中國(guó)農(nóng)村居民理性通脹預(yù)期檢驗(yàn)與消費(fèi)分析

蔣詩(shī)+馬樹(shù)才

摘要：基于動(dòng)態(tài)效用函數(shù)確定了理性消費(fèi)下的儲(chǔ)蓄率構(gòu)成，并就中國(guó)八大地區(qū)農(nóng)村居民1993-2013年相關(guān)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究。研究發(fā)現(xiàn)，中國(guó)農(nóng)村居民通脹預(yù)期是否理性具有明顯的地區(qū)差異，而各時(shí)期消費(fèi)理性差異的主要表現(xiàn)不同，前10年理性程度較高，而后5年持續(xù)走低，并且理性通脹預(yù)期與理性消費(fèi)雖并無(wú)必然聯(lián)系，但二者具有某種關(guān)聯(lián)性。

關(guān)鍵詞：可預(yù)期通脹率；消費(fèi)習(xí)慣；理性檢驗(yàn)

中圖分類(lèi)號(hào)：F822.5 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：0439-8114（2016）23-6276-05

DOI：10.14088/j.cnki.issn0439-8114.2016.23.068

Abstract： The saving ratio model of consumer equilibrium was obtained based upon dynamic utility function and empirical analysis combined with Chinese relative yearly data 1993-2013 were done， about Chinese eight areas rural residents. The research found that the rationality of inflation anticipation had obvious area difference， while period discrepancy for consumption rationality. In the beginning of 10 years， Chinese rural residents consumption had higher rationality， but in the last of 5 years， it had been trending lower. It had not absolute causal relationship for rational inflation expectations and rational consumption， but they had some relevance definitly.

Key words：anticipated inflation rate； consumption custom； rationality test

從近10年統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)來(lái)看，中國(guó)農(nóng)村居民收入以平均每年13.8%的速度增長(zhǎng)，消費(fèi)年增長(zhǎng)在2013年超過(guò)20%，使得其平均增速實(shí)現(xiàn)14%，略高于收入的平均增長(zhǎng)。農(nóng)村居民整體消費(fèi)與收入的比值較城鎮(zhèn)居民高，但這一比值的變化趨勢(shì)也在逐年縮小。這與全國(guó)消費(fèi)增長(zhǎng)低迷，儲(chǔ)蓄率居高不下的總體情況一致。雖然上述現(xiàn)象對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)難以產(chǎn)生明顯拉動(dòng)作用，但居民消費(fèi)在這一過(guò)程中其自身獲得的滿足程度如何，居民各年的消費(fèi)決策是否趨于理性依舊十分重要。消費(fèi)理性是建立消費(fèi)增長(zhǎng)進(jìn)而帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)路徑的重要依據(jù)，同時(shí)也對(duì)確定宏觀經(jīng)濟(jì)政策導(dǎo)向具有現(xiàn)實(shí)意義，因此要對(duì)居民消費(fèi)理性進(jìn)行檢驗(yàn)。

通貨膨脹是影響居民消費(fèi)選擇重要的宏觀經(jīng)濟(jì)因素，就通脹預(yù)期是否為理性的問(wèn)題研究，Phelps[1]與Friedman[2]假定通脹預(yù)期形成機(jī)制為適應(yīng)性預(yù)期。然而Robert等[3]研究表明，經(jīng)濟(jì)政策的影響一定會(huì)在預(yù)期形成機(jī)制中得到反映，通脹預(yù)期的形成機(jī)制應(yīng)是不斷變化的，因此理性預(yù)期才是通脹預(yù)期的形成機(jī)制。對(duì)這一問(wèn)題還有爭(zhēng)論，Robert[4]認(rèn)為現(xiàn)實(shí)中的通脹預(yù)期并非完全理性。Dias等[5]結(jié)合歐洲地區(qū)的消費(fèi)調(diào)查數(shù)據(jù)分析表明，沒(méi)有證據(jù)顯示消費(fèi)者行為的無(wú)偏性存在，消費(fèi)者理性預(yù)期的假設(shè)并不能得到驗(yàn)證。陳彥斌[6]以理性通脹預(yù)期為假定條件研究中國(guó)通脹問(wèn)題，李永寧等[7]則認(rèn)為鑒于中國(guó)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)不發(fā)達(dá)等因素，中國(guó)通脹預(yù)期應(yīng)為適應(yīng)性預(yù)期。于光耀等[8]通過(guò)對(duì)各分布下的通脹預(yù)期形成機(jī)制進(jìn)行檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，中國(guó)通脹預(yù)期取決于居民物價(jià)預(yù)期所服從的分布。

關(guān)于消費(fèi)者是否理性的問(wèn)題，Paul[9]利用美國(guó)1995-2008年經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)對(duì)美國(guó)消費(fèi)者是否過(guò)度反應(yīng)進(jìn)行了理性預(yù)期檢驗(yàn)，得出美國(guó)消費(fèi)者對(duì)于長(zhǎng)期生產(chǎn)水平反應(yīng)存在過(guò)度的結(jié)論。馬樹(shù)才等[10]探討了最初消費(fèi)傾向不同的消費(fèi)者其消費(fèi)效用隨預(yù)期通脹率與利率變化的關(guān)系，認(rèn)為中國(guó)城鎮(zhèn)居民短期消費(fèi)是理性的。

在影響居民消費(fèi)行為的因素中，除消費(fèi)理論中的收入（絕對(duì)收入、相對(duì)收入、永久收入等）與通貨膨脹的影響外，消費(fèi)習(xí)慣的影響也備受關(guān)注。它指的是人們當(dāng)前消費(fèi)所獲得的效用水平要受到過(guò)去消費(fèi)的影響。Carroll等[11]進(jìn)一步指出，習(xí)慣導(dǎo)致消費(fèi)對(duì)未預(yù)期到的收入增長(zhǎng)反應(yīng)遲鈍，從而短期內(nèi)會(huì)形成較高的儲(chǔ)蓄率。Carroll等[12]認(rèn)為雖然新型工業(yè)化國(guó)家的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)帶來(lái)了收入的提高，但消費(fèi)慣性的作用使得人們傾向于保持原來(lái)的低消費(fèi)模式。Heaton[13]通過(guò)研究認(rèn)為美國(guó)居民的消費(fèi)行為并不存在習(xí)慣。閆新華等[14]的研究表明中國(guó)農(nóng)村居民各項(xiàng)消費(fèi)支出表現(xiàn)出顯著的內(nèi)部性，城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)示范效應(yīng)集中體現(xiàn)在交通通訊、教育文化等支出方面。

基于以上背景與文獻(xiàn)研究，依據(jù)需要本研究建立以下前提：①居民財(cái)富僅考慮其工資收入；②將消費(fèi)習(xí)慣、通脹預(yù)期作為構(gòu)成儲(chǔ)蓄率變動(dòng)的主要影響因素；③為簡(jiǎn)單起見(jiàn)，假定居民的消費(fèi)行為是短視的[15]。本研究的不同之處在于：①將儲(chǔ)蓄帶來(lái)的未來(lái)期滿足程度納入效用函數(shù)，儲(chǔ)蓄即為未來(lái)消費(fèi)，在此基礎(chǔ)上分析消費(fèi)與儲(chǔ)蓄同時(shí)作用的條件下以及消費(fèi)者均衡條件下的儲(chǔ)蓄率決定；②通過(guò)中國(guó)八大地區(qū)農(nóng)村居民消費(fèi)分析的實(shí)證結(jié)果，比較居民實(shí)際儲(chǔ)蓄率與消費(fèi)者均衡時(shí)即理性條件下的模型儲(chǔ)蓄率，進(jìn)而判斷各地區(qū)農(nóng)村居民消費(fèi)（或儲(chǔ)蓄）是否理性。

1 理論模型的構(gòu)建與分析

依據(jù)不同商品的動(dòng)態(tài)消費(fèi)效用函數(shù)[16]，考慮兩部分影響，一是按照杜森貝利的理論，消費(fèi)源于消費(fèi)習(xí)慣，消費(fèi)、效用的相互關(guān)聯(lián)稱(chēng)為“習(xí)慣形成”；二是消費(fèi)要受未來(lái)價(jià)格預(yù)期的影響，可將此部分看作是消費(fèi)者為應(yīng)對(duì)未來(lái)通脹而進(jìn)行的消費(fèi)行為的調(diào)整。消費(fèi)者在t期的效用不僅來(lái)自于當(dāng)期消費(fèi)所得，而且因儲(chǔ)蓄也會(huì)獲得對(duì)未來(lái)消費(fèi)的滿足，建立如下效用模型：

式中，St為消費(fèi)者的t期儲(chǔ)蓄，πt+1為t+1期的通貨膨脹率，Pt為t期價(jià)格指數(shù)，H（t）為t期消費(fèi)的加權(quán)平均值，H（t）可以反映個(gè)人消費(fèi)習(xí)慣，將H（t）表示為：

式中，h為滯后期數(shù)，根據(jù)假設(shè)基于消費(fèi)的短視行為可選擇較小的h，若分析消費(fèi)者長(zhǎng)期的消費(fèi)行為可適當(dāng)增加滯后期數(shù)。

按照假定，消費(fèi)者t期只有工資收入Yt，其儲(chǔ)蓄要受到實(shí)際利率與自身消費(fèi)習(xí)慣的影響。結(jié)合近年中國(guó)人均消費(fèi)和儲(chǔ)蓄收入占比歷史數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，儲(chǔ)蓄對(duì)于名義利率的反應(yīng)并不顯著，對(duì)于通脹的反應(yīng)也并不完全，故暫不考慮名義利率的影響，因此可將儲(chǔ)蓄率看成是預(yù)期通脹率與消費(fèi)習(xí)慣的函數(shù)。將由消費(fèi)習(xí)慣產(chǎn)生的對(duì)儲(chǔ)蓄率構(gòu)成的影響以比例？準(zhǔn)（t） （？準(zhǔn)（t）介于0和1之間）表示，令其為t期消費(fèi)與歷年形成的消費(fèi)習(xí)慣總水平之比。結(jié)合式（2），若當(dāng)期消費(fèi)Ct增大，H（t）、？準(zhǔn)（t）均會(huì)增大，當(dāng)居民的消費(fèi)做出調(diào)整時(shí)，H（t）、？準(zhǔn)（t）變化方向相同，為便于后續(xù)建立儲(chǔ)蓄率模型，以下均用t消費(fèi)習(xí)慣比？準(zhǔn)（t）代表t期消費(fèi)習(xí)慣，即：

依據(jù)上述分析，可將儲(chǔ)蓄率St表示成St（？準(zhǔn)t， πt+1），規(guī)定？準(zhǔn)t與πt+1不相關(guān)，效用函數(shù)式（1）變化為：

消費(fèi)者問(wèn)題即為，在t期消費(fèi)者做出何種儲(chǔ)蓄選擇方能實(shí)現(xiàn)自身效用的最大化，由S的一階條件得下式：

假定消費(fèi)習(xí)慣？準(zhǔn)t、預(yù)期通脹率πt+1對(duì)儲(chǔ)蓄率St的邊際影響分別為ρ與θ，即令ρ=？墜S/？墜？準(zhǔn)，θ=？墜S/？墜π，則由式（5）可以得出消費(fèi)者均衡時(shí)的儲(chǔ)蓄率構(gòu)成：

理論上，ρ與θ均可能為正也可能為負(fù)，這要依賴(lài)于消費(fèi)者的最初平均消費(fèi)傾向和通貨膨脹的替代與收入效應(yīng)大小。后續(xù)通過(guò)實(shí)證分析，可計(jì)算不同地區(qū)具體的ρ與θ值，再可結(jié)合每期的？準(zhǔn)t與πt+1即可獲得消費(fèi)者均衡時(shí)的儲(chǔ)蓄率大小，由此可得消費(fèi)者均衡時(shí)的消費(fèi)。

2 中國(guó)農(nóng)村居民通脹預(yù)期與消費(fèi)行為理性的實(shí)證分析

依據(jù)上述模型分析，利用中國(guó)八大地區(qū)面板數(shù)據(jù)，可建立含有儲(chǔ)蓄率、當(dāng)期消費(fèi)習(xí)慣與通脹率的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型。一方面可以通過(guò)模型估計(jì)結(jié)果判斷中國(guó)不同地區(qū)居民儲(chǔ)蓄率的相對(duì)反應(yīng)程度；另一方面也可依此計(jì)算消費(fèi)者均衡時(shí)的儲(chǔ)蓄率，通過(guò)與實(shí)際情況相比較，確定居民消費(fèi)是否理性的問(wèn)題。具體做法是分別選擇可預(yù)期通脹率與實(shí)際通脹率，對(duì)不同地區(qū)居民可預(yù)期通脹率是否理性進(jìn)行檢驗(yàn)，而后通過(guò)面板數(shù)據(jù)實(shí)證分析得出兩種通脹率下的參數(shù)值，進(jìn)而驗(yàn)證居民消費(fèi)依據(jù)哪種通脹率做出選擇將會(huì)獲得更大效用，即更貼近理性狀況，以及消費(fèi)理性與通脹預(yù)期理性是否具有一定的相關(guān)性。

2.1 中國(guó)農(nóng)村居民通脹預(yù)期理性檢驗(yàn)

2.1.1 可預(yù)期通脹率的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型 本研究就通脹預(yù)期的估算采用選擇一些影響通脹預(yù)期的主要變量進(jìn)行回歸與基于ARMA模型對(duì)通脹預(yù)期進(jìn)行估算兩種方法的結(jié)合，建立以下可預(yù)期通脹率的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型：

式中，πt為t期實(shí)際通脹率，mt-1為t-1時(shí)期貨幣供給量的增長(zhǎng)率，πt-j為滯后j期的通貨膨脹率，εt為白噪聲，將模型擬合值作為消費(fèi)者可預(yù)期的通貨膨脹率。選取中國(guó)1992-2014年貨幣（M1）供應(yīng)量（以1992年為基準(zhǔn)計(jì)算各年貨幣供給增長(zhǎng)率）和八大經(jīng)濟(jì)地區(qū)農(nóng)村居民消費(fèi)物價(jià)指數(shù)的年度數(shù)據(jù)，各地區(qū)農(nóng)村居民消費(fèi)物價(jià)指數(shù)為各地區(qū)所包含省市農(nóng)村居民物價(jià)指數(shù)的加權(quán)平均值，權(quán)重則是各地區(qū)省市以支出法計(jì)算的地區(qū)生產(chǎn)總值占整個(gè)地區(qū)的比重。并依此計(jì)算各年通貨膨脹率，先將各地區(qū)各年度農(nóng)村居民消費(fèi)物價(jià)指數(shù)以1992年為基期計(jì)算定基價(jià)格指數(shù)，而后得出各期實(shí)際通脹率，模型擬合值即為各地區(qū)居民可預(yù)期通貨膨脹率（2014年各地區(qū)的實(shí)際通脹率水平以近三年通脹率的平均水平代替）。通過(guò)各地區(qū)通貨膨脹率序列數(shù)據(jù)的偏自相關(guān)分析可知，式（7）應(yīng)選擇j=1，即滯后一期。

2.1.2 變量序列的平穩(wěn)性與協(xié)整檢驗(yàn) 通過(guò)時(shí)間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)πt、mt-1與πt-j均為一階單整，因此上述變量之間可能存在協(xié)整關(guān)系。利用AEG多變量協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)方法，發(fā)現(xiàn)各殘差序列均為平穩(wěn)的，因此可以判斷以上變量具有協(xié)整關(guān)系，模型擬合值即為本研究所需要的可預(yù)期通脹率。

2.1.3 各地區(qū)通脹預(yù)期理性檢驗(yàn) Lucas等[3]所說(shuō)的理性預(yù)期的含義是指，人們?cè)谛纬伤麄兊念A(yù)期時(shí)，不會(huì)犯系統(tǒng)性錯(cuò)誤，從概率論的角度講，就是要求人們的預(yù)期價(jià)格與實(shí)際價(jià)格之差的期望值為零，即πt=Et-1（πt）+υt，υt為白噪聲。因此，理性預(yù)期的假設(shè)由兩部分組成：一是需要假設(shè)πt=βEt-1（πt）+υt，并檢驗(yàn)β=1成立與否；二是若β=1成立，則需要對(duì)υt進(jìn)行白噪聲檢驗(yàn)。

依據(jù)數(shù)據(jù)特點(diǎn)與研究需要，取實(shí)際通脹與預(yù)期通脹的自然對(duì)數(shù)值進(jìn)行模型估計(jì)，即估計(jì)模型：lnπt =βln[Et-1（πt）]+ut。通過(guò)平穩(wěn)性檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)除東部沿海、黃河中游以及大西北地區(qū)的其余五個(gè)地區(qū)lnπt與ln[Et-1（πt）]均滿足（c，t，0）平穩(wěn)，（c，t，0）分別代表檢驗(yàn)中是否帶有常數(shù)項(xiàng)、時(shí)間趨勢(shì)及滯后階數(shù)。β=1成立，且隨機(jī)誤差項(xiàng)為白噪聲序列，部分檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表1，說(shuō)明通脹預(yù)期每增加1個(gè)百分點(diǎn)，實(shí)際通脹也會(huì)上升近1個(gè)百分點(diǎn)；而東部沿海、黃河中游與大西北地區(qū)無(wú)法通過(guò)模型。

2.2 中國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)理性分析——預(yù)期通脹與實(shí)際通脹

依據(jù)上述理論分析，建立并估計(jì)兩個(gè)模型：一是儲(chǔ)蓄率關(guān)于消費(fèi)習(xí)慣與預(yù)期通脹率的面板數(shù)據(jù)模型（模型Ⅰ）；二是儲(chǔ)蓄率關(guān)于消費(fèi)習(xí)慣與實(shí)際通脹率的面板數(shù)據(jù)模型（模型Ⅱ）。需要探討的問(wèn)題：①八大地區(qū)農(nóng)村居民消費(fèi)是否具有理性；②居民消費(fèi)是依據(jù)預(yù)期通脹還是按照實(shí)際通脹進(jìn)行能夠獲得更大滿足，理性程度更高；③判斷居民消費(fèi)理性與通脹預(yù)期理性是否具有關(guān)聯(lián)性。

1）模型變量的確定與數(shù)據(jù)的選取。為與上述一致，居民儲(chǔ)蓄率s 通過(guò)1993-2013年以支出法計(jì)算的地區(qū)生產(chǎn)總值y 和農(nóng)村居民消費(fèi)支出c 取得（其中i=1，2，…，8代表不同地區(qū)，t為不同時(shí)期數(shù)）；可預(yù)期通脹率即利用模型式（7）的擬合值；消費(fèi)習(xí)慣指數(shù)？準(zhǔn)t中，H（t）按照Ryder和Heal的定義，Pt仍使用各地區(qū)農(nóng)村居民價(jià)格指數(shù)（以1992年為基期的定基價(jià)格指數(shù)），而H（t）還要受到其滯后期數(shù)與每期消費(fèi)所占權(quán)重的影響，本研究基于消費(fèi)者短視行為，選擇h=1，δ=0。模型Ⅱ其他變量均與模型Ⅰ一致，實(shí)際通脹率則仍使用以1992年為基期的定基價(jià)格指數(shù)計(jì)算的通脹率。

2）面板數(shù)據(jù)的個(gè)體效應(yīng)選擇。在確定模型具體形式前，首先要對(duì)各變量進(jìn)行平穩(wěn)性與協(xié)整性檢驗(yàn)。關(guān)于面板單位根檢驗(yàn)，采用相同單位根過(guò)程的LLC和不同單位根檢驗(yàn)ADF-Fisher兩種檢驗(yàn)方法，經(jīng)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)各變量均平穩(wěn)；進(jìn)一步通過(guò)多變量面板數(shù)據(jù)協(xié)整的Fisher檢驗(yàn)，可知以上變量存在協(xié)整關(guān)系，儲(chǔ)蓄率依次對(duì)當(dāng)期消費(fèi)習(xí)慣以及通脹率的面板回歸模型為：

對(duì)于模型Ⅰ，πi，t為第i個(gè)地區(qū)的預(yù)期通脹率，對(duì)于模型Ⅱ，πi，t為第i個(gè)地區(qū)的實(shí)際通脹率。由于要考慮不同地區(qū)情況，因此建立面板數(shù)據(jù)模型要依據(jù)個(gè)體效應(yīng)影響確定模型的形式。首先，利用模型設(shè)定變截距、變系數(shù)與不變參數(shù)三種形式的殘差平方和計(jì)算得到模型Ⅰ的F2=23.62，F(xiàn)1=3.30，模型Ⅱ F2=23.80，F(xiàn)1=3.58，通過(guò)與臨界值比較后，確定兩個(gè)模型均應(yīng)為變系數(shù)模型。其次，兩模型Hausman檢驗(yàn)顯示概率值均為零，故選用固定效應(yīng)模型，即個(gè)體影響與解釋變量均是相關(guān)的。

3）農(nóng)村居民消費(fèi)行為理性狀況。上述各項(xiàng)檢驗(yàn)表明，式（7）中的兩種形式均應(yīng)選用固定效應(yīng)變系數(shù)模型，考慮截面異方差與序列自相關(guān)，使用截面加權(quán)SUR法進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，表2、表3報(bào)告了相應(yīng)的實(shí)證估計(jì)結(jié)果。

實(shí)證結(jié)果表明，中國(guó)八大經(jīng)濟(jì)地區(qū)當(dāng)期消費(fèi)習(xí)慣、可預(yù)期通脹率（或?qū)嶋H通脹率）對(duì)居民消費(fèi)/儲(chǔ)蓄行為均具有顯著影響。比較來(lái)看，模型Ⅱ儲(chǔ)蓄率就各解釋變量的影響比模型Ⅰ表現(xiàn)更為敏感，但二者差異較小。1993-2013年的21年中，消費(fèi)習(xí)慣形成逐年增強(qiáng)，ρ為負(fù)值，說(shuō)明居民會(huì)進(jìn)行更高的儲(chǔ)蓄；預(yù)期通脹率與儲(chǔ)蓄率同向變化，居民面對(duì)持續(xù)走高的物價(jià)同樣表現(xiàn)出更強(qiáng)的謹(jǐn)慎性動(dòng)機(jī)。統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)表明中國(guó)農(nóng)村居民具有較強(qiáng)的預(yù)防性動(dòng)機(jī)，消費(fèi)習(xí)慣與通脹預(yù)期都會(huì)形成較高的儲(chǔ)蓄。從模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果可以看出，居民消費(fèi)/儲(chǔ)蓄受消費(fèi)習(xí)慣、通脹影響最大的地區(qū)是西南地區(qū)，其次是大西北地區(qū)與南部沿海，東北地區(qū)居民消費(fèi)/儲(chǔ)蓄受二者影響均最小，其他地區(qū)水平相當(dāng)。

然而，各地區(qū)農(nóng)村居民的消費(fèi)是否具有理性，且在何種情況下，即以模型Ⅰ的預(yù)期通脹還是模型Ⅱ的實(shí)際通脹來(lái)決策自己的消費(fèi)更貼近于理性行為。將表2、表3的參數(shù)估計(jì)結(jié)果代入消費(fèi)者均衡時(shí)的儲(chǔ)蓄率模型式（6），計(jì)算居民效用最大化時(shí)的模型儲(chǔ)蓄率，再與實(shí)際儲(chǔ)蓄率相比較，進(jìn)而判斷消費(fèi)者的理性狀況。

通過(guò)實(shí)際數(shù)值的計(jì)算，無(wú)論通脹率選擇預(yù)期通脹率還是實(shí)際通脹率，八大地區(qū)農(nóng)村居民的實(shí)際消費(fèi)均低于消費(fèi)者均衡時(shí)的消費(fèi)水平，但總的看來(lái)，與模型Ⅰ消費(fèi)更為貼近。兩模型的均衡消費(fèi)值對(duì)比顯示，農(nóng)村居民預(yù)期通脹率更高，預(yù)防性動(dòng)機(jī)更強(qiáng)，因而表現(xiàn)出更低的消費(fèi)。整體看來(lái)，八大地區(qū)農(nóng)村居民的消費(fèi)選擇均在2004年以前表現(xiàn)出較強(qiáng)的理性，部分地區(qū)可以延伸到2006-2008年，但從2008年以后，中國(guó)農(nóng)村居民的理性程度明顯下降，與均衡時(shí)的消費(fèi)水平漸行漸遠(yuǎn)。①農(nóng)村居民消費(fèi)理性時(shí)期為1993-2004年。10年間農(nóng)村居民實(shí)際消費(fèi)與兩模型的均衡消費(fèi)均十分吻合，中國(guó)各地區(qū)農(nóng)村居民消費(fèi)總體上表現(xiàn)出較好的理性。整體上看，通脹預(yù)期更為理性的地區(qū)大多在這10年間表現(xiàn)出更高的理性。故從實(shí)證分析結(jié)果看，消費(fèi)理性與通脹預(yù)期理性可能存在一定的相關(guān)關(guān)系；②部分地區(qū)農(nóng)村居民消費(fèi)理性時(shí)期為2004-2008年。5年間黃河中游、長(zhǎng)江中游、西南以及大西北地區(qū)農(nóng)村居民消費(fèi)仍保持較高的理性，其他地區(qū)雖然與前10年相比實(shí)際消費(fèi)與均衡時(shí)的理性模型消費(fèi)偏離程度有所增大，但趨勢(shì)吻合，差異并不明顯，因此可以認(rèn)為仍具有一定的理性；③農(nóng)村居民消費(fèi)理性程度持續(xù)走低時(shí)期為2009-2013年。經(jīng)歷2007、2008年的全球性經(jīng)濟(jì)危機(jī)，物價(jià)的頻繁波動(dòng)促使居民在消費(fèi)決策上表現(xiàn)的更加謹(jǐn)慎，實(shí)際消費(fèi)與均衡時(shí)的模型消費(fèi)差距增大，明顯存在消費(fèi)不足，理性程度較之前年份偏低，經(jīng)濟(jì)危機(jī)、物價(jià)變動(dòng)等不確定因素的影響顯著。

3 結(jié)論與政策建議

在動(dòng)態(tài)效用函數(shù)與消費(fèi)者預(yù)期理論的基礎(chǔ)上，本研究構(gòu)建既包含消費(fèi)，同時(shí)又考慮儲(chǔ)蓄的時(shí)序效用函數(shù)，確定了在消費(fèi)者均衡條件下受消費(fèi)習(xí)慣與通貨膨脹影響的儲(chǔ)蓄率模型。結(jié)合1993-2013年相關(guān)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行中國(guó)農(nóng)村居民通脹預(yù)期的理性檢驗(yàn)，并定量分析中國(guó)八大地區(qū)農(nóng)村居民理性消費(fèi)問(wèn)題，研究得出以下結(jié)論：①中國(guó)農(nóng)村居民具有較強(qiáng)的消費(fèi)習(xí)慣，習(xí)慣影響越大，居民消費(fèi)則越謹(jǐn)慎，居民儲(chǔ)蓄意識(shí)會(huì)更強(qiáng)。同時(shí)，未來(lái)更大的通貨膨脹率，會(huì)促使農(nóng)村居民更多地減少其消費(fèi)；②中國(guó)區(qū)域農(nóng)村居民21年間通脹預(yù)期較為理性的地區(qū)有：東北、北部沿海、南部沿海、長(zhǎng)江以及西南地區(qū)，使用本研究方法通脹預(yù)期表現(xiàn)為非理性（或由于模型局限只能部分解釋?zhuān)┑牡貐^(qū)有東部沿海、黃河中游與大西北地區(qū)；③中國(guó)八大地區(qū)農(nóng)村居民1993-2013年的21年間，前10年消費(fèi)均具有較強(qiáng)的理性，2008年以后，由于各種不確定因素增多，各地區(qū)農(nóng)村居民理性程度均持續(xù)走低；④通脹預(yù)期理性與消費(fèi)行為的理性具有一定的相關(guān)性，但不能確定二者存在必然的因果關(guān)系。八大地區(qū)中大部分地區(qū)農(nóng)村居民通脹預(yù)期理性程度在10年中處于相對(duì)較高水平，說(shuō)明理性通脹預(yù)期也可以作為消費(fèi)理性的一種解釋。

中國(guó)農(nóng)村居民通脹預(yù)期地區(qū)差異明顯，而消費(fèi)理性的地區(qū)差異較弱，主要體現(xiàn)在不同時(shí)期理性程度不同。根據(jù)研究結(jié)果，居民若想獲得更大的滿足，就需適當(dāng)增加消費(fèi)、減少儲(chǔ)蓄，調(diào)整消費(fèi)習(xí)慣，提高把握各種經(jīng)濟(jì)信息的綜合素質(zhì)與能力，實(shí)現(xiàn)理性通脹預(yù)期。消費(fèi)習(xí)慣與通脹預(yù)期對(duì)消費(fèi)/儲(chǔ)蓄的實(shí)際影響都反映了各種不確定性下的居民消費(fèi)更加謹(jǐn)慎，預(yù)防性動(dòng)機(jī)增強(qiáng)。因此，促進(jìn)消費(fèi)增長(zhǎng)穩(wěn)中有升就需要選擇可以增強(qiáng)消費(fèi)者信心的經(jīng)濟(jì)政策。穩(wěn)定的經(jīng)濟(jì)政策則是中國(guó)新常態(tài)經(jīng)濟(jì)下增強(qiáng)消費(fèi)者信心的關(guān)鍵。

參考文獻(xiàn)：

[1] PHELPS E. Phillips curves，expectations of inflation and optimal employment over time[J].Economica，1967，35（139）：288-296.

[2] FRIEDMAN M. The role of monetary policy[J].The American Economic Review，1968，58（1）：1-17.

[3] ROBERT E，LUCAS J R. Expectations and the neutrality of money[J].Journal of Economic Theory，1972，4（2）：103-124.

[4] ROBERT J M. Is inflation sticky[J].Journal of Monetary Economics，1997，39（2）：173-196.

[5] DIAS F，DUARTE C.Inflation expectations in the euro area： Are the consumer rational[J]Rev World Econ，2010（146）：591-607.

[6] 陳彥斌.中國(guó)新凱恩斯菲利普斯曲線研究[J].經(jīng)濟(jì)研究，2008（12）：50-64.

[7] 李永寧，趙 鈞，黃明皓.經(jīng)濟(jì)學(xué)家的通貨膨脹預(yù)期：理論與實(shí)證[J].經(jīng)濟(jì)理論與經(jīng)濟(jì)管理，2010（4）：25-32.

[8] 于光耀，徐 娜.中國(guó)通貨膨脹預(yù)期：理性還是適應(yīng)性[J].財(cái)經(jīng)科學(xué)，2011（11）：1-10.

[9] PAUL J L.Did the US consumer overreact？A test of rational expectations[J].Economics Letters，2012，2（116）：207-209

[10] 馬樹(shù)才，蔣 詩(shī).中國(guó)城鎮(zhèn)居民短期消費(fèi)行為理性預(yù)期分析 ——基于通脹預(yù)期、利率與消費(fèi)傾向的影響[J].現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)探討，2014（6）：42-46.

[11] CARROLL C，WEIL D.Saving and growth：A reinterpretation[J].Carnegie-Rochester Conference Series on Public Policy，1994， 40（2）：133-192.

[12] CARROLL C，OVERLAND J，WEIL D.Saving and growth with habit formation[J].American Economic Review，2000，90（3）：341-355.

[13] HEATON J.The interaction between time-nonseparable preferences and time aggregation[J].Econometrica，1993，61（2）：353-385.

[14] 閆新華，杭 斌.內(nèi)、外部習(xí)慣形成即居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)——基于農(nóng)村居民的實(shí)證研究[J].統(tǒng)計(jì)研究，2010，27（5）：32-40.

[15] 余永定，李 軍.中國(guó)居民消費(fèi)函數(shù)的理論與驗(yàn)證[J].中國(guó)社會(huì)科學(xué)，2000（1）：123-133.

[16] 王延章.消費(fèi)效用函數(shù)與消費(fèi)需求[J].系統(tǒng)工程，1987（7）：52-61.