我國農(nóng)村居民消費函數(shù)模型的實證研究

摘 要：對國內(nèi)外關(guān)于消費函數(shù)理論和模型的發(fā)展研究進行了簡要述評，整理了1985—2011年我國農(nóng)村居民人均消費支出和人均純收入的相關(guān)數(shù)據(jù)，在誤差修正模型（ECM）的基礎(chǔ)上建立了我國農(nóng)村居民的消費函數(shù)模型，并對如何促進我國農(nóng)村居民消費、擴大內(nèi)需提出了政策建議。

關(guān)鍵詞：農(nóng)村居民；消費函數(shù)；誤差修正模型

中圖分類號：F323.8；F224 文獻標(biāo)志碼：A 文章編號：1673-291X（2013）23-0065-04

改革開放30多年來，中國經(jīng)濟迅猛發(fā)展，人民生活水平顯著提高。但與此同時也伴隨著很多突出問題亟待解決：城鄉(xiāng)居民收入差距不斷擴大，經(jīng)濟運行存在下行壓力，物價上漲壓力持續(xù)不斷，經(jīng)濟增長內(nèi)生動力不強。在此情況下，廣大學(xué)者提出以擴大內(nèi)需為加快轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式的方向，切實加強經(jīng)濟增長的內(nèi)生動力。消費是國民經(jīng)濟生產(chǎn)與再生產(chǎn)運行過程中非常關(guān)鍵的環(huán)節(jié)，消費既是生產(chǎn)的出發(fā)點，也是生產(chǎn)的落腳點。農(nóng)村居民是我國人口構(gòu)成的主要部分，其消費行為對國民經(jīng)濟的推動作用至關(guān)重要，因此，我國農(nóng)村居民消費問題已成為政策制定者關(guān)注的核心內(nèi)容之一。利用消費函數(shù)理論和模型進行農(nóng)村居民消費數(shù)量經(jīng)濟研究對我國農(nóng)村經(jīng)濟建設(shè)與改革、國民經(jīng)濟的持續(xù)穩(wěn)定發(fā)展具有重要的意義和作用。

一、西方消費函數(shù)理論的發(fā)展

消費函數(shù)理論是建立在消費者行為假設(shè)基礎(chǔ)之上、闡述消費與收入之間存在相關(guān)關(guān)系的系列假說。凱恩斯（1936）提出絕對收入假設(shè)，開創(chuàng)了消費函數(shù)理論的先河。杜森貝里（1949）提出了相對收入假設(shè)，莫迪利安尼提出生命周期假說，霍爾（1978）提出了隨機游走假說，促進了傳統(tǒng)消費理論的進一步發(fā)展[1]。這些假說以及近年來的研究成果共同構(gòu)建了西方消費函數(shù)理論的研究框架體系。

（一）絕對收入假說

凱恩斯（1936）在《就業(yè)、利息與貨幣通論》中首先提出了消費函數(shù)理論。他指出，消費支出與收入水平密切相關(guān)，消費水平取決于收入的絕對水平，即為絕對收入假說。該假說的基本思想為：當(dāng)期消費水平隨絕對收入水平的變化而變化，且邊際消費傾向遞減[2]。數(shù)學(xué)表達式如下：

Ct=b0+b1Yt+ut

其中，Ct表示當(dāng)前消費支出；Yt表示當(dāng)前收入；b0表示自發(fā)消費；b1表示邊際消費傾向（0

（二）相對收入假說

杜森貝里（Duesenberry，1949）在《收入、儲蓄和消費者行為理論》中提出了相對收入假說。他認為，消費并不取決于現(xiàn)期絕對收入水平，而取決于人們的相對收入水平。他假設(shè)消費者的偏好是互相影響的，且消費者的消費行為是不可逆的。示范效應(yīng)說明人們的消費行為存在相互影響，棘輪效應(yīng)解釋了平均消費傾向具有長期穩(wěn)定性[3]。其數(shù)學(xué)形式如下：

Ct=b0+b1Yt+b2Ct-1

其中，Ct表示當(dāng)期消費支出，Ct-1表示上一期的消費支出，Yt表示當(dāng)期收入，b0表示自發(fā)消費，b1表示邊際消費傾向，b2表示本期與上一期的消費比例。

（三）持久收入假說

弗里德曼（Friedman，1957）認為，人們的消費支出并非取決于現(xiàn)期收入，而是主要由其持久收入決定。持久收入是人們可預(yù)計到的長期收入，是其一生中可得收入的均值。該假說的基本觀點是：將消費者的收入和消費分為暫時性、偶然性和長期性，消費者的長期性收入決定其消費水平[4]。

（四） 隨機游走假說

霍爾（Hall，1978）在借鑒盧卡斯的思想方法的基礎(chǔ)上，提出了隨機游走假說。他認為，按PIH尋求效用最大化、具有理性消費預(yù)期的消費者的消費軌跡是一個隨機游走過程，不能通過任何變量進行下期消費的預(yù)測。隨機游走假說的提出推動消費函數(shù)理論研究進入新的階段。該假說引入了理性預(yù)期，將馬爾科夫過程應(yīng)用于消費函數(shù)的研究中，使消費問題在不確定條件下進行研究成為可能[5]。其數(shù)學(xué)形式為：

Ct-1=Ct+εt

其中，Ct+1和Ct表示下期和當(dāng)期消費，εt為不可預(yù)測的誤差。

（五）預(yù)防性儲蓄假說

預(yù)防性儲蓄理論將不確定性引入分析框架，在吸收了理性預(yù)期思想的基礎(chǔ)上，分析消費者跨期優(yōu)化選擇行為，拓展了生命周期—持久收入假說。里蘭德（Leland，1968）首次分析了產(chǎn)生預(yù)防性儲蓄的必要條件[6]。迪頓（Deaton，1989）指出，美國戰(zhàn)后消費路徑的實際斜率顯著高于由隨機游走假說得到的理論估計值，而預(yù)防性儲蓄假設(shè)可以合理地解釋這一現(xiàn)象，即消費的過度平滑性。弗萊文（Flavin，1981）提出的消費的過度敏感性雖與“過度平滑性”看似矛盾，但都可被預(yù)防性儲蓄假說解釋。

（六）流動性約束假說

扎德斯（Zeldes，1989）、迪頓（Deaton，1991）提出了流動性約束假說。他們認為，流動性約束可能導(dǎo)致消費者當(dāng)期消費對可預(yù)測收入變化的過度敏感性，較高的消費信貸利率使得消費者放棄消費信貸以平滑消費[7]。具體消費者最優(yōu)消費路徑如下決定：

Max；st.Ct+（At+1-At）=Wt+rAt；At≥0

其中，P表示消費者的時間偏好或者主管貼現(xiàn)率，At表示消費者在第t期所有的財富，Wt表示勞動收入，r表示利率。

二、我國消費函數(shù)理論與模型的研究進展

改革開放30多年來，我國城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民的收入水平有了很大提高，居民消費行為也發(fā)生了較大變化。在此形勢下，對于我國居民消費函數(shù)理論與模型的研究成為經(jīng)濟理論與實證研究的熱點之一，國內(nèi)學(xué)者也獲得了一些研究成果。目前，針對我國農(nóng)村消費行為的研究大體上可分為兩類：一是應(yīng)用現(xiàn)有西方消費函數(shù)理論與模型對我國農(nóng)民消費行為進行檢驗；二是借鑒西方消費理論，根據(jù)我國農(nóng)村實際特點而提出適合我國國情的消費理論與模型，以此來解釋農(nóng)民消費行為。

（一） 絕對收入假說理論的研究

臧旭恒（1994）從中國改革前后的兩個時期，以城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民兩個群體驗證了確定性條件的消費函數(shù)模型，其數(shù)學(xué)形式如下：

Ct=β0+βtYt+μt

其中，Ct表示居民消費，Yt表示居民可支配收入，β0為自發(fā)性消費，βt為長期邊際消費傾向。凱恩斯絕對收入假說可以解釋我國1978年以前的消費模式，但對之后的居民消費進行解釋時并不合適。王宏偉（2000）通過對我國農(nóng)村數(shù)據(jù)的實證分析也證實了兩階段論。

劉建國（1999）對《中國統(tǒng)計年鑒》中的數(shù)據(jù)進行實證分析后指出我國城鎮(zhèn)居民的消費傾向明顯高于農(nóng)村居民，與凱恩斯的“邊際消費傾向遞減規(guī)律”相違背。而王檢貴（2000）對1985—1997年的數(shù)據(jù)進行實證研究后發(fā)現(xiàn)，我國城鎮(zhèn)居民的消費傾向低于農(nóng)村居民。楊天宇和文煥瑾（2008）也證實了我國農(nóng)村消費不存在特殊性。

（二）相對收入假說理論的檢驗

臧旭恒（1994）對1981—1991年間的城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民兩類群體進行實證計量研究時發(fā)現(xiàn)，相對收入假說可以更好地解釋我國居民消費行為。許允彬和趙衛(wèi)亞（2007）把絕對收入假說和相對收入假說進行了整合，建立了更符合我國農(nóng)民消費實際的模型，提出城鎮(zhèn)消費給農(nóng)村消費帶來的示范效應(yīng)會影響農(nóng)民的消費行為。

（三）LC-PIH理論的研究

厲以寧（1992）研究后發(fā)現(xiàn)，LC-PIH假說不能合理解釋改革開放以來全部時期的數(shù)據(jù)。王信、趙志君（1996，1998）檢驗后發(fā)現(xiàn)，通過該模型得出的理論值與中國實際值擬合度不夠理想。然而，臧旭恒（1994）分別采用時間序列總量數(shù)據(jù)和家庭預(yù)算抽樣數(shù)據(jù)兩類數(shù)據(jù)進行分析，都證明該模型可較好地解釋我國居民消費行為。高夢滔等（2008）利用1995—2002年8個省份的面板數(shù)據(jù)進行實證研究后指出，我國農(nóng)村居民的消費行為與LC-PIH的預(yù)期較好吻合。艾春榮和汪偉（2010）發(fā)現(xiàn)LC-PIH假說在很多發(fā)展中國家農(nóng)村得到了證實。

（四）不確定性條件下的消費函數(shù)理論研究

臧旭恒（1994）通過對1978—1991年相關(guān)數(shù)據(jù)實證研究后發(fā)現(xiàn)，隨機游走假說不能適用于我國居民的消費實際。萬廣華等（2001）利用農(nóng)業(yè)部的農(nóng)戶家庭調(diào)查面板資料分析影響農(nóng)民儲蓄的因素，發(fā)現(xiàn)我國農(nóng)民的確存有顯著的預(yù)防性儲蓄動機。朱信凱（2005）通過實證分析得出我國農(nóng)民消費行為表現(xiàn)出較強的過度敏感性，其主要原因在于農(nóng)民預(yù)期收入的不穩(wěn)定性及較強的流動性約束。周建（2005）使用變參數(shù)模型構(gòu)造狀態(tài)空間模型，研究了1979—2003年我國農(nóng)村居民消費的過度敏感系數(shù)。田青和高鐵梅（2009）檢驗了不同收入群體消費的過度敏感程度，發(fā)現(xiàn)我國居民消費存在顯著的過度敏感性，且不同收入水平具有不同的過度敏感性，收入越低其消費敏感性越強[8]。

三、我國農(nóng)村居民消費函數(shù)模型的實證分析

本文整理了1985—2011年我國農(nóng)村居民的人均純收入和人均生活消費支出的相關(guān)數(shù)據(jù)，且都經(jīng)過歷年農(nóng)村生活消費物價總指數(shù)平減，然后采用誤差修正模型（ECM）進行檢驗，以消除可能存在的虛假回歸現(xiàn)象。

（一）ADF檢驗

通過ADF（Augmented Dickey-Fuller）檢驗來判斷農(nóng)村居民人均生活消費支出XFt和人均純收入SRt是否具有平穩(wěn)性，同時確定它們的單整階數(shù)。令SR為人均純收入，XF為人均生活消費支出。

由表1可得，從1985—2011年末，我國農(nóng)村居民人均生活消費支出的年均增長率為5.15%，而農(nóng)民人均純收入的年均增長率為5.95%，收入的增長率略大于消費的增長率。2010年，我國城鎮(zhèn)居民家庭恩格爾系數(shù)為35.7%，而同期農(nóng)村居民家庭恩格爾系數(shù)為41.1%，城鎮(zhèn)居民生活消費支出額是農(nóng)村居民的3.3倍，城鄉(xiāng)消費差距水平較大。

由于XF和SR序列數(shù)值較大且增長呈非線性趨勢，本文采用lnXF和lnSR序列，對兩者進行ADF檢驗，結(jié)果如下：

從上可知，lnSR的ADF Test Statistic=-0.846 913，大于其1%—10%的臨界值，表明lnSR是非穩(wěn)定的。通過一次差分變換，t值通過檢驗，說明lnSR是一階單整序列。

從上可知，lnXF的ADF Test Statistic=2.768 517，大于其1%—10%的臨界值，表明lnXF是非穩(wěn)定的。通過一次差分變換，t值通過檢驗，說明lnXF是一階單整序列。

建立lnXF與lnSR的回歸模型，如下所示：

LNXF=0.924 309 002 113*LNSR-0.060 543 121 596 7

R-squared=0.992 811，Durbin-Watson stat=0.323 611，

F-statistic=3 452.632

由于DW=0.323 611，說明模型中參數(shù)項有較強的一階自相關(guān)性，通過在模型中加入滯后項，生成滯后模型，并進行檢驗，如下所示：

DW=1.728 149 044 040 314、F=3 273.920均通過，修正后的R2=0.997 765，擬合度很高。滯后模型如下所示：

LNXF=0.856 477*LNXF（-1）+0.845806*LNSR-0.707 902*LNSR（-1）-0.039 426

通過以上步驟，便消除了lnXF與lnSR的自相關(guān)性，由此可初步認為lnXF與lnSR具有長期穩(wěn)定關(guān)系。然后對lnXF與lnSR進行協(xié)整檢驗，生成et=resid序列，并對其進行ADF檢驗，檢驗結(jié)果如下：

et=-0.898 275et-1

t=-4.583 098 R2=0.465 758 DW=2.100 848

ADF Test Statistic=-4.583 098，小于其1%—10%的臨界值，表明lnXF與lnSR存在（1，1）階協(xié)整關(guān)系，具有長期穩(wěn)定性關(guān)系。

（二）建立ECM模型并檢驗

以上步驟建立了lnXF與lnSR的長期穩(wěn)定關(guān)系模型，然而，我們還要對其短期穩(wěn)定性關(guān)系進行檢驗，同樣以1988—2010年數(shù)據(jù)為依據(jù)，建立并分析農(nóng)村居民消費支出增量ΔlnXF和純收入增量ΔlnSR之間的關(guān)系模型。此處以DLNXF表示，以DLNSR表示，建立模型，如下：

DLNXF=0.845 806*DLSR+0.137 904*LNSR（-1）-0.143 523*LNXF（-1）-0.039 426

即：Δlnxft=0.845 806*Δlnsrt+0.137 904*lnsrt-1-0.143 523*

lnxft-1-0.039 426

ECM模型形式如下：

Δlnxft=0.845 806*Δlnsrt-0.143 523*（lnxft-1-0.274 67-0.960 84lnsrt-1）

R-squared=0.799 916 Durbin-Watson stat=1.728 149

此回歸模型顯示在1985—2011年我國農(nóng)村居民人均生活消費支出增量與其人均純收入增量存在穩(wěn)定關(guān)系，農(nóng)村居民純收入增量的0.845 806倍用于農(nóng)民生活消費支出，同時我國農(nóng)村居民生活消費支出增量還受到之后一期農(nóng)村居民純收入增量和生活消費支出增量的影響，但影響并不太顯著。

四、結(jié)論與政策建議

從以上ECM模型分析，我們可以看到，中國農(nóng)村居民消費傾向較強。而鄭璋鑫（2009）通過相同方法測算我國城鎮(zhèn)居民的長期消費傾向為0.753 7，并指出庫茲涅茨等認為美國的長期消費傾向接近0.84-0.89 [9]。該模型實證結(jié)果符合凱恩斯絕對收入假說中的“邊際消費傾向遞減規(guī)律”，即我國農(nóng)村居民收入低，所以農(nóng)民的消費傾向應(yīng)該比較高。當(dāng)然，采用不同的模型和來源不同的數(shù)據(jù)實證分析得出的結(jié)論相差較大。不過，大多數(shù)學(xué)者研究后發(fā)現(xiàn)，我國農(nóng)村居民的消費傾向的確較高，如王檢貴（2000）、楊天宇和文煥瑾（2008）對數(shù)據(jù)進行實證分析的結(jié)果表明，我國農(nóng)村居民的消費傾向較高，進一步提高農(nóng)民消費傾向已經(jīng)非常困難。農(nóng)村居民是我國人口的主體部分，與城鎮(zhèn)居民在收入和消費上的較大差距嚴重阻礙了我國“擴大內(nèi)需戰(zhàn)略”的進展。在當(dāng)前改革開放的攻堅時期，“擴大內(nèi)需、轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式”是整體國民經(jīng)濟保持持續(xù)、健康、較快發(fā)展勢頭的根本途徑，而拉動內(nèi)需的首要條件是居民持有充足財富、擁有消費信心，因此，切實努力提高農(nóng)村居民收入是關(guān)鍵之舉。同時，我們應(yīng)該采取以下幾點措施。

1.政府部門加大對農(nóng)村的投資力度，為農(nóng)民提高資金、信息、技術(shù)等方面的服務(wù)，促進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的現(xiàn)代化，為農(nóng)村居民的增收打好基礎(chǔ)；

2.加快打破我國當(dāng)前城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)格局，統(tǒng)籌城鄉(xiāng)經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展。建立健全農(nóng)產(chǎn)品市場，完善農(nóng)產(chǎn)品定價機制，保證農(nóng)村居民收入的穩(wěn)定性；

3.加大農(nóng)村地區(qū)教育、醫(yī)療、衛(wèi)生、福利等方面的投資力度，逐步健全農(nóng)村醫(yī)療體系，促進農(nóng)村人力資本存量的積累，以增強農(nóng)村居民的收入預(yù)期，進而促進消費支出；

4.建立健全農(nóng)村勞動力就業(yè)市場，保證農(nóng)村勞動力充分就業(yè)水平，并立法以保障農(nóng)村就業(yè)人口的合法權(quán)益。

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