期理论。根据中国近代的经济状况，中国居民普遍的收入都不高，所有的收入用于日常消费后所剩无几，非流动性资产即耐用消费品存量对当期消费支出产生的影响很小，几乎可以忽略不计。另外，中国近代有价证券市场的发展很不完善，容量也非常小且市场为分割的不统一的市场，只有少数的居民参与其中，所以，有价证券市场及其收益率对消费需求的影响也可以不用考虑。结合西方已有的经济理论，我们认为，影响中国近代消费需求的主要因素有：
1．国民收入。收入是消费的基础，因而收入应是影响消费需求的最根本的因素。在农业社会，由于生产力水平较低，收入水平当然也较低，消费在国民收入中所占的比例较大，消费率极高。随着经济的发展，在由低收入向高收入过渡的过程中，消费在国民收入中所占的比例会有所下降，更多的国民收入开始用于储蓄。我国近代经济即是由传统农业经济向现代市场经济转变的早期时期，消费在国民收入中所占的比例应该是比较高的。一般地，当收入增加时，消费者对正常商品的消费需求增加，对低档商品的消费需求减少。对于中国近代的居民来讲，其收入的绝大部分都用于日常消费，他们的消费水平已然非常低，因而对他们来讲，几乎所有的商品都属于正常商品，低档商品对他们来讲，可能是不存在的。如陶孟和根据民国15年家计调查统计认为：“日常生活之必需品，如食品、衣服、房屋及燃料灯水等费，约占支出总平均数97%，而食品费一项，则占70%以上。”[3]加上我们估算的是一国一时期的宏观消费需求总额，是考虑对所有商品的需求总和，因此，也没必要区分正常商品与低档商品。所以，我们可以说，当一国国民收入总额增加时，其消费需求总额增加，反之，则相反。
2．商品价格。需求曲线是表示商品价格和需求量之间函数关系的几何图形，一般地，需求曲线是向右下方倾斜的曲线，它表明了二者之间的关系是：价格上涨，需求减少；价格下降，需求增加。微观经济上需求曲线之向右下方倾斜，是替代效应和收入效应共同作用的结果，对于正常商品来讲，替代效应和收入效应的作用方向是相同的。收入效应是指由商品的价格变动所引起的实际收入水平变动，进而由实际收入水平变动所引起的商品需求量的变动。具体来说就是当你在购买一种商品时，如果该种商品的价格下降了，如果你的名义货币收入不变，价格下降后你的实际购买力就增强了，你就可以购买更多的该种商品。由于我们研究的是宏观现象，所以，对于单个消费者来讲具有的替代效应在宏观视野下就不存在了，只剩下了收入效应。但是，即使只有收入效应，消费需求曲线仍然是向右下方倾斜的，即价格提高，消费需求减少，反之相反。
3．市场利率。利息率的变动，通过两种效应影响消费需求的变动。一是替代效应，指当利率提高时，人们会将一部分当前消费转为储蓄，减少当前消费，增加未来消费。二是收入效应，是指当利率提高时，人们认为自己的利息收入增加，认为自己更为富有，所以会增加当前消费。我们看到，利率的替代效应和收入效应是相反的，那么，当利率变动时，消费需求到底是增加还是减少呢？具体到中国近代的情况，中国大多数居民尤其是广大中国农村地区居民参与金融市场的程度很低，如王玉茹认为：“借债的主要是贫雇农，他们为生活所迫而借贷，中农和富农为发展生产而借贷的只是少数。尽管到本世纪30年代有些银行开始经营农村信贷业务，但能享受其利益者只限于少数经济发达地区的一部分农户。那种认为中国普通农民家庭都卷入金融市场的论断是缺乏说服力的。”[4]另外，中国近代大多数普通农民家庭的收入都非常低，收入勉强仅够维持生活，他们不可能有多余的资金用于储蓄，所以其收入效应可能是不存在的，其替代效应即使有，这一效应的作用也可能是非常微弱的。至于中国居民中的另一小部分的群体，中国的富裕绅士阶层，他们的生活都是比较节俭而又好面子的，他们大都不会因为利率变化、自己的收入有所变化而改变自己的消费方式，所以收入效应在他们身上也应不强，只有替代效应可能在他们身上会有所反映。综上，中国近代国民消费需求可能只有较弱的利率替代效应，即利率上升时，消费需求减少，反之相反。
根据以上对影响中国近代消费需求的因素分析，我们可以把中国近代的消费需求理论函数表示如下：
（1）式中，C为消费需求总额，Y为国民收入，P为商品价格，R为市场利率，u为随机扰动项。Y的一阶偏导大于0，为C的增函数，P、R的一阶偏导小于0，为C的减函数，u的符号不定。
二、中国近代消费需求计量模型的数据选取
由前文知，张东刚先生估计的1922-1925、1927-1928年消费需求为一个时段内的值，研究张先生的估算过程，可知张先生是用这一时段内的人均消费额乘以总人口数得出估算值，1922-1925年使用的是1923年的人口数，1927-1928年使用的是1928年海关估计总人口数，为了便于时间序列计量，我们可将1922-1925年数看为1923年值，可将1927-1928年数看为1928年数。但是，从1928年到1936年的连续数列还是太短，只有9年的数值，这样进行计量模型估计的话，可能误差较大，如果上推到1926年的话就有11个连续数值，勉强可以使用。然而，我们还缺少1927年数值，我们尝试利用张东刚先生计算的1927-1928年人均消费额乘以1927年总人口数得出1927年消费需求总额，1927年的中国人口数，我们根据1928年的海关人口估计和1928年的人口增长率[5]计算而得。对张东刚先生1887年和1917年的估计数据我们决定不予采用，原因如下：对1887年的估算和其他年份的估算张东刚先生使用了不同的方法，使用到的原始统计资料很少，对1887年的消费需求总额的估计值也超过了刘佛丁、王玉茹先生对张仲礼先生1887年CDP估计值的修正值很多；对1917年的估计虽和其他年份的估计采用的方法一致，但是估计所依据的样本调查只有北平西郊一地，不像其他年份的估计，都有六个左右不同地区的调查样本，这使1917年估计值的代表性和可靠性大打折扣。据此，我们对张先生1887年和1917年的估值不再保留，我们认为，这不会减少我们对张东刚先生的尊敬与尊重。
Y的数值，我们选取刘巍对中国近代50年GDP的估算值[6]。我们认为，中国近代的消费者，可以看做是受束缚的、短视的、原始的消费者，他们的当期消费主要受当期收入制约，所以中国近代居民的消费行为符合凯恩斯的绝对收入假设，也即我们选取当期的GDP值是比较合理的。
商品价格影响消费需求，主要不是商品的绝对价格影响消费需求的变动，而是商品的价格变动影响消费需求的变动，所以这一数值，我们根据王玉茹估算的1867-1937年（1913=100）物价指数[7]，以上一年为100，计算得到每年相对上一年的商品价格变化率。
根据我们前文的分析，市场利率对消费需求的影响应是非常小的，并且更关键的是，我们现在有关中国近代利率的相关数据非常少，可以说几乎没有，而这主要是因为：一，中国近代的金融市场是一个传统融资方式与现代融资方式并存的、市场分割程度严重的市场；二，中国近代关于利率的统计资料非常缺乏。基于以上几点，我们在计量过程中只有舍弃利率这一变量，虽然可能有所不足，但是我们相信对最终结果的影响是微乎其微的。
这样，我们所有必要的数据列表如下：
| 年份 | C | Y | P | 年份 | C | Y | P |
| 1887 | 131.94 | 124.58 | 104.55 | 1912 | 164.82 | 100.00 | |
| 1888 | 126.52 | 101.45 | 1913 | 178.09 | 94.34 | ||
| 1889 | 125.20 | 101.43 | 1914 | 163.39 | 106.00 | ||
| 1890 | 124.79 | 105.63 | 1915 | 166.10 | 111.32 | ||
| 1891 | 125.89 | 94.67 | 1916 | 160.75 | 100.00 | ||
| 1892 | 127.42 | 92.96 | 1917 | 132.45 | 143.97 | 103.39 | |
| 1893 | 130.71 | 107.58 | 1918 | 143.51 | 100.82 | ||
| 1894 | 134.80 | 104.23 | 1919 | 180.88 | 98.37 | ||
| 1895 | 134.87 | 95.95 | 1920 | 183.02 | 108.26 | ||
| 1896 | 138.75 | 101.41 | 1921 | 191.31 | 100.76 | ||
| 1897 | 139.13 | 109.72 | 1922 | 213.43 | 98.48 | ||
| 1898 | 139.71 | 106.33 | 1923 | 166.96 | 211.45 | 105.38 | |
| 1899 | 146.48 | 110.71 | 1924 | 236.58 | 97.08 | ||
| 1900 | 138.60 | 93.55 | 1925 | 226.87 | 109.77 | ||
| 1901 | 145.45 | 93.10 | 1926 | 216.53 | 238.63 | 102.05 | |
| 1902 | 153.39 | 119.75 | 1927 | 222.69 | 248.58 | 105.37 | |
| 1903 | 152.52 | 106.19 | 1928 | 224.96 | 257.11 | 99.36 | |
| 1904 | 154147 | 96.12 | 1929 | 238.25 | 266.26 | 103.85 | |
| 1905 | 157.94 | 112.12 | 1930 | 218.33 | 276.21 | 109.88 | |
| 1906 | 160.06 | 90.09 | 1931 | 265.90 | 285.70 | 106.74 | |
| 1907 | 160.24 | 104.00 | 1932 | 273.90 | 294.70 | 89.47 | |
| 1908 | 159.38 | 105.77 | 1933 | 273.20 | 294.60 | 89.41 | |
| 1909 | 162.33 | 100.91 | 1934 | 252.90 | 269.00 | 95.39 | |
| 1910 | 167.83 | 91.89 | 1935 | 267.60 | 290.90 | 103.45 | |
| 1911 | 167.74 | 103.92 | 1936 | 279.80 | 309.40 | 116.67 |
数据来源：C为消费需求总额，根据张东刚：《近代中国国民消费需求总额估算》《南开经济研究》1999年第2期表13调整而来；Y取自刘巍《大萧条中的美国、中国、天国与日本》，经济科学出版社2010年7月第1版200页表5-32；P为环比价格指数，根据王玉茹L《中国近代价格研究》，陕西人民出版社1997年5月第一版第23页表1-2计算而得。
三、中国近代消费需求计量模型与估算
我们用1926-1936年的连续数据（见表2）做实证检验，得到下面的计量模型：
模型（2）的各项检验指标都没有问题，反映我们所做理论分析的正确性。接下来，我们根据模型（2），上推估算1924、1925年的消费总额，再加入张东刚先生的1923年消费总额，根据1923-1936年的相关数据对模型进行修正，计量所需各数列的单整、协整检验都能通过，再次修正后的模型如下：
计量模型的结果见下表3：
表3：中国近代消费需求变量模型结果
| Variable | Coefficient | Std. Error | t-Statistic | Prob |
| Y | 1.140288 | 0.035291 | 32.31086 | 0.0000 |
| J | -0.657932 | 0.094164 | -6.987072 | 0.0000 |
| MA（1） | -0.908974 | 0.125711 | -7.230640 | 0.0000 |
| R-squared | 0.947813 | Mean dependenl var | 234.5905 | |
| Adjusted R-aquared | 0.938324 | S. D. dependent var | 35.99695 | |
| S.E. of regression | 8.939704 | Akaike info criterion | 7.406291 | |
| Sum squared resid | 879.1014 | Schwarz criterion | 7.543232 | |
| Log likelihood | -48.84404 | Durbin-Watson stat | 1.369835 | |
数据来源：据Eviews5.0数据回归所得
模型的t检验、正态性检验，一阶和二阶序列自相关检验、自回归条件异方差检验、带交叉项和不带交叉项的White异方差检验全部都能顺利通过，所以我们认为模型可以用于对中国过去没有统计值或估计值的年份之消费需求总额进行估算。根据模型（3）和表（2）的数据，我们对1887-1925年的中国消费需求总额进行了估算，根据模型估算的1923年消费额为171.78，张东刚先生的估值为166.96，我们的估值和张先生的估值差别很小，其他年份的已有估值和本次估值的差别也很小，基本都在误差范围内，1923-1936年实际值、拟合值和残差如下图l。
中国近代消费需求总额估算信汇总如下表4：
表4：近代中国消费需求估算（1887—1936） 单位：亿元（1933年币值）
| 年份 | 消费额 | 年份 | 消费额 | 年份 | 消费额 |
| 1887 | 73.27 | 1904 | 112.90 | 1921 | 151.86 |
| 1888 | 77.52 | 1905 | 106.33 | 1922 | 178.58 |
| 1889 | 76.03 | 1906 | 123.24 | 1923 | 166.96 |
| 1890 | 72.80 | 1907 | 114.29 | 1924 | 205.90 |
| 1891 | 81.26 | 1908 | 112.15 | 1925 | 186.48 |
| 1892 | 84.13 | 1909 | 118.71 | 1926 | 216.53 |
| 1893 | 78.27 | 1910 | 130.92 | 1927 | 222.69 |
| 1894 | 85.13 | 1911 | 122.90 | 1928 | 224.96 |
| 1895 | 90.66 | 1912 | 122.15 | 1929 | 238.25 |
| 1896 | 91.49 | 1913 | 141.00 | 1930 | 218.33 |
| 1897 | 86.46 | 1914 | 116.57 | 1931 | 265.90 |
| 1898 | 89.35 | 1915 | 116.16 | 1932 | 273.90 |
| 1899 | 94.19 | 1916 | 117.51 | 1933 | 273.20 |
| 1900 | 96.49 | 1917 | 96.14 | 1934 | 252.90 |
| 1901 | 104.60 | 1918 | 97.31 | 1935 | 267,60 |
| 1902 | 96.12 | 1919 | 141.53 | 1936 | 279.80 |
| 1903 | 104.05 | 1920 | 137.47 |
数据来源：1931—1936年值为刘大中、叶孔嘉在《中国大陆经济：国民收入和经济发展，1933—1952》一文中的估值，；923、1926、1928-1930年值为张东刚：《近代中国国民消费需求总额估算》《南开经济研究》1999年第2期表13调整而得；其余数值为本文估值。
四、从贸易差额角度对消费估计值的验证
我们利用消费需求模型估算出了1887-1925年的消费额后，需要进一步验证估计值的可靠性。由于中国近代长时间序列数据的极度缺乏，使得这一问题变得比较困难。考察中国近代长时间序列经济统计数据，比较可靠的只有海关的相关统计数据，因此，我们就从贸易差额的角度对消费估计值进行验证。
1．贸易差额与消费的逻辑关系。当一国的国内消费增加时，其总产出中可用于出口的数量就会减少，或者国内消费的增加是由进口的增加带来的，不管是那种情况或两种情况同时存在，其结果都是使贸易差额减少，即它们之间呈负相关关系。我们用NX代表贸易差额，用C代表国内消费，用o表示其他影响因素，则它们的逻辑函数为：
2．对消费估算值的验证。我们先将验证需要用到的数据列表5如下：
表6：中国近代贸易差额和消费额（1887—1936）
| 年份 | NX | C | 年份 | NX | C |
| 1887 | -16404 | 73.27 | 1912 | -102559 | 122.15 |
| 1888 | -32382 | 77.52 | 1913 | -166857 | 141.00 |
| 1889 | -13896 | 76.03 | 1914 | -213014 | 116.57 |
| 1890 | -39949 | 72.80 | 1915 | -35615 | 116.16 |
| 1891 | -33056 | 81.26 | 1916 | -34610 | 117.51 |
| 1892 | -32517 | 84.13 | 1917 | -86587 | 96.14 |
| 1893 | -34740 | 78.27 | 1918 | -69010 | 97.31 |
| 1894 | -33998 | 85.13 | 1919 | -16189 | 141.53 |
| 1895 | -28404 | 90.66 | 1920 | -247618 | 137.47 |
| 1896 | -71509 | 91.49 | 1921 | -304866 | 151.86 |
| 1897 | -39328 | 86.46 | 1922 | -290158 | 178.58 |
| 1898 | -50542 | 89.35 | 1923 | -170486 | 166.96 |
| 1899 | -68963 | 94.19 | 1924 | -246427 | 205.90 |
| 1900 | -52073 | 96.49 | 1925 | -171512 | 186.48 |
| 1901 | -98646 | 104.60 | 1926 | -259926 | 216.53 |
| 1902 | -101182 | 96.12 | 1927 | -94012 | 222.69 |
| 1903 | -112387 | 104.05 | 1928 | -204614 | 224.96 |
| 1904 | -104574 | 112.90 | 1929 | -250092 | 238.25 |
| 1905 | -219213 | 106.33 | 1930 | -414912 | 218.33 |
| 1906 | -173813 | 123.24 | 1931 | -524013 | 265.90 |
| 1907 | -152020 | 114.29 | 1932 | -557605 | 273.90 |
| 1908 | -117845 | 112.15 | 1933 | -470949 | 273.20 |
| 1909 | -79165 | 118.71 | 1934 | -317362 | 252.90 |
| 1910 | -82132 | 130.92 | 1935 | -220412 | 267.60 |
| 1911 | -94166 | 122.90 | 1936 | -151350 | 279.80 |
数据来源：贸易差额数据 单位：1000关量 根据中国海关贸易统计计算而得，1936年6月之后数据不包括东北的贸易统计数据，转自郑友揆：《中国的对外贸易和工业发展（1940—1948）》，上海社会科学出版社1984年版第344—377页；消费额数据引自本文表4。
我们先用1926-1936年的数据检验，得计量模型如下：
模型式（5）顺利通过各种检验表明，在1926-1936年，上一年的消费和贸易差额之间存在着负相关关系，这说明我们在前面关于贸易差额与消费关系的逻辑推理是正确的。接下来，我们将1887-1925年的消费数据加入，用1887-1936年的数据对函数NX=f（C，o）做实证，以观察新估算消费数据的效果。
首先分别对贸易差额和消费额进行单位根检验，以确定变量的平稳性。ADF单位根检验结果如下表6所示：
表6：贸易差额与消费额ADF检验结果
| 变量 | 差分次数 | (c,t,k) | D．W值 | ADF值 | 1%临界值 | 5%临界值 | 结论 |
| NX | l | (n,n,l) | 1.94 | -4.17 | -2.62 | -1.95 | I(l) |
| C | l | (c,n,l) | 1.96 | -6.04 | -3.58 | -2.93 | I(l) |
ADF检验结果表明，NX和C都是一阶单整变量，可以进行协整检验。我们再对其进行JJ协整检验，检验结果如表7：
表7：JJ协整检验结果
| 特征根 | 迹统计量 | 5%临界值 | A-max统计量 | 5%临界值 | 原假设 |
| 0.24 | 19.77 | 12.32 | 13.36 | 11.22 | R=O |
| 0.12 | 6.41 | 4.13 | 6.41 | 4.13 | R=l |
检验结果表明，NX和C之间存在协整关系，估计出的协整关系如下：
模型式（6）能顺利通过各项检验，说明在1887-1936年中，上一年的消费额确实影响到了当年贸易差额的变化，当然贸易差额的变化也受其自身惯性的影响，这不是本文研究的重点，在此不予赘述。模型式（6）的拟合效果说明，从贸易差额的角度观察，我们估算的1887-1925年的消费值是有一定的可靠性的，虽然拟合度不是很高，但是我们相信，随着近代经济资料的挖掘，我们可以进一步地对我们的估计进行修正，修正后数据的可靠性必将有所提高。
五、中国1887-1936年的平均消费倾向
平均消费倾向是指在任一收入水平上消费支出在收入中的比率，用公式表示就是：APC=C/Y。我们根据相关的数值计算得到中国1887-1936年的平均消费倾向，汇总如表8：
表8：中国887—1936年的平均消费倾向
| 年份 | APC | 年份 | APC |
| 1887 | 0.59 | 1912 | 0.74 |
| 1888 | 0.61 | 1913 | 0.79 |
| 1889 | 0.61 | 1914 | 0.71 |
| 1890 | 0.58 | 1915 | 0.70 |
| 1891 | 0.65 | 1916 | 0.73 |
| 1892 | 0.66 | 1917 | 0.67 |
| 1893 | 0.60 | 1918 | 0.68 |
| 1894 | 0.63 | 1919 | 0.78 |
| 1895 | 0.67 | 1920 | 0.75 |
| 1896 | 0.66 | 1921 | 0.79 |
| 1897 | 0.62 | 1922 | 0.84 |
| 1898 | 0.64 | 1923 | 0.79 |
| 1899 | 0.64 | 1924 | 0.87 |
| 1900 | 0.70 | 1925 | 0.82 |
| 1901 | 0.72 | 1926 | 0.91 |
| 1902 | 0.63 | 1927 | 0.90 |
| 1903 | 0.68 | 1928 | 0.87 |
| 1904 | 0.73 | 1929 | 0.89 |
| 1905 | 0.67 | 1930 | 0.79 |
| 1906 | 0.77 | 1931 | 0.93 |
| 1907 | 0.71 | 1932 | 0.93 |
| 1908 | 0.70 | 1933 | 0.93 |
| 1909 | 0.73 | 1934 | 0.94 |
| 1910 | 0.78 | 1935 | 0.92 |
| 1911 | 0.73 | 1936 | 0.90 |
数据来源：根据表4消费估计值和表2中的Y值计算而得
为了更直观地反映其变化趋势，我们将平均消费倾向作图为图2：
从图2可以看出，我国的平均消费倾向从1887年的0.59增加到1936年的0.90，平均消费倾向不断提高，并且这种提高是比较缓慢和平稳地。这说明，平均消费倾向并不总是在任何时间段都是降低的，所谓平均消费倾向降低可能是这一经济体已经进入到了需求约束经济，而在进入需求约束经济以前，即经济体处于供给约束经济阶段时，消费需求倾向往往可能是增长的。这种增长反映的是中国近代经济的增长和转型，随着中国经济由传统经济向现代经济转型，生产供给能力增加，人的收入不断调高，消费需求不断得到满足，从而使得平均消费倾向不断提高。
另外，我们也观察到在平均消费倾向在长时间内不断增长的同时，有些年份则是处于下降阶段的，如1914-1918年，平均消费倾向从0.71下降到了0.68。可能的原因是1914年爆发了第一次世界大战，中国也不能免于战争的危害，生产下滑，消费萎缩，使得这一时期的平均消费倾向下降。
西方工业化国家经济增长的历史表明，消费需求上升趋势是商品经济不断发展过程中的一种客观规律性[8]。我国近代1887-1936年的平均消费倾向的不断上升，说明我们国家也不是这一客观规律的例外，同时也从侧面说明了我们对1887-1925年的消费估计是比较可靠的。
参考文献：
[1]凯恩斯，就业、利息和货币通论[M].商务印书馆，1983:91.
[2]张东刚，近代中国国民消费需求总额估算[J].南开经济研究，1999（2）．
[3]陶孟和．北平生活费之分析[M].商务印书馆，2011:46.
[4][7]王玉茹．中国近代价格结构研究[M].陕西人民出版社，1997：143.
[5]刘巍．经济发展中的货币需求[M].黑龙江人民出版社，2000:186．
[6]刘巍．大萧条中的美国、中国、英国与日本[M],经济科学出版社，2010:215-216.
[8]张东刚．总需求的变动趋势与近代中国经济发展[M].高等教育出版社，1997：4．
来源：《经济史》2012年第4期
