我國農村居民邊際消費傾向函數的研究

摘要:本文利用1995-2008年中國農村居民收入和消費的省際面板數據，估計了各省農村居民的長期邊際消費傾向，并建立了邊際消費傾向函數，估計結果表明農村居民的邊際消費傾向隨著收入水平的提高先下降后上升，與收入的波動負相關，但與物價水平無關。

關鍵詞:邊際消費傾向;持久收入;收入波動;物價水平

引言

自1998年以來，啟動內需的問題已為人們所關注，國家采取了一系列積極的財政政策和貨幣政策，力圖擴大內需，但收效甚微。自2007年底開始，中國的出口持續減少，通脹嚴重，人民幣不斷升值，失業加劇。在出口受阻、投資過熱的情況下，人們又一次將經濟協調發展的希望寄托到擴大內需上。

雖然我國人口眾多，但我國的消費市場始終不夠活躍。尤其是近年來，中國消費率呈現出持續走低趨勢。1978年，中國的消費率為62.1%，六五期間平均為66.1%，七五期間平均為63.4%，八五期間為58.7%，九五期間為59.4%。2003年消費率進一步下降到55.4%，2005年更是降至38.2%，達歷史最低水平。消費率持續降低的根源在于農民收入增長緩慢，消費能力減弱。消費的長期不足必然導致國民經濟失衡、失穩和經濟增長質量下降。

農村消費市場沒有真正啟動是中國消費難以啟動的根本原因。中國有近7.5億的農村居民，農村消費市場具有巨大的潛力。盡管改革開放以來，我國農民人均純收入逐年遞增，但邊際消費傾向總體呈下降趨勢，且降幅較大。因此，弄清影響農村居民邊際消費傾向的原因，想辦法提高農村居民的邊際消費傾向，是擴大農村消費需求的重要途徑之一。本文擬從統計數據出發，建立農村居民的邊際消費傾向函數，并據此對影響農村居民邊際消費傾向的因素進行定量分析。

一、關于農村居民邊際消費傾向的理論

邊際消費傾向是指增加的消費和增加的收入之間的比率。凱恩斯的絕對收入理論說:消費支出是實際收入的穩定函數，邊際消費傾向隨著收入水平的提高呈遞減的趨勢。弗里德曼的持久性收入假說則認為，消費者的消費支出不是由他的現期收入決定的，而是由他的持久收入決定的。理性的消費者為了實現效用最大化，不是根據現期的暫時性收入，而是根據長期中能保持的收入水平即持久收入水平來做出消費決策的。這一理論將人們的收入分為暫時性收入和持久性收入，并認為消費是持久收入的穩定函數。對于持久收入和暫時收入的分解，存在多種不同的方法，由此產生了許多不同的結論。蘇良軍等就認為:整體而言，暫時收入對消費的影響是非常顯著的，但不同的省市差異極大。

根據我國農村居民的實際消費情況，筆者認為消費需求的實現取決于兩個主要因素，消費能力和消費意愿。影響農民消費能力的主要因素是收入水平;而影響農民消費意愿的主要因素則是收入的穩定性。此外，收入分配不均、物價水平等也會對農民的消費產生一定的影響。因此，邊際消費傾向應該是收入水平、收入穩定性以及物價水平的函數。

二、變量與數據

(一)各省農村居民邊際消費傾向的估計

我們選取全國31個省市自治區的截面數據做樣本，根據凱恩斯的絕對收入假說，可以建立如下消費函數模型來估計農村居民的長期邊際消費傾向:

， (1)

式(1)中 代表第i個省的邊際消費傾向，代表第i個省的自發性消費。

為了獲得 的估計，我們收集了全國31個省、市、自治區1995-2008年農村居民的年人均純收入(Income)和年人均生活消費支出(Cons)的面板數據(數據來源:中國統計年鑒，其中重慶市沒有1995和1996年的數據)。考慮到不同地區的消費水平因受地緣經濟等不易觀測或度量的因素的共同影響，常常會表現出顯著的同期相關性，因此將上述模型設定為似不相關回歸模型[8]。運用EViews6.0軟件，估計模型(1)，得到各省農村居民在1995-2008年間的平均邊際消費傾向，見表1。

注:由于似不相關回歸要求樣本的時間長度大于截面個體數，我們將樣本按地區分為三部分:東部、中部和西部。估計模型(1)時分東、中、西三個區域分別估計得到。

模型中所有的估計的t 檢驗顯著(p均小于0.05)，表明參數顯著不為0。由表1我們可以看出，各個省份之間的農村居民邊際消費傾向差異很大:在31個省市自治區中，邊際消費傾向最大的是寧夏，為0.9869;邊際消費傾向最小的是天津市，為0.4312。而且邊際消費傾向呈現出兩極化趨勢:人均收入較高和收入較低的幾個省份(如上海、浙江、廣西、云南、陜西等)邊際消費傾向很高，人均收入水平居于中間的省份，邊際消費傾向較低，這也說明收入水平是影響邊際消費傾向最主要的因素之一，但兩者之間是非線性相關的。

(二)收入的穩定性度量

收入的不穩定是人們縮減消費、增加儲蓄的主要原因。由于目前統計資料的不完備，我們無法獲得農村居民的持久收入和暫時收入數據，只能根據弗里德曼的持久收入假說來估計。弗里德曼將實際收入分成兩部分，即

其中，， 分別為實際收入、持久收入和暫時收入，設 為實際消費，則

(2)

弗里德曼建議，對于時間序列數據，時刻的持久收入可以表示為各期實際收入的加權和:

(3)

在實際應用時，首先給定一個λ值，計算每年的持久收入觀測值，再由此計算暫時收入觀測值，然后估計模型 ，

反復修改λ值，直至取得滿意的結果。

我們利用1995-2007年各省農村居民的人均純收入序列，采用弗里德曼的方法(Milton Friedman，1957)估計持久收入序列，已知弗里德曼得到的最佳 值為0.33，故可采用收入的三階移動平均來近似表示持久收入，暫時收入為實際收入與持久收入之間的差值。在計算得到第t年的持久收入和暫時收入后，可用暫時收入占總收入的比重來表示收入的波動(即第t年的波動率)，并由此計算得到各省在1995-2008年間收入的平均波動率，見表2。

三、邊際消費傾向函數

根據上述分析，我們可以建立農村居民的邊際消費傾向函數:

(4)

式中， 代表第i個省的邊際消費傾向，為第i個省1995-2008的平均收入水平，為收入的平均波動率，代表收入的不穩定性因素; 為年平均CPI，代表同時期該省的物價水平。收入數據和CPI數據均來自《中國統計年鑒》。

運用普通最小二乘估計的結果顯示:方程整體顯著，但和

不能通過顯著性檢驗。首先剔除，再做估計，仍不顯著，但p值變小了，White異方差檢驗的統計量 為15.1210(p value=0.0568)，表明模型存在異方差，采用加權最小二乘修正后的結果如下:

(5)

模型的F統計量為54.9305，方程整體顯著，單個變量也均能通過5%的顯著性檢驗。模型的擬合優度為0.8592，表明模型擬合的較好。

四、結論與建議

從模型(6)的回歸結果可以得到如下結論:

一是農村居民的邊際消費傾向與其收入水平密切相關，但關系非線性。邊際消費傾向隨著收入水平的提高先降后升。二是農村居民的邊際消費傾向與收入的穩定性負相關，表明暫時收入占得比重越大，收入越不穩定，邊際消費傾向越低;三是農村居民的邊際消費傾向和農村居民的物價水平無關，物價的小幅變動不會影響居民的邊際消費傾向。

根據上述結論，針對我國農村居民目前的消費現狀，我們提出以下建議:

一是要確實提高農村居民的收入水平，只有人均純收入水平到達一定程度后(從回歸方程(7)中可以粗略估計約為4467元/年，即0.000243/(2×2.72×10-8))，農村居民的邊際消費傾向才會隨著收入水平的提高而增加，并且收入水平越高，增加的幅度越大。二是在收入增長的同時，要使收入的穩定性增加，即提高農民收入中永久性、固定性收入的比例。否則，收入增長的越快，穩定性越差，邊際消費傾向越低，新增收入的大部分將轉化為居民儲蓄，不利于宏觀經濟的良性循環。

參考文獻:

[1]蘇良軍.何一峰.金賽男.暫時收入真正影響消費嗎?——來自中國農村居民面板數據的證明[J].管理世界，2005(7):26-30.

[2]Milton Friedman(1957) .Theory of consumption Function[M].Princeton University Press. Princetion.pp220-224.

(作者單位:云南財經大學統數學院 )