我国农村居民消费与收入的动态关系实证分析

来源:用户上传      作者: 金春雨 程浩 杨慧宇

　　 * 本文系教育部人文社会科学研究规划基金项目“东北老工业基地主体功能区建设与政策支撑体系研究”（项目编号：08JA790054）、国家社科基金项目“产业组织演进与未来国际产业发展新趋势研究”（项目编号：10BJL041）的研究成果。
　　
　　 摘要：本文根据弗里德曼的持久收入假说将我国农村居民收入分解为持久收入与暂时收入，基于变参数模型对我国农村居民消费与持久收入、暂时收入之间的动态关系进行了计量检验。结果表明，我国农村居民的持久收入边际消费倾向和消费的持久收入弹性总体呈现出波动下降的趋势，暂时收入边际消费倾向和消费的暂时收入弹性总体呈现出波动上升的趋势。我国农村居民收入中持久收入比重较高且相对稳定，暂时收入的比重较低且变动较大，农村居民消费的持久收入弹性始终大于暂时收入弹性。为此，提高农村居民消费需求既要建立增加农村居民收入的长效机制，也要适时出台增加农村居民收入的短期政策，其中提高农村居民持久收入应作为重点。
　　 关键词：农村居民消费；持久收入；暂时收入；变参数模型
　　 中图分类号：F323 文献标识码：Ａ 文章编号：１００３－８５４Ｘ（２０11）12－０061－０5
　　
　　一、引言
　　消费、投资、出口构成的总需求决定经济增长，其中消费需求作为最终需求在总需求中占有极其重要的地位。长期的经济实践表明，出口导向型经济增长模式易受到国外经济形势变化的冲击，1997年的亚洲金融危机和2007年由美国次贷危机引发的世界范围的金融危机都对我国出口造成巨大冲击，进而引致经济增长的异常波动；增加投资能够有效抵消外部经济不确定性的影响，但是增加投资易引发经济“过热”，产生通货膨胀的潜在风险；同时，政府增加投资的行为会给民间投资带来挤出效应，长期看不利于经济稳定运行，最终会导致经济增长的动力不足。由此可见，扩大消费已经成为刺激经济增长的必然优选途径。伴随国内市场由短缺经济条件下的卖方市场向买方市场的转变，需求不足成为制约我国经济快速增长的障碍，迫切需要寻求有效的机制拉动居民消费。而居民消费包括城镇居民消费和农村居民消费，我国经济的城乡二元结构决定了农村居民消费模式与城镇居民消费模式之间存在着较大的差异。我国农村居民收入增长缓慢，城乡收入差距不断扩大，受农村消费习惯与消费环境的制约，农村居民的消费增长长期处于较低水平。我国作为拥有9亿多农村居民的农业大国，扩大农村居民消费是依靠内需拉动经济增长的重要战略选择。
　　消费理论认为无论短期消费函数还是长期消费函数，收入水平都是其最直接的影响因素。凯恩斯 的绝对收入理论认为短期消费主要取决于当前实际收入，边际消费倾向呈现递减趋势，并且消费具有“完全可逆性”①。杜森贝利的相对收入假说认为消费者的消费支出不仅受到其自身收入的影响，也受到周围其他人的消费行为、消费水平、收入水平及消费和收入之间相互关系的影响，即消费具有“示范性”；消费者的消费支出不仅受到其当期收入水平的影响，也会受到过去收入水平和消费水平的影响，即消费具有“不可逆性”②。莫迪利安尼的生命周期假说认为消费者是理性的经济人，他们会根据效用最大化原则安排一生的消费，使其一生的收入等于一生的消费，因此，消费者现期消费不仅与现期收入有关，而且与消费者以后各期收入的期望值、初始时资产和个人年龄大小有关③。弗里德曼的持久收入假说认为消费者的消费支出主要不是由其现期收入决定，而是由持久收入决定，持久收入是其一生收入的平均值④。国内学者针对居民消费问题从不同视角进行了许多深入的研究。减旭恒的实证研究表明，消费对于持久收入的敏感性较强，而对暂时收入的敏感性较弱，消费主要取决于收入中的持久收入⑤。董长瑞、梁纪尧使用协整和误差修正模型分析了消费与持久收入之间的长期均衡和短期动态关系，结果表明持久收入是影响我国农民消费的重要因素⑥。杭斌 假定我国城市居民把财富目标和持久收入作为其跨期消费决策的主要依据构建计量模型，研究结果表明，1990年以来随着财富目标的提高，城市居民持久收入的边际消费倾向呈下降趋势，城市居民消费行为存在着一个学习和适应的过程⑦。艾春荣、汪伟将农户的非农就业决策引入弗里德曼的持久收入假说，理论与实证研究结果表明，无论农户是否受流动性约束，农户的当期消费均由持久收入决定，但非农劳动投入依据流动性约束的程度进行调整以达到平滑消费的目的⑧。
　　二、农村居民消费与持久收入及暂时收入的动态关系变参数模型分析
　　我们基于持久收入假说对我国农村居民收入进行分解。美国著名经济学家弗里德曼于1957提出的持久收入理论认为，居民收入一般可以分解为持久收入和暂时收入两部分，居民对不同类型的收入会做出不同的反应，并将其收入中持久收入变动的大部分用于消费，暂时收入变动的大部分用于储蓄，其原因在于农村居民持久收入的增长使得他们的心理预期稳定，倾向于选择消费，而农村居民对暂时收入的增加无法形成稳定的预期，增加消费的效应不明显。弗里德曼给出现期持久收入的计算公式如下：
　　PYt = Yt-1+θ（Yt-Yt-1）
　　 = θYt+（1- θ）Yt-1 （0<θ<1）（1）
　　其中，PYt表示现期持久收入，Yt表示现期实际收入，Yt-1表示前一期实际收入，θ是权重。θ值是至关重要的，直接决定了持久收入的大小。弗里德曼认为，θ值在很大程度上取决于人们对未来收入的预期，人们根据过去的收入变动情况做出现期收入的变动是否持久的预期，如果人们预期现期收入的变动是长期的，权重θ取值较大，反之较小，收入不稳定群体具有较低的θ值，而收入较高的群体权重θ较大。暂时收入是实际收入和持久收入的差额，我们采用弗里德曼的（1957）计算公式计算持久收入和暂时收入，计算公式为：
　　PYt=（Yt+Yt-1+Yt-2）/3（2）
　　Ys = Yt - PYt（3）
　　其中，PYt、Yt、Yt-1含义同（1）式，Ys表示现期暂时收入。
　　本文以1990年为基期、利用农村居民消费价格指数对 1985年至2009年农村居民收入和农村居民消费数据进行平减以消除价格因素的影响，然后使用弗里德曼的计算公式计算出1987年至2009年我国农村居民的持久收入和暂时收入，再应用变参数模型分析农村居民消费与持久收入、暂时收入之间的动态关系。由于国内外经济形势的变化以及各种各样的外部冲击和政策变化等因素的影响，我国原有的经济结构发生了很大的变化，经济系统经历了不同的发展阶段，这种变化是普通的最小二乘法等固定参数模型无法表现的，为此，本文采用变参数模型进行实证分析。我们利用弗里德曼的计算公式分解出的农村居民持久收入与暂时收入，以及消费支出消除价格因素之后的数据，建立关于我国农村居民消费（CPt）、农村居民持久收入（INLt）与农村居民暂时收入（INSt）的变参数模型，其形式如下：
　　量测方程：CPt=119.25+a1t×INLt+a2t ×INSt+et（4）
　　 （6.34）（42.27）（6.93）
　　状态方程：a1t=a1t-1（5）
　　 a2t=a2t-1 （6）
　　其中，a1t、a2t分别表示农村居民持久收入、农村居民暂时收入对农村居民消费的影响，常数项表示自发消费。模型的对数似然函数值为-140.37，AIC值是12.38，SC值是12.48。表1给出了我国农村居民持久收入和暂时收入边际消费倾向在各年份的具体值，图1和图2分别给出了持久收入边际消费倾向与暂时收入边际消费倾向的动态变化趋势。

　　表1 我国农村居民持久收入和暂时收入边际消费倾向
　　
　　
　　 资料来源：作者根据中经网数据库数据计算整理。
　　
　　图1 农村居民持久收入边际消费倾向
　　
　　图2 农村居民暂时收入边际消费倾向
　　图1中a1t的变化趋势表明持久收入每变化一个单位会导致农村居民消费变化a1t个单位。从图1和表1可以看出持久收入边际消费倾向在0.63-0.72之间，农村居民持久收入每增加1元会导致农村居 民消费增加0.63-0.72元。持久收入边际消费倾向在1987年至1990年间表现出较强的波动，其中在1988年达到最大值0.72。这是由于家庭联产承包责任制的实施，使得农村居民实际可支配收入在改革开放初期获得快速增长，农村居民对持久收入增长拥有较高的预期，并且持久收入占总收入的比重较高，但是出于对土地政策连续性的担心，农村居民的消费支出呈现出较强的波动性，因此导致边际消费倾向的波动较为剧烈。1991年至1997年农村居民持久收入的边际消费倾向呈现出缓慢的下降趋势，但仍然保持在0.69附近。这期间我国农村居民名义收入增长较快，但由于同期的通货膨胀率居高不下，农村居民实际可支配收入的增幅较小，农村居民持久收入增长的心理预期较低，同期持久收入边际消费倾向较低且呈现出缓慢下降的趋势。以1998年为转折点，农村居民持久收入边际消费倾向急剧下降，1999年之后我国农村居民持久收入边际消费倾向维持在0.63-0.65之间。对于我国农村居民而言，不够健全的农村社会保障制度使得农村居民在医疗和养老等方面存在很大的不确定性，同时高校扩招和学费的提高直接导致了农村居民的子女教育支出大大增加，农村居民的消费欲望很大程度上处于被抑制的状态，从而使得农村居民的持久收入边际消费倾向维持在较低水平。从表1中还可以看出，2007年以来我国农村居民持久收入的边际消费倾向下降幅度减弱，这得益于我国农村医疗与农村养老制度的逐步建立与完善。1987年至2009年我国农村居民持久收入的边际消费倾向维持在0.63-0.72之间，这体现了我国农村居民量入为出的消费习惯。同时，由于农业生产面临着自然风险和市场风险的双重威胁，农村居民基于持久收入水平的消费始终保持着谨慎的态度。
　　图2中a2t的变化趋势表明暂时收入每变化一个单位会导致农村居民消费变化a2t个单位。从图 2 中可以看出，我国农村居民暂时收入的边际消费倾向呈现出与持久收入边际消费倾向完全相反的趋势，暂时收入的边际消费倾向呈现出的是一个波动上升的过程，在2005年之后甚至达到了1.02-1.50。其原因在于随着我国农村经济的发展和农村居民收入的增加，农村居民消费理念不断提升，在消费路径的选择过程中不仅考虑当期的实际收入，还会根据持久收入规划其消费的路径，此外，在必要时考虑借贷或者动用储蓄以满足当期消费；与此同时，消费中存在的“示范效应”也使得农村居民在消费时不仅考虑自身收入，而且会考虑周围其他人的消费状况。我国农村居民暂时收入的边际消费倾向在1987年至1990年间呈现出明显的波动，在持久收入边际消费倾向达到最大值的1987年，暂时收入的边际消费倾向达到最小值-0.88。1991年至 2004年，农村居民暂时收入边际消费倾向呈现出缓慢的上升趋势，保持在0.49-0.83之间，2005年以后则以较高的速率上升，并维持在1.02-1.50之间。在1996年之前，我国农村居民暂时收入的边际消费倾向长期小于持久收入的边际消费倾向，这与弗里德曼的持久收入假说相吻合。在1996 年之后，随着暂时收入边际消费倾向的上升和持久收入边际消费倾向的下降，暂时收入的边际消费倾向逐渐高于持久收入的边际消费倾向，这与弗里德曼的持久收入边际消费倾向高于暂时收入的边际消费倾向的观点不一致。这是因为相对于持久收入稳定的上升趋势，我国农村居民的暂时收入表现出更为强烈的波动性。1996年之前，暂时收入和持久收入均呈现出稳定的上升趋势，而在1996年之后，暂时收入的波动性越来越大，呈现出一个急剧下降之后迅速上升的过程，从1996年的105.29元急剧下降到2000年的30.02元，之后迅速上升到2009年的164.30元，而农村居民消费一直呈现出逐步上升的趋势，这证实农村居民消费与暂时收入之间是一种非同步变动关系，导致了农村居民暂时性收入边际消费倾向较大。另外，随着农村居民外出务工及从事非农业的经营活动情况的大量出现，虽然这种隐性收入难以在农村居民收入的数据中体现，但其对农村居民消费支出的影响不可忽视，因此，隐性收入极有可能影响到农村居民暂时收入的边际消费倾向。
　　由于我们采用弗里德曼的公式计算得出的持久收入与暂时收入在1990年以后各个年份取值均为正，因此我们可以对我国农村居民消费（CPt）、农村居民持久收入（INLt）与农村居民暂时收入（INSt）三个变量分别取对数，建立变参数模型，模型的估计结果如下：
　　量测方程：lnCPt=1.16+b1t×lnINLt+b2t×lnINSt+et
　　 （5.39）（67.97）（6.36）（7）
　　状态方程：b1t=b1t-1（8）
　　 b2t=b2t-1（9）
　　其中，b1t、b2t分别表示农村居民消费持久收入弹性和农村居民消费暂时收入弹性，模型的对数似然函数值为12.49，AIC值是-1.05，SC值是-0.95，表2给出了我国农村居民消费的持久收入弹性和暂时收入弹性各年份的具体值，图3和图4给出了b1t、b2t的动态变化趋势。
　　图3表示b1t的变化趋势，即持久收入每变化一个百分点会导致农村居民消费变化b1t个百分点。从图3可以看出，农村居民消费的持久收入弹性系数在0.62-0.82之间，持久收入每增加1%能够导致农村居民消费增加0.62-0.82%；在1990年至1993年农村居民消费持久收入弹性波动性较大，1987我国农村居民消费的持久收入弹性达到最大值0.81。1994年至2009年，我国农村居民消费的持久收入弹性下降态势较为平缓，尤其是1998年至2003年间，年平均降幅仅为0.0018。这表明，持久收入的边际消费倾向受1998年刺激内需政策的影响仅有小幅下降，农村居民持久收入弹性对刺激内需政策的敏感性较弱，增加农村居民持久收入的政策对刺激农村居民消费的有效性趋于下降。而在最近的2004年至2009年间，我国居民消费持久收入弹性呈现加速下滑的趋势，农村居民收入差距的拉大与投资欲望增强是导致其持久收入弹性加速下滑的重要原因。从图3的变化趋势中还可以看出，1994年以来农村居民消费的持久收入弹性始终保持在0.74-0.79之间趋于稳定，这说明我国农村居民持久收入的增长对农村居民消费增长的影响是十分稳定的。
　　表2 我国农村居民消费的持久收入弹性和暂时收入弹性
　　
　　 资料来源：作者根据中经网数据库数据计算整理。
　　
　　
　　图3 农村居民消费的持久收入弹性
　　
　　图4 农村居民消费的暂时收入弹性
　　图4表示b2t的变化趋势，即暂时收入每变化一个百分点位会导致农村居民消费变化b2t个百分点。图4中的农村居民消费的暂时收入弹性与图3暂时收入的边际消费倾向的变化趋势类似，在1994年之前，暂时收入的增长对农村居民消费增长的影响波动较为剧烈，而在1994年之后波动较弱。相对于暂时收入边际消费倾向的大幅上升，我国农村居民消费的暂时收入弹性1994年至2009间上升幅度较小，这期间我国农村居民消费的暂时收入弹性为0.03-0.12，即农村居民的暂时收入每提高1%能够带动农村居民总消费提高0.03-0.12%。在2004年至2009年间，我国农村居民消费暂时收入弹性呈现出加速上升的趋势，弹性值为0.065-0.117之间，这说明农村居民暂时收入的增加对其消费增长的推动作用趋于增强，这与从边际消费倾向变化趋势得出的结论一致。进一步地，通过观察图4和图2比较农村居民消费的暂时收入弹性和暂时收入边际消费倾向可以发现，虽然农村居民暂时收入的边际消费倾向较高，但由于持久收入在我国农村居民收入中的比重较大，而暂时收入的比重较小，所以我国农村居民暂时收入拉动其消费的作用弱于持久收入。

　　 三、结论与政策启示
　　研究结果表明，持久收入和暂时收入对我国农村居民消费的影响是一个动态过程，农村居民的持久收入边际消费倾向和消费的持久收入弹性总体上呈现出波动下降的趋势，暂时收入边际消费倾向和消费的暂时收入弹性总体上呈现出波动上升的趋势。从边际消费倾向来看，1991年之前，我国农村居民持久收入、暂时收入的边际消费倾向波动较为剧烈，而在1991年之后，持久收入边际消费倾向趋于平缓下降，暂时收入边际消费倾向趋于上升，1996年暂时收入的边际消费倾向超过了持久收入的边际消费倾向。从农村居民消费的持久收入弹性、暂时收入弹性来看，1994年之前我国农村居民消费的持久收入弹性、暂时收入弹性波动较为剧烈，1994至2004年消费的持久收入弹性趋于平缓上升，消费的暂时收入弹性趋于平缓下降，而在最近的2004至2009年间，两者上升、下降的趋势均呈现加速的特征。持久收入和暂时收入的增加都能刺激消费的增长，但是由于我国农村居民收入中持久收入比重较高且相对稳定，暂时收入的比重较低且变动较大，农村居民消费的持久收入弹性始终大于暂时收入弹性。因此，促进农村消费、扩大内需的有效途径是既要建立增加农村居民收入的长效机制，也要适时出台增加农村居民收入的短期政策以提高农村居民收入，刺激农村居民消费需求，但提高农村居民消费的政策选择应当侧重于增加农村居民的持久收入方面。
　　首先，应当消除农村居民收入中的不稳定因素，切实增强农村居民的购买能力，加大工业反哺农业的力度，加强农村基础设施建设，增强农业的抗灾能力，不断完善农产品保护政策，降低自然风险。同时建立生产风险基金、价格调节基金和农产品的储备制度，减低市场风险。由于量入为出的消费理念的影响，我国农村居民在消费方面十分谨慎，因此只有切实增加农村居民的持久收入，优化农村消费环境，提升农村居民的消费信心，才能在根本上提高农村居民的消费能力。
　　其次，有针对性地对农村居民的农业生产经营活动进行补贴，增加农村居民的暂时收入。实证分析表明，农村居民的暂时收入边际消费倾向较大，暂时性收入的增加对农村居民消费的影响不可忽视。要建立和完善农村社会保障体系，提高农村社会保障的水平和覆盖率，搞好社会救济和扶贫，解决农村贫困人口的温饱问题，完善农村医疗保险制度，完善农村养老保险制度，从根本上扭转代际养老的困局，只有减少农村居民因不确定性预期而形成的预防性储蓄，才能有效增强农村居民的消费信心与消费欲望，扩大农村居民消费。
　　注释：
　　① 凯恩斯：《就业、利息和货币通论》，商务印书馆1999年版，第68页。
　　② J. S. Duesenberry, Income, Saving and the Theory of Consumer Behavior, Cambridge, MA: Harvard University Press 1949.
　　③ F. Modigliani, R. Brumberg, Utility Analysis and the Consumption Function: An Interpretation of Cross-Section Data, Rutgers University Press, 1954.
　　④ M. Friedman, A Theory of Consumption Function, Princeton, Princeton University Press, 1957.
　　⑤ 减旭恒：《持久收入、暂时收入与消费》，《经济科学》1994年第1期。
　　⑥ 董长瑞、梁纪尧：《中国农民持久收入与消费的协整分析》，《中国农村观察》2006第2期。
　　⑦ 杭斌：《基于持久收入和财富目标的跨期消费选择――中国城市居民消费行为的实证研究》，《统计研究》2007年第2期。
　　⑧ 艾春荣、汪伟：《非农就业与持久收入假说：理论和实证》，《管理世界》2010年第1期。
　　作者简介：金春雨，女，1965年生，吉林梨树人，吉林大学商学院教授、博士生导师，吉林长春，130012；程浩，男，1987年生，河南汝南人，吉林大学商学院博士研究生，吉林长春，130012；杨慧宇，男，1987年生，吉林四平人，中国建筑总公司二局职员，北京，100054。
　　（责任编辑 陈孝兵）
　　

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