農村居民邊際消費傾向與其影響因素關系的實證分析

李承政，楊泰杰

（1.華南農業大學 經濟管理學院，廣州 510642；2.中山大學管理學院，廣州 510275）

0 引言

改革開放以來，中國社會經濟體制改革的不斷深化已對農村居民的消費行為產生了系統性的影響，農村居民的邊際消費傾向可能處于不斷變化之中，消費與收入之間可能存在著動態關系。然而，傳統的統計方法卻無法刻畫出這種動態關系。因此，利用什么方法來刻畫消費與收入之間的動態關系，1978年以來農村居民邊際消費傾向處于怎樣的變化之中，又是什么因素導致了這些變化，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階段政府制定合理的刺激消費的政策，并發展出解決農村消費不足問題的長效機制。

1 農村居民邊際消費傾向的影響因素

影響中國農村居民的邊際消費傾向的因素主要包括實際收入增長率、收入分配差距、消費習慣、不確定性和流動性約束等。

1.1 實際收入增長率

實際收入增長率的高低反映居民面臨經濟社會環境的好壞，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期，這使得他們在生活消費上敢于出手，消費傾向往往高于收入增長率低的年份，尤其是當他們認為收入的增長是具有持久性的時候，他們的消費傾向往往會出現比較大的上升。

1.2 收入分配差距

收入分配差距擴大可能導致居民整體消費不足（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傾向的機理如下：收入差距擴大會使國民財富中的絕大部分集中于少數高收入者手中，而高收入者的邊際消費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。大多數中低收入者雖有消費欲望卻由于收入水平過低而無力購買，他們的邊際消費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，他們的邊際消費傾向不斷下降會拉低居民整體的邊際消費傾向。本文以城鎮居民實際人均可支配收入與農村居民實際人均純收入的比值近似地代表居民收入分配差距。

1.3 消費習慣

消費習慣也是影響居民消費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、不同地區的居民邊際消費傾向不同，城鎮居民與農村居民的邊際消費傾向不相同，不同民族、種族、不同年齡段的居民之間的邊際消費傾向也不相同，這均與居民消費習慣息息相關。杜森貝利的相對收入假說將這種消費習慣對消費行為的影響稱為消費的“慣性”、“不可逆性”，居民的消費行為會受到這種消費“慣性”的影響。一般用被解釋變量的滯后一期作為“習慣”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，他們的邊際消費傾向很可能會下降。根據Leland（1968）提出的預防性儲蓄理論，他認為，隨著收入不確定性的增加，居民只能通過增加預防性儲蓄來避免收入的不確定性所帶來的不利影響。居民通過現期增加儲蓄，在未來收入下降能夠利用這些預防性儲蓄來平滑消費，使自己在未來收入水平下降時不至于大幅降低消費水平。流動性約束也會影響居民的消費行為，在其他條件相同的條件下，受流動性約束的居民往往消費傾向比較低（Zeldes，1989）。國內已有研究表明，不確定性和流動性約束是我國農村居民消費傾向下降的原因（劉建國，1999；杜海韜、鄧翔，2005；高夢滔等，2008）。我國農村地區信貸不發達，金融機構少，而且農民收入水平低且不穩定，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一些。為了應付將來大額消費支出和避免因融資困難所帶來的不便，我國農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合，將進一步提高居民儲蓄傾向。本文以農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 狀態空間模型及農村居民時變邊際消費傾向

本文運用狀態空間模型估計了中國農村居民消費函數，并計算出時變邊際消費傾向序列。

2.1 農村居民消費函數變參數模型（time-varying parame?ter model）

假設農村居民的消費函數模型服從持久收入假說，即假設消費C與持久收入Yp的長期函數關系為：

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

考慮到經濟體制改革、外界沖擊等會改變農村居民的消費行為，方程（2）可修改為時變參數模型：

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

對方程（3）兩邊取對數，并假設βt服從AR（1），則有：

其中β0=lna,μt和θt為誤差項，假設它們都服從零均值、方差為常數的正態分布，且相互獨立。方程（5）和（6）構成了所謂的狀態空間模型。方程（5）為“信號方程”（signal equation），方程（6）為“狀態方程”（state equation）。

2.2 估計結果及邊際消費傾向的計算

利用1978～2008年我國農村居民實際人均生活消費支出和實際人均純收入的統計數據，并運用卡爾曼濾波（Kalman Filter）算法估計狀態空間模型如下：

其中，估計值下的括號內的數字為Z統計值，利用上面的估計結果并通過計算式（9）便可求出我國農村居民邊際消費貨幣的估計值。

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

2.3 單位根檢驗和協整檢驗

狀態空間模型基于解釋變量與被解釋變量之間協整的基礎之上，為了避免偽回歸現象，本文對lnC和lnY進行單位根檢驗和協整檢驗，結果見于表1和表2。單位根檢驗結果顯示，lnC和lnY都是二階單整序列，即服從I(2)。協整檢驗結果表明，lnC和lnY之間存在協整關系。

圖1 我國農村居民邊際消費傾向的計算結果

3 實證分析結果

表1 各變量ADF單位根檢驗結果

表2 Johansen協整檢驗結果

3.1 模型的建立

根據第三部分的分析，本文建立以下模型：

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

表3 各變量的ADF檢驗結果

3.2 單位根檢驗

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

3.3 模型估計結果

方程（10）的估計結果見于表4，對各殘差序列進行單位根檢驗，發現其皆為平穩序列，即模型存在協整關系。未包含消費習慣的模型中（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，城鄉實際收入比（Ratio）系數的符號與預期相符，但其影響并不顯著。將消費習慣考慮在內的模型中（回歸2），滯后一期邊際消費傾向的影響顯著，其它解釋變量系數的顯著性水平未發生實質性的變化。將不顯著的Ratio剔除后（回歸3），剩余的解釋變量的系數的大小和顯著性均未發生太大的變化，說明模型估計的系數比較穩健。因此，本文結論如下：消費習慣、實際收入增長率、不確定性和流動性約束是農村居民邊際消費傾向的主要影響因素。消費習慣和實際收入增長率對邊際消費傾向有正向影響，而不確定性和流動性約束對邊際消費傾向有負向影響。

表4 模型估計結果

圖1顯示，農村居民的邊際消費傾向在20世紀90年代出現大幅下降，本文實證分析結果對此給出了一個很好的解釋：農村居民實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村居民邊際消費傾向大幅下降的主要原因。20世紀90年代，我國開始全面推進市場化改革，價格信號發揮了越來越重要的作用，在價格刺激下，農民盲目擴大生產，農產品市場出現供大于求的情況，農產品價格不斷走低，農民面臨增產不增收的困境。與此同時，農村稅費出現了大幅增長，農民負擔不斷加重。上述兩個因素共同作用，導致此時期我國農村居民收入增長緩慢甚至停滯。市場經濟條件下，農村居民面臨著更大不確定性，而金融機構出于風險考慮，大幅減少涉農貸款，部分銀行甚至撤離了農村市場，農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，農村居民不斷增加預防性儲蓄，以防患于未然。

4 結論

本文通過構建狀態空間模型對中國農村居民時變參數消費函數進行了估計，并對邊際消費傾向和其影響因素之間的關系進行實證分析，主要結論如下：消費習慣、實際收入增長率、不確定性和流動性約束是影響農村居民邊際消費傾向的主要因素。實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90年代農村居民邊際消費傾向出現大幅下降的原因。雖然，自2000年以來農村居民的邊際消費傾向出現了恢復性的上升，但目前農村消費不足依然是制約我國經濟持續增長的一個重要因素。要解決農村消費不足的問題，政府應通過不斷地加強對農業、農村、農民的支持力度，確保農民收入持續、穩定、高速地增長，此外，還應逐步建立和完善農村居民個人消費信貸制度，使廣大農村居民免受流動性約束的制約。

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