李承政，楊泰杰

（1.華南農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，廣州 510642；2.中山大學(xué)管理學(xué)院，廣州 510275）

0 引言

改革開放以來，中國社會經(jīng)濟(jì)體制改革的不斷深化已對農(nóng)村居民的消費(fèi)行為產(chǎn)生了系統(tǒng)性的影響，農(nóng)村居民的邊際消費(fèi)傾向可能處于不斷變化之中，消費(fèi)與收入之間可能存在著動態(tài)關(guān)系。然而，傳統(tǒng)的統(tǒng)計方法卻無法刻畫出這種動態(tài)關(guān)系。因此，利用什么方法來刻畫消費(fèi)與收入之間的動態(tài)關(guān)系，1978年以來農(nóng)村居民邊際消費(fèi)傾向處于怎樣的變化之中，又是什么因素導(dǎo)致了這些變化，以及這些因素的影響力度有多大？對這些問題的探討有利于現(xiàn)階段政府制定合理的刺激消費(fèi)的政策，并發(fā)展出解決農(nóng)村消費(fèi)不足問題的長效機(jī)制。

1 農(nóng)村居民邊際消費(fèi)傾向的影響因素

影響中國農(nóng)村居民的邊際消費(fèi)傾向的因素主要包括實(shí)際收入增長率、收入分配差距、消費(fèi)習(xí)慣、不確定性和流動性約束等。

1.1 實(shí)際收入增長率

實(shí)際收入增長率的高低反映居民面臨經(jīng)濟(jì)社會環(huán)境的好壞，通常在收入增長率比較高的年份，居民對未來有比較樂觀的預(yù)期，這使得他們在生活消費(fèi)上敢于出手，消費(fèi)傾向往往高于收入增長率低的年份，尤其是當(dāng)他們認(rèn)為收入的增長是具有持久性的時候，他們的消費(fèi)傾向往往會出現(xiàn)比較大的上升。

1.2 收入分配差距

收入分配差距擴(kuò)大可能導(dǎo)致居民整體消費(fèi)不足（李軍，2003；楊汝岱和朱詩娥，2007；段先盛，2009）。收入分配差距影響居民邊際消費(fèi)傾向的機(jī)理如下：收入差距擴(kuò)大會使國民財富中的絕大部分集中于少數(shù)高收入者手中，而高收入者的邊際消費(fèi)傾向比低收入者的低，因此，那部分高度集中的財富會沉淀于富裕階層的手中，并不用于消費(fèi)。大多數(shù)中低收入者雖有消費(fèi)欲望卻由于收入水平過低而無力購買，他們的邊際消費(fèi)傾向保持在原有的高位水平。由于新增的收入往往被富裕階層占有，他們的邊際消費(fèi)傾向不斷下降會拉低居民整體的邊際消費(fèi)傾向。本文以城鎮(zhèn)居民實(shí)際人均可支配收入與農(nóng)村居民實(shí)際人均純收入的比值近似地代表居民收入分配差距。

1.3 消費(fèi)習(xí)慣

消費(fèi)習(xí)慣也是影響居民消費(fèi)傾向的一個重要因素（李文星，2008；雷欽禮，2009）。一般來說，不同國家、不同地區(qū)的居民邊際消費(fèi)傾向不同，城鎮(zhèn)居民與農(nóng)村居民的邊際消費(fèi)傾向不相同，不同民族、種族、不同年齡段的居民之間的邊際消費(fèi)傾向也不相同，這均與居民消費(fèi)習(xí)慣息息相關(guān)。杜森貝利的相對收入假說將這種消費(fèi)習(xí)慣對消費(fèi)行為的影響稱為消費(fèi)的“慣性”、“不可逆性”，居民的消費(fèi)行為會受到這種消費(fèi)“慣性”的影響。一般用被解釋變量的滯后一期作為“習(xí)慣”的近似替代。

1.4 不確定性和流動性約束

居民面臨的不確定性增加，他們的邊際消費(fèi)傾向很可能會下降。根據(jù)Leland（1968）提出的預(yù)防性儲蓄理論，他認(rèn)為，隨著收入不確定性的增加，居民只能通過增加預(yù)防性儲蓄來避免收入的不確定性所帶來的不利影響。居民通過現(xiàn)期增加儲蓄，在未來收入下降能夠利用這些預(yù)防性儲蓄來平滑消費(fèi)，使自己在未來收入水平下降時不至于大幅降低消費(fèi)水平。流動性約束也會影響居民的消費(fèi)行為，在其他條件相同的條件下，受流動性約束的居民往往消費(fèi)傾向比較低（Zeldes，1989）。國內(nèi)已有研究表明，不確定性和流動性約束是我國農(nóng)村居民消費(fèi)傾向下降的原因（劉建國，1999；杜海韜、鄧翔，2005；高夢滔等，2008）。我國農(nóng)村地區(qū)信貸不發(fā)達(dá)，金融機(jī)構(gòu)少，而且農(nóng)民收入水平低且不穩(wěn)定，所以在通常融資方面面臨阻礙，受到的流動性約束也比其他的群體要更強(qiáng)一些。為了應(yīng)付將來大額消費(fèi)支出和避免因融資困難所帶來的不便，我國農(nóng)村居民在收入水平較低的情況下卻保有較高的儲蓄水平。此外，不確定性與流動性約束相結(jié)合，將進(jìn)一步提高居民儲蓄傾向。本文以農(nóng)村居民的平均儲蓄傾向作為不確定性和流動性約束的代理變量（Proxy）。

2 狀態(tài)空間模型及農(nóng)村居民時變邊際消費(fèi)傾向

本文運(yùn)用狀態(tài)空間模型估計了中國農(nóng)村居民消費(fèi)函數(shù)，并計算出時變邊際消費(fèi)傾向序列。

2.1 農(nóng)村居民消費(fèi)函數(shù)變參數(shù)模型（time-varying parame?ter model）

假設(shè)農(nóng)村居民的消費(fèi)函數(shù)模型服從持久收入假說，即假設(shè)消費(fèi)C與持久收入Yp的長期函數(shù)關(guān)系為：

式中，α為常數(shù)，它衡量持久收入中用于消費(fèi)的部分。假設(shè)持久收入與現(xiàn)期收入的比率為εt=Yp t/Yt，則方程（1）可寫成：

考慮到經(jīng)濟(jì)體制改革、外界沖擊等會改變農(nóng)村居民的消費(fèi)行為，方程（2）可修改為時變參數(shù)模型：

式（3）中，βt是消費(fèi)的收入彈性，假定它隨時間推移而不斷變化，相應(yīng)的時變邊際消費(fèi)傾向可以通過式（4）求出：

對方程（3）兩邊取對數(shù)，并假設(shè)βt服從AR（1），則有：

其中β0=lna,μt和θt為誤差項，假設(shè)它們都服從零均值、方差為常數(shù)的正態(tài)分布，且相互獨(dú)立。方程（5）和（6）構(gòu)成了所謂的狀態(tài)空間模型。方程（5）為“信號方程”（signal equation），方程（6）為“狀態(tài)方程”（state equation）。

2.2 估計結(jié)果及邊際消費(fèi)傾向的計算

利用1978～2008年我國農(nóng)村居民實(shí)際人均生活消費(fèi)支出和實(shí)際人均純收入的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，并運(yùn)用卡爾曼濾波（Kalman Filter）算法估計狀態(tài)空間模型如下：

其中，估計值下的括號內(nèi)的數(shù)字為Z統(tǒng)計值，利用上面的估計結(jié)果并通過計算式（9）便可求出我國農(nóng)村居民邊際消費(fèi)貨幣的估計值。

1978～2008 年我國農(nóng)村的居民邊際消費(fèi)傾向計算結(jié)果如圖1所示。改革開放以來，農(nóng)村居民的邊際消費(fèi)傾向發(fā)生了大幅波動，數(shù)量上介于0.61～0.78之間。分時段上看，1978～1985年農(nóng)村居民的邊際消費(fèi)傾向呈下降趨勢，1985～1990年迅速上升，此后的幾乎整個20世紀(jì)90年代都處于不斷下降之中，2000年以來農(nóng)村居民的邊際消費(fèi)傾向又開始逐步上升，并漸漸恢復(fù)到20世紀(jì)90年代中期的水平。

2.3 單位根檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)

狀態(tài)空間模型基于解釋變量與被解釋變量之間協(xié)整的基礎(chǔ)之上，為了避免偽回歸現(xiàn)象，本文對lnC和lnY進(jìn)行單位根檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)，結(jié)果見于表1和表2。單位根檢驗(yàn)結(jié)果顯示，lnC和lnY都是二階單整序列，即服從I(2)。協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明，lnC和lnY之間存在協(xié)整關(guān)系。

圖1 我國農(nóng)村居民邊際消費(fèi)傾向的計算結(jié)果

3 實(shí)證分析結(jié)果

表1 各變量ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果

表2 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

3.1 模型的建立

根據(jù)第三部分的分析，本文建立以下模型：

其中，MPC表示農(nóng)村居民邊際消費(fèi)傾向，MPCt-1為農(nóng)村居民邊際消費(fèi)傾向的滯后一期，g表示實(shí)際收入增長率，Ra-tio表示城鄉(xiāng)收入比，APS為農(nóng)村居民平均儲蓄傾向。

表3 各變量的ADF檢驗(yàn)結(jié)果

3.2 單位根檢驗(yàn)

對農(nóng)村居民邊際消費(fèi)傾向及其各影響因素進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，結(jié)果如表3。ADF檢驗(yàn)結(jié)果顯示MPC、g、Ratio和APS皆為一階單整序列，即I(1)。

3.3 模型估計結(jié)果

方程（10）的估計結(jié)果見于表4，對各殘差序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)其皆為平穩(wěn)序列，即模型存在協(xié)整關(guān)系。未包含消費(fèi)習(xí)慣的模型中（回歸1），收入增長率（g）和不確定性與流動性約束的代理變量（APS）對MPC的影響顯著，城鄉(xiāng)實(shí)際收入比（Ratio）系數(shù)的符號與預(yù)期相符，但其影響并不顯著。將消費(fèi)習(xí)慣考慮在內(nèi)的模型中（回歸2），滯后一期邊際消費(fèi)傾向的影響顯著，其它解釋變量系數(shù)的顯著性水平未發(fā)生實(shí)質(zhì)性的變化。將不顯著的Ratio剔除后（回歸3），剩余的解釋變量的系數(shù)的大小和顯著性均未發(fā)生太大的變化，說明模型估計的系數(shù)比較穩(wěn)健。因此，本文結(jié)論如下：消費(fèi)習(xí)慣、實(shí)際收入增長率、不確定性和流動性約束是農(nóng)村居民邊際消費(fèi)傾向的主要影響因素。消費(fèi)習(xí)慣和實(shí)際收入增長率對邊際消費(fèi)傾向有正向影響，而不確定性和流動性約束對邊際消費(fèi)傾向有負(fù)向影響。

表4 模型估計結(jié)果

圖1顯示，農(nóng)村居民的邊際消費(fèi)傾向在20世紀(jì)90年代出現(xiàn)大幅下降，本文實(shí)證分析結(jié)果對此給出了一個很好的解釋：農(nóng)村居民實(shí)際收入增長率的下降，不確定性和流動性約束的增加可能是此時期農(nóng)村居民邊際消費(fèi)傾向大幅下降的主要原因。20世紀(jì)90年代，我國開始全面推進(jìn)市場化改革，價格信號發(fā)揮了越來越重要的作用，在價格刺激下，農(nóng)民盲目擴(kuò)大生產(chǎn)，農(nóng)產(chǎn)品市場出現(xiàn)供大于求的情況，農(nóng)產(chǎn)品價格不斷走低，農(nóng)民面臨增產(chǎn)不增收的困境。與此同時，農(nóng)村稅費(fèi)出現(xiàn)了大幅增長，農(nóng)民負(fù)擔(dān)不斷加重。上述兩個因素共同作用，導(dǎo)致此時期我國農(nóng)村居民收入增長緩慢甚至停滯。市場經(jīng)濟(jì)條件下，農(nóng)村居民面臨著更大不確定性，而金融機(jī)構(gòu)出于風(fēng)險考慮，大幅減少涉農(nóng)貸款，部分銀行甚至撤離了農(nóng)村市場，農(nóng)村居民面臨著緊的流動性約束。在不確定性和流動性約束雙重作用下，農(nóng)村居民不斷增加預(yù)防性儲蓄，以防患于未然。

4 結(jié)論

本文通過構(gòu)建狀態(tài)空間模型對中國農(nóng)村居民時變參數(shù)消費(fèi)函數(shù)進(jìn)行了估計，并對邊際消費(fèi)傾向和其影響因素之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，主要結(jié)論如下：消費(fèi)習(xí)慣、實(shí)際收入增長率、不確定性和流動性約束是影響農(nóng)村居民邊際消費(fèi)傾向的主要因素。實(shí)際收入增長率的下降、不確定性和流動性約束的增加可能是20世紀(jì)90年代農(nóng)村居民邊際消費(fèi)傾向出現(xiàn)大幅下降的原因。雖然，自2000年以來農(nóng)村居民的邊際消費(fèi)傾向出現(xiàn)了恢復(fù)性的上升，但目前農(nóng)村消費(fèi)不足依然是制約我國經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長的一個重要因素。要解決農(nóng)村消費(fèi)不足的問題，政府應(yīng)通過不斷地加強(qiáng)對農(nóng)業(yè)、農(nóng)村、農(nóng)民的支持力度，確保農(nóng)民收入持續(xù)、穩(wěn)定、高速地增長，此外，還應(yīng)逐步建立和完善農(nóng)村居民個人消費(fèi)信貸制度，使廣大農(nóng)村居民免受流動性約束的制約。

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