摘要:本文利用1995-2008年中國(guó)農(nóng)村居民收入和消費(fèi)的省際面板數(shù)據(jù)，估計(jì)了各省農(nóng)村居民的長(zhǎng)期邊際消費(fèi)傾向，并建立了邊際消費(fèi)傾向函數(shù)，估計(jì)結(jié)果表明農(nóng)村居民的邊際消費(fèi)傾向隨著收入水平的提高先下降后上升，與收入的波動(dòng)負(fù)相關(guān)，但與物價(jià)水平無關(guān)。

關(guān)鍵詞:邊際消費(fèi)傾向;持久收入;收入波動(dòng);物價(jià)水平

引言

自1998年以來，啟動(dòng)內(nèi)需的問題已為人們所關(guān)注，國(guó)家采取了一系列積極的財(cái)政政策和貨幣政策，力圖擴(kuò)大內(nèi)需，但收效甚微。自2007年底開始，中國(guó)的出口持續(xù)減少，通脹嚴(yán)重，人民幣不斷升值，失業(yè)加劇。在出口受阻、投資過熱的情況下，人們又一次將經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展的希望寄托到擴(kuò)大內(nèi)需上。

雖然我國(guó)人口眾多，但我國(guó)的消費(fèi)市場(chǎng)始終不夠活躍。尤其是近年來，中國(guó)消費(fèi)率呈現(xiàn)出持續(xù)走低趨勢(shì)。1978年，中國(guó)的消費(fèi)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(fèi)率進(jìn)一步下降到55.4%，2005年更是降至38.2%，達(dá)歷史最低水平。消費(fèi)率持續(xù)降低的根源在于農(nóng)民收入增長(zhǎng)緩慢，消費(fèi)能力減弱。消費(fèi)的長(zhǎng)期不足必然導(dǎo)致國(guó)民經(jīng)濟(jì)失衡、失穩(wěn)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量下降。

農(nóng)村消費(fèi)市場(chǎng)沒有真正啟動(dòng)是中國(guó)消費(fèi)難以啟動(dòng)的根本原因。中國(guó)有近7.5億的農(nóng)村居民，農(nóng)村消費(fèi)市場(chǎng)具有巨大的潛力。盡管改革開放以來，我國(guó)農(nóng)民人均純收入逐年遞增，但邊際消費(fèi)傾向總體呈下降趨勢(shì)，且降幅較大。因此，弄清影響農(nóng)村居民邊際消費(fèi)傾向的原因，想辦法提高農(nóng)村居民的邊際消費(fèi)傾向，是擴(kuò)大農(nóng)村消費(fèi)需求的重要途徑之一。本文擬從統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)出發(fā)，建立農(nóng)村居民的邊際消費(fèi)傾向函數(shù)，并據(jù)此對(duì)影響農(nóng)村居民邊際消費(fèi)傾向的因素進(jìn)行定量分析。

一、關(guān)于農(nóng)村居民邊際消費(fèi)傾向的理論

邊際消費(fèi)傾向是指增加的消費(fèi)和增加的收入之間的比率。凱恩斯的絕對(duì)收入理論說:消費(fèi)支出是實(shí)際收入的穩(wěn)定函數(shù)，邊際消費(fèi)傾向隨著收入水平的提高呈遞減的趨勢(shì)。弗里德曼的持久性收入假說則認(rèn)為，消費(fèi)者的消費(fèi)支出不是由他的現(xiàn)期收入決定的，而是由他的持久收入決定的。理性的消費(fèi)者為了實(shí)現(xiàn)效用最大化，不是根據(jù)現(xiàn)期的暫時(shí)性收入，而是根據(jù)長(zhǎng)期中能保持的收入水平即持久收入水平來做出消費(fèi)決策的。這一理論將人們的收入分為暫時(shí)性收入和持久性收入，并認(rèn)為消費(fèi)是持久收入的穩(wěn)定函數(shù)。對(duì)于持久收入和暫時(shí)收入的分解，存在多種不同的方法，由此產(chǎn)生了許多不同的結(jié)論。蘇良軍等就認(rèn)為:整體而言，暫時(shí)收入對(duì)消費(fèi)的影響是非常顯著的，但不同的省市差異極大。

根據(jù)我國(guó)農(nóng)村居民的實(shí)際消費(fèi)情況，筆者認(rèn)為消費(fèi)需求的實(shí)現(xiàn)取決于兩個(gè)主要因素，消費(fèi)能力和消費(fèi)意愿。影響農(nóng)民消費(fèi)能力的主要因素是收入水平;而影響農(nóng)民消費(fèi)意愿的主要因素則是收入的穩(wěn)定性。此外，收入分配不均、物價(jià)水平等也會(huì)對(duì)農(nóng)民的消費(fèi)產(chǎn)生一定的影響。因此，邊際消費(fèi)傾向應(yīng)該是收入水平、收入穩(wěn)定性以及物價(jià)水平的函數(shù)。

二、變量與數(shù)據(jù)

(一)各省農(nóng)村居民邊際消費(fèi)傾向的估計(jì)

我們選取全國(guó)31個(gè)省市自治區(qū)的截面數(shù)據(jù)做樣本，根據(jù)凱恩斯的絕對(duì)收入假說，可以建立如下消費(fèi)函數(shù)模型來估計(jì)農(nóng)村居民的長(zhǎng)期邊際消費(fèi)傾向:

， (1)

式(1)中 代表第i個(gè)省的邊際消費(fèi)傾向，代表第i個(gè)省的自發(fā)性消費(fèi)。

為了獲得 的估計(jì)，我們收集了全國(guó)31個(gè)省、市、自治區(qū)1995-2008年農(nóng)村居民的年人均純收入(Income)和年人均生活消費(fèi)支出(Cons)的面板數(shù)據(jù)(數(shù)據(jù)來源:中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒，其中重慶市沒有1995和1996年的數(shù)據(jù))?？紤]到不同地區(qū)的消費(fèi)水平因受地緣經(jīng)濟(jì)等不易觀測(cè)或度量的因素的共同影響，常常會(huì)表現(xiàn)出顯著的同期相關(guān)性，因此將上述模型設(shè)定為似不相關(guān)回歸模型[8]。運(yùn)用EViews6.0軟件，估計(jì)模型(1)，得到各省農(nóng)村居民在1995-2008年間的平均邊際消費(fèi)傾向，見表1。

注:由于似不相關(guān)回歸要求樣本的時(shí)間長(zhǎng)度大于截面?zhèn)€體數(shù)，我們將樣本按地區(qū)分為三部分:東部、中部和西部。估計(jì)模型(1)時(shí)分東、中、西三個(gè)區(qū)域分別估計(jì)得到。

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

(二)收入的穩(wěn)定性度量

收入的不穩(wěn)定是人們縮減消費(fèi)、增加儲(chǔ)蓄的主要原因。由于目前統(tǒng)計(jì)資料的不完備，我們無法獲得農(nóng)村居民的持久收入和暫時(shí)收入數(shù)據(jù)，只能根據(jù)弗里德曼的持久收入假說來估計(jì)。弗里德曼將實(shí)際收入分成兩部分，即

其中，， 分別為實(shí)際收入、持久收入和暫時(shí)收入，設(shè) 為實(shí)際消費(fèi)，則

(2)

弗里德曼建議，對(duì)于時(shí)間序列數(shù)據(jù)，時(shí)刻的持久收入可以表示為各期實(shí)際收入的加權(quán)和:

(3)

在實(shí)際應(yīng)用時(shí)，首先給定一個(gè)λ值，計(jì)算每年的持久收入觀測(cè)值，再由此計(jì)算暫時(shí)收入觀測(cè)值，然后估計(jì)模型 ，

反復(fù)修改λ值，直至取得滿意的結(jié)果。

我們利用1995-2007年各省農(nóng)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(jì)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(dòng)平均來近似表示持久收入，暫時(shí)收入為實(shí)際收入與持久收入之間的差值。在計(jì)算得到第t年的持久收入和暫時(shí)收入后，可用暫時(shí)收入占總收入的比重來表示收入的波動(dòng)(即第t年的波動(dòng)率)，并由此計(jì)算得到各省在1995-2008年間收入的平均波動(dòng)率，見表2。

三、邊際消費(fèi)傾向函數(shù)

根據(jù)上述分析，我們可以建立農(nóng)村居民的邊際消費(fèi)傾向函數(shù):

(4)

式中， 代表第i個(gè)省的邊際消費(fèi)傾向，為第i個(gè)省1995-2008的平均收入水平，為收入的平均波動(dòng)率，代表收入的不穩(wěn)定性因素; 為年平均CPI，代表同時(shí)期該省的物價(jià)水平。收入數(shù)據(jù)和CPI數(shù)據(jù)均來自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

運(yùn)用普通最小二乘估計(jì)的結(jié)果顯示:方程整體顯著，但和

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

(5)

模型的F統(tǒng)計(jì)量為54.9305，方程整體顯著，單個(gè)變量也均能通過5%的顯著性檢驗(yàn)。模型的擬合優(yōu)度為0.8592，表明模型擬合的較好。

四、結(jié)論與建議

從模型(6)的回歸結(jié)果可以得到如下結(jié)論:

一是農(nóng)村居民的邊際消費(fèi)傾向與其收入水平密切相關(guān)，但關(guān)系非線性。邊際消費(fèi)傾向隨著收入水平的提高先降后升。二是農(nóng)村居民的邊際消費(fèi)傾向與收入的穩(wěn)定性負(fù)相關(guān)，表明暫時(shí)收入占得比重越大，收入越不穩(wěn)定，邊際消費(fèi)傾向越低;三是農(nóng)村居民的邊際消費(fèi)傾向和農(nóng)村居民的物價(jià)水平無關(guān)，物價(jià)的小幅變動(dòng)不會(huì)影響居民的邊際消費(fèi)傾向。

根據(jù)上述結(jié)論，針對(duì)我國(guó)農(nóng)村居民目前的消費(fèi)現(xiàn)狀，我們提出以下建議:

一是要確實(shí)提高農(nóng)村居民的收入水平，只有人均純收入水平到達(dá)一定程度后(從回歸方程(7)中可以粗略估計(jì)約為4467元/年，即0.000243/(2×2.72×10-8))，農(nóng)村居民的邊際消費(fèi)傾向才會(huì)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(zhǎng)的同時(shí)，要使收入的穩(wěn)定性增加，即提高農(nóng)民收入中永久性、固定性收入的比例。否則，收入增長(zhǎng)的越快，穩(wěn)定性越差，邊際消費(fèi)傾向越低，新增收入的大部分將轉(zhuǎn)化為居民儲(chǔ)蓄，不利于宏觀經(jīng)濟(jì)的良性循環(huán)。

參考文獻(xiàn):

[1]蘇良軍.何一峰.金賽男.暫時(shí)收入真正影響消費(fèi)嗎?——來自中國(guó)農(nóng)村居民面板數(shù)據(jù)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(cái)經(jīng)大學(xué)統(tǒng)數(shù)學(xué)院 )