居民消費(fèi)函數(shù)的收入決定論
——基于我國農(nóng)村居民家庭的實(shí)證

韓紹? 漆雁斌 教授 通訊作者（四川農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院 成都 611130）

引言與文獻(xiàn)綜述

改革開放以來，我國農(nóng)村居民收入水平不斷提高，用于消費(fèi)的支出也呈現(xiàn)上升趨勢，農(nóng)村居民家庭人均消費(fèi)從1995年的138元上漲到2017年的11691元，平均增速11.74%。消費(fèi)、投資和凈出口曾經(jīng)被譽(yù)為拉動經(jīng)濟(jì)快速增長的“三駕馬車”，然而過分依賴出口國外市場和國外投資，長期的經(jīng)濟(jì)發(fā)展會產(chǎn)生極其不利的影響，內(nèi)需不足成為困擾著我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一大難題?；诖?，針對我國農(nóng)村居民家庭消費(fèi)函數(shù)的探索對于政府合理地進(jìn)行宏觀調(diào)控具有重要意義，同時(shí)也是進(jìn)一步刺激內(nèi)需來帶動經(jīng)濟(jì)發(fā)展、適應(yīng)經(jīng)濟(jì)新常態(tài)下的必然要求。

本部分文獻(xiàn)主要從異質(zhì)性消費(fèi)群體和不同收入階層的消費(fèi)函數(shù)來進(jìn)行綜述。劉海生（2003）認(rèn)為由于每個(gè)人的遺傳基因、受到教育以及經(jīng)歷的社會環(huán)境的不同，作為經(jīng)濟(jì)主體的有限理性人同樣不可能是同質(zhì)的，這也部分地解決了“異質(zhì)消費(fèi)者”問題。黃金波（2014）通過研究發(fā)現(xiàn)中國城鄉(xiāng)居民之間存在完全不同的消費(fèi)模式與習(xí)慣，因而分開研究城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民的消費(fèi)行為更加可靠。張寬等（2016）基于1978-2014年我國農(nóng)村居民數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)我國農(nóng)村居民上期消費(fèi)對當(dāng)期消費(fèi)影響最大，其次是當(dāng)期收入和上期收入。田青（2010）基于1985——2008年我國城鎮(zhèn)居民的相關(guān)數(shù)據(jù)，通過研究發(fā)現(xiàn)高中低不同收入階層家庭的邊際消費(fèi)傾向呈現(xiàn)遞減趨勢，其實(shí)證結(jié)果對于驗(yàn)證絕對收入假說的成立提供了證據(jù)，并且通過分析系數(shù)變化提出城鎮(zhèn)居民在24年間消費(fèi)行為發(fā)生了結(jié)構(gòu)性變化。郭慶旺（2013）根據(jù)西方經(jīng)典的消費(fèi)假說構(gòu)建了不同收入階層的消費(fèi)函數(shù)，經(jīng)過其理論推導(dǎo)得到不同收入階層的邊際消費(fèi)傾向都是不同的，不同收入階層對當(dāng)期收入、永久性收入和平均收入的關(guān)系呈梯級變化趨勢，但是郭慶旺只進(jìn)行理論推導(dǎo)并沒有利用實(shí)證研究來驗(yàn)證。

綜上所述，盡管國內(nèi)對于消費(fèi)函數(shù)的研究非常豐富，但是進(jìn)入經(jīng)濟(jì)新常態(tài)時(shí)期以來，很少有學(xué)者利用最近相關(guān)數(shù)據(jù)來研究農(nóng)村居民消費(fèi)函數(shù)。張寬等（2016）通過利用1978——2014年數(shù)據(jù)取對數(shù)后進(jìn)行彈性分析，這樣做雖然減小了異方差，但是在分析其經(jīng)濟(jì)意義時(shí)并沒有直觀體現(xiàn)西方消費(fèi)函數(shù)模型中變量之間的具體關(guān)系。本文在其基礎(chǔ)上利用更加全面細(xì)致的理論模型，憑借最新的數(shù)據(jù)并由消費(fèi)指數(shù)和收入指數(shù)得到實(shí)際人均消費(fèi)和實(shí)際人均收入數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，并進(jìn)一步通過分位數(shù)回歸發(fā)現(xiàn)只有對于中上水平的消費(fèi)者，上期收入對于當(dāng)期消費(fèi)才有顯著的負(fù)向影響。目前政府缺乏針對消費(fèi)的不同階段制定合適的促進(jìn)農(nóng)村居民消費(fèi)的政策，因此深入研究農(nóng)村居民家庭消費(fèi)函數(shù)，分析不同消費(fèi)水平時(shí)收入對消費(fèi)的影響程度，無論是理論還是實(shí)踐層面，都具有重要意義。

理論模型與假說

凱恩斯（Keynes）提出了著名的絕對收入假說，即當(dāng)期消費(fèi)與當(dāng)期收入存在線性關(guān)系，認(rèn)為收入的絕對水平?jīng)Q定了當(dāng)期的消費(fèi)狀況，并且邊際消費(fèi)傾向隨著收入的增加呈現(xiàn)遞減的趨勢，因此凱恩斯的消費(fèi)函數(shù)為：

從（1）式可知，凱恩斯的絕對收入假說認(rèn)為消費(fèi)與收入的關(guān)系是相對穩(wěn)定的，但是后來經(jīng)濟(jì)學(xué)家們通過對經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)這種相對穩(wěn)定的關(guān)系過于理想化，這就受到費(fèi)雪和布朗等人的批判。隨后杜森貝里（1949）引入了社會和心理因素嘗試從相對收入的角度來解釋消費(fèi)行為，提出了“棘輪效應(yīng)”和“示范效應(yīng)”，即居民的消費(fèi)支出不僅與以往消費(fèi)習(xí)慣有關(guān)而且會受到社會中其他人的消費(fèi)行為的影響。參考徐翠榮（2017）等將相對收入理論簡化為：

Modigliani、Brumberg及Ando以消費(fèi)者是理性的和效用最大化為前提來研究個(gè)體的消費(fèi)行為，并于1954年共同提出生命周期假說，即消費(fèi)者會以效用最大化為唯一目標(biāo)，根據(jù)自己一生的收入流來安排自己的消費(fèi)行為，將個(gè)人的消費(fèi)與整個(gè)生命周期的收入和財(cái)產(chǎn)聯(lián)系起來，綜合來安排自己的儲蓄和消費(fèi)行為。為方便考察財(cái)產(chǎn)對于消費(fèi)的影響，參考張寬（2016）等合并簡化后的函數(shù)設(shè)置形式：

隨后弗里德曼（1957）提出了持久收入假說，認(rèn)為現(xiàn)期消費(fèi)與當(dāng)期的收入具有短暫的不穩(wěn)定的關(guān)系，由于當(dāng)期收入只是暫時(shí)性的收入，當(dāng)期收入只會決定瞬時(shí)消費(fèi)，而對于持久性消費(fèi)的影響十分有限，應(yīng)該通過持久收入來研究消費(fèi)者的消費(fèi)水平。持久收入假設(shè)消費(fèi)函數(shù)可表示為：

理性預(yù)期假說認(rèn)為，理性人會盡最大努力搜集與經(jīng)濟(jì)變量有關(guān)的信息來形成對變量的預(yù)期，經(jīng)濟(jì)主體都遵循效益最大化原則。根據(jù)盧卡斯提出的，經(jīng)過變換得到，由于Yp表示自然失業(yè)率下的收入，將其收入常數(shù)中，理性預(yù)期的消費(fèi)函數(shù)可表示為：

實(shí)證檢驗(yàn)

（一）數(shù)據(jù)來源與處理

本文選取1978-2017年的我國農(nóng)村居民家庭實(shí)際人均消費(fèi)和實(shí)際人均收入的數(shù)據(jù)對上述消費(fèi)函數(shù)理論進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。所需要的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)分別為每年的中國農(nóng)村居民消費(fèi)基期，對農(nóng)村居民家庭人均純收入和消費(fèi)進(jìn)行平減，用實(shí)際值進(jìn)行回歸分析。

（二）平穩(wěn)性檢驗(yàn)

檢驗(yàn)序列的平穩(wěn)性是時(shí)間序列分析的關(guān)鍵步驟，本文利用ADF單位根檢驗(yàn)方法對我國農(nóng)村居民家庭實(shí)際人均消費(fèi)C和收入Y進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表1，Y和C均屬于二階平穩(wěn)單整序列，即Y-I（2）、C-I（2）。

（三）計(jì)量模型檢驗(yàn)

各理論假說下消費(fèi)函數(shù)的估計(jì)結(jié)果見表2所示。表2的總體回歸結(jié)果表明，我國農(nóng)村居民消費(fèi)與收入的關(guān)系符合西方消費(fèi)函數(shù)假說。模型（1）表明，當(dāng)期農(nóng)村居民家庭人均收入對當(dāng)期農(nóng)村居民消費(fèi)是正向影響，系數(shù)為0.714，且估計(jì)顯著性也非常好，但其系數(shù)代表邊際消費(fèi)傾向，從經(jīng)濟(jì)意義上來講，農(nóng)村居民每增加1元的收入，就會有0.714元用于當(dāng)期消費(fèi)，這明顯高估了農(nóng)村居民的邊際消費(fèi)傾向，與我國實(shí)際情況不符。但是由系數(shù)的方向表明農(nóng)村居民當(dāng)期消費(fèi)會隨著當(dāng)期收入份額的增加而增加，隨著當(dāng)期純收入份額的減少而減少，此結(jié)論是符合理論與實(shí)際情況的。

模型（4）的結(jié)果顯示，雖然當(dāng)期消費(fèi)也與當(dāng)期收入有關(guān)，但是從統(tǒng)計(jì)意義來看并不顯著，而且從經(jīng)濟(jì)學(xué)意義上講，當(dāng)期收入前面的系數(shù)只有0.09，即當(dāng)期收入每增加1元只會拿出9分錢用于消費(fèi)，明顯不符合實(shí)際情況，過度低估了我國農(nóng)村居民的消費(fèi)傾向。因此，持久性收入假說并不符合我國農(nóng)村的實(shí)際情況，估計(jì)結(jié)果不予考慮。

模型（5）相比較模型（2）而言，邊際消費(fèi)傾向?yàn)?.288比模型（2）的0.246略高，但是上期消費(fèi)的系數(shù)變得更低，只有0.654，雖然兩個(gè)變量前的系數(shù)都通過了顯著性檢驗(yàn)，但是由于其包括的截距項(xiàng)系數(shù)沒有通過顯著性檢驗(yàn)，相比較而言，模型（2）的估計(jì)結(jié)果更好。

模型（2）、（3）都能很好地解釋我國農(nóng)村居民消費(fèi)特征。為明確兩模型對我國農(nóng)村居民消費(fèi)特征解釋力度的強(qiáng)弱，需對兩模型實(shí)際的經(jīng)濟(jì)意義進(jìn)行探究。

模型（2）：Ct=0.246Yt+0.722Ct-1

模型（3）：Ct=0.401Yt+0.812Ct-1-0.235Yt-1

模型（2）與模型（3）相比較，在相對收入假說下估計(jì)的消費(fèi)函數(shù)中，當(dāng)期收入每增加1元只會拿出0.246元價(jià)格指數(shù)、各年度的中國農(nóng)村居民收入價(jià)格指數(shù)、每年的中國農(nóng)村居民家庭人均名義純收入和家庭人均名義消費(fèi)水平，由于2013-2017年農(nóng)村居民家庭收入價(jià)格指數(shù)缺少，利用對應(yīng)的消費(fèi)價(jià)格指數(shù)代替，其余統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)均來源于國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站。為了剔除物價(jià)因素的影響，將1978年設(shè)為用于當(dāng)期消費(fèi)，明顯低估了我國農(nóng)村居民的消費(fèi)情況，而模型（3）在LCH理論假說下，消費(fèi)函數(shù)模型能夠較為完美地解釋我國農(nóng)村居民消費(fèi)特征，因此最終分析以模型（3）的估計(jì)結(jié)果為準(zhǔn)。由LCH模型結(jié)果可知，在我國農(nóng)村居民中，家庭人均當(dāng)期收入對消費(fèi)的影響系數(shù)為0.401，即當(dāng)期收入每增加1元，當(dāng)期消費(fèi)會增加0.401元；而前期收入對當(dāng)期消費(fèi)的影響系數(shù)為 -0.235，說明前期收入對當(dāng)期消費(fèi)具有負(fù)向影響，這是因?yàn)殚L期以來我國農(nóng)村居民的儲蓄率居高不下，而農(nóng)村居民更多地將前期的收入儲蓄起來，較高的儲蓄必然會抑制消費(fèi)，導(dǎo)致農(nóng)村居民消費(fèi)不足；前期消費(fèi)對當(dāng)期消費(fèi)的影響系數(shù)最高，為 0.812。

表1 變量的ADF檢驗(yàn)結(jié)果

表2 各理論假說下消費(fèi)函數(shù)的估計(jì)結(jié)果

表3 LCH消費(fèi)模型的分位數(shù)回歸

參考張寬等（2016）成果，為方便分析各期收入對消費(fèi)的影響情況，可以將農(nóng)村居民上一期的消費(fèi)當(dāng)作是對未來預(yù)期的反應(yīng)，上一期的消費(fèi)越多表明農(nóng)村居民認(rèn)為其預(yù)期收入也會增加。則根據(jù)生命周期模型（3），對于農(nóng)村居民而言，影響最小的是農(nóng)民的上期收入，而對當(dāng)期消費(fèi)影響系數(shù)最大的是居民的預(yù)期收入。因此目前增加農(nóng)村居民家庭消費(fèi)的主要著力點(diǎn)應(yīng)放在對預(yù)期收入的改善上，通過加大教育投入來促進(jìn)農(nóng)村居民增收，從而改善農(nóng)村居民的消費(fèi)。

因?yàn)槟Ｐ停?）中考慮了變量滯后期的影響，因此需要對模型（3）進(jìn)行殘差檢驗(yàn)，序列相關(guān) LM 檢驗(yàn)表明模型不存在自相關(guān)問題，這進(jìn)一步說明生命周期消費(fèi)理論能很好地解釋中國農(nóng)村居民消費(fèi)特征。

（四）分位數(shù)回歸

在模型（3）的基礎(chǔ)上，本文利用分位數(shù)回歸進(jìn)一步考察不同消費(fèi)水平下農(nóng)村居民消費(fèi)與收入的變化關(guān)系，回歸結(jié)果見表3所示。根據(jù)表3中的實(shí)證結(jié)果來看，前期收入系數(shù)只有在0.6和0.7分位數(shù)水平上顯著，這也找到了總體數(shù)據(jù)中前期收入系數(shù)只在10%水平顯著的原因，而各分位數(shù)水平下當(dāng)期收入和前期消費(fèi)的影響系數(shù)均在1% 水平顯著。在高分位數(shù)0.7水平下，往往對應(yīng)著農(nóng)村高收入人群，當(dāng)期收入消費(fèi)影響系數(shù)最高達(dá)到0.46，前期收入對消費(fèi)影響系數(shù)負(fù)向效應(yīng)處于較高水平，反而前期消費(fèi)的影響卻處于較低水平。這是由于較高消費(fèi)人群往往收入較高，他們很自信自己的財(cái)政狀況，不需要靠預(yù)期收入來決定當(dāng)期消費(fèi)，而且高收入群體往往地位消費(fèi)比重較大，而在農(nóng)村很注重自己的儲蓄資產(chǎn)，在保證自己地位不動搖的前提下，根據(jù)當(dāng)期的收入來決定自己的消費(fèi)水平。

隨著分位數(shù)水平上升，當(dāng)期收入Yt影響系數(shù)不斷增大，上期消費(fèi)Ct-1影響系數(shù)先上升后下降，前期收入Yt-1影響系數(shù)不斷減小。這說明，對于中低收入消費(fèi)人群而言，重點(diǎn)增加其當(dāng)期收入，積極改善其預(yù)期收入，完善農(nóng)村社會保障，降低農(nóng)村居民儲蓄，能夠明顯促進(jìn)其消費(fèi)水平提升；而對于較高消費(fèi)人群，雖然消費(fèi)水平已經(jīng)處于較高程度，但仍然不能忽視預(yù)期收入、當(dāng)期收入和儲蓄對進(jìn)一步提升其消費(fèi)水平的影響。

由于生命周期模型（3）和分位數(shù)回歸的估計(jì)模型均需要驗(yàn)證模型的穩(wěn)定性，因此參照龐世明（2014）和張寬等（2016）的做法，只對具有代表性的0.5分位數(shù)水平殘差進(jìn)行檢驗(yàn)。經(jīng)過檢驗(yàn)，OLS殘差和分位數(shù)殘差估計(jì)的ADF值分別為-7.062和-7.398，模型殘差都在1%水平顯著，均為0階單整序列，說明模型估計(jì)具有穩(wěn)定性，從LCH消費(fèi)理論中得出的觀點(diǎn)對于解釋我國農(nóng)村居民家庭的消費(fèi)解釋是合理的。

結(jié)論與對策

收入在所有西方經(jīng)典消費(fèi)理論中占據(jù)極其重要的地位，是理解農(nóng)村居民消費(fèi)行為的關(guān)鍵指標(biāo)或變量。正因?yàn)槿绱耍疚耐ㄟ^實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)：當(dāng)期收入、上期消費(fèi)和儲蓄對農(nóng)村居民當(dāng)期消費(fèi)都具有顯著影響，其中上期消費(fèi)和當(dāng)期收入對消費(fèi)影響為正，儲蓄對當(dāng)期消費(fèi)影響為負(fù)。對于農(nóng)村居民而言，影響最小的是農(nóng)民的上期收入，而對當(dāng)期消費(fèi)影響系數(shù)最大的是居民的上期消費(fèi)（預(yù)期收入）。針對不同消費(fèi)水平的農(nóng)村居民進(jìn)行分位數(shù)回歸發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村居民家庭的當(dāng)期收入、上期消費(fèi)和儲蓄對農(nóng)村居民當(dāng)期消費(fèi)的影響不同，對于低消費(fèi)水平的農(nóng)村居民，當(dāng)期收入、上期消費(fèi)的正向影響效應(yīng)都較?。粚τ谥械认M(fèi)水平的農(nóng)村居民來說，當(dāng)期收入的正向影響處于中等水平，而上期消費(fèi)正向效應(yīng)處于最高水平；而農(nóng)村高收入人群中，當(dāng)期收入的正向效應(yīng)和儲蓄的負(fù)向效應(yīng)均處于較高水平，反而上期消費(fèi)的影響卻處于較低水平。

我國農(nóng)村當(dāng)前消費(fèi)問題的核心在于農(nóng)村居民家庭人均消費(fèi)不足。因此，在短期內(nèi)可以采取相應(yīng)的政策提升當(dāng)期收入以提高農(nóng)村居民家庭人均消費(fèi)水平，但從長遠(yuǎn)來看，政策的著力點(diǎn)應(yīng)該是在對預(yù)期收入的改善上，通過加大教育投入來促進(jìn)農(nóng)村居民增收，從而改善農(nóng)村居民的消費(fèi)。同時(shí)分位數(shù)的回歸結(jié)果表明，必須要區(qū)分不同的農(nóng)村消費(fèi)水平下的居民，否則制定促進(jìn)農(nóng)村居民的消費(fèi)政策必然是有偏的，就像精準(zhǔn)扶貧一樣，必須做到消費(fèi)政策可以精準(zhǔn)識別不同消費(fèi)水平下的農(nóng)村居民，這樣才能起到點(diǎn)對點(diǎn)的扶持促進(jìn)作用，切實(shí)做到提升中低等消費(fèi)群體的收入。