摘 要：對國內外關于消費函數理論和模型的發(fā)展研究進行了簡要述評，整理了1985—2011年我國農村居民人均消費支出和人均純收入的相關數據，在誤差修正模型（ECM）的基礎上建立了我國農村居民的消費函數模型，并對如何促進我國農村居民消費、擴大內需提出了政策建議。

關鍵詞：農村居民；消費函數；誤差修正模型

中圖分類號：F323.8；F224 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2013）23-0065-04

改革開放30多年來，中國經濟迅猛發(fā)展，人民生活水平顯著提高。但與此同時也伴隨著很多突出問題亟待解決：城鄉(xiāng)居民收入差距不斷擴大，經濟運行存在下行壓力，物價上漲壓力持續(xù)不斷，經濟增長內生動力不強。在此情況下，廣大學者提出以擴大內需為加快轉變經濟發(fā)展方式的方向，切實加強經濟增長的內生動力。消費是國民經濟生產與再生產運行過程中非常關鍵的環(huán)節(jié)，消費既是生產的出發(fā)點，也是生產的落腳點。農村居民是我國人口構成的主要部分，其消費行為對國民經濟的推動作用至關重要，因此，我國農村居民消費問題已成為政策制定者關注的核心內容之一。利用消費函數理論和模型進行農村居民消費數量經濟研究對我國農村經濟建設與改革、國民經濟的持續(xù)穩(wěn)定發(fā)展具有重要的意義和作用。

一、西方消費函數理論的發(fā)展

消費函數理論是建立在消費者行為假設基礎之上、闡述消費與收入之間存在相關關系的系列假說。凱恩斯（1936）提出絕對收入假設，開創(chuàng)了消費函數理論的先河。杜森貝里（1949）提出了相對收入假設，莫迪利安尼提出生命周期假說，霍爾（1978）提出了隨機游走假說，促進了傳統(tǒng)消費理論的進一步發(fā)展[1]。這些假說以及近年來的研究成果共同構建了西方消費函數理論的研究框架體系。

（一）絕對收入假說

凱恩斯（1936）在《就業(yè)、利息與貨幣通論》中首先提出了消費函數理論。他指出，消費支出與收入水平密切相關，消費水平取決于收入的絕對水平，即為絕對收入假說。該假說的基本思想為：當期消費水平隨絕對收入水平的變化而變化，且邊際消費傾向遞減[2]。數學表達式如下：

Ct=b0+b1Yt+ut

其中，Ct表示當前消費支出；Yt表示當前收入；b0表示自發(fā)消費；b1表示邊際消費傾向（0

（二）相對收入假說

杜森貝里（Duesenberry，1949）在《收入、儲蓄和消費者行為理論》中提出了相對收入假說。他認為，消費并不取決于現(xiàn)期絕對收入水平，而取決于人們的相對收入水平。他假設消費者的偏好是互相影響的，且消費者的消費行為是不可逆的。示范效應說明人們的消費行為存在相互影響，棘輪效應解釋了平均消費傾向具有長期穩(wěn)定性[3]。其數學形式如下：

Ct=b0+b1Yt+b2Ct-1

其中，Ct表示當期消費支出，Ct-1表示上一期的消費支出，Yt表示當期收入，b0表示自發(fā)消費，b1表示邊際消費傾向，b2表示本期與上一期的消費比例。

（三）持久收入假說

弗里德曼（Friedman，1957）認為，人們的消費支出并非取決于現(xiàn)期收入，而是主要由其持久收入決定。持久收入是人們可預計到的長期收入，是其一生中可得收入的均值。該假說的基本觀點是：將消費者的收入和消費分為暫時性、偶然性和長期性，消費者的長期性收入決定其消費水平[4]。

（四） 隨機游走假說

霍爾（Hall，1978）在借鑒盧卡斯的思想方法的基礎上，提出了隨機游走假說。他認為，按PIH尋求效用最大化、具有理性消費預期的消費者的消費軌跡是一個隨機游走過程，不能通過任何變量進行下期消費的預測。隨機游走假說的提出推動消費函數理論研究進入新的階段。該假說引入了理性預期，將馬爾科夫過程應用于消費函數的研究中，使消費問題在不確定條件下進行研究成為可能[5]。其數學形式為：

Ct-1=Ct+εt

其中，Ct+1和Ct表示下期和當期消費，εt為不可預測的誤差。

（五）預防性儲蓄假說

預防性儲蓄理論將不確定性引入分析框架，在吸收了理性預期思想的基礎上，分析消費者跨期優(yōu)化選擇行為，拓展了生命周期—持久收入假說。里蘭德（Leland，1968）首次分析了產生預防性儲蓄的必要條件[6]。迪頓（Deaton，1989）指出，美國戰(zhàn)后消費路徑的實際斜率顯著高于由隨機游走假說得到的理論估計值，而預防性儲蓄假設可以合理地解釋這一現(xiàn)象，即消費的過度平滑性。弗萊文（Flavin，1981）提出的消費的過度敏感性雖與“過度平滑性”看似矛盾，但都可被預防性儲蓄假說解釋。

（六）流動性約束假說

扎德斯（Zeldes，1989）、迪頓（Deaton，1991）提出了流動性約束假說。他們認為，流動性約束可能導致消費者當期消費對可預測收入變化的過度敏感性，較高的消費信貸利率使得消費者放棄消費信貸以平滑消費[7]。具體消費者最優(yōu)消費路徑如下決定：

Max；st.Ct+（At+1-At）=Wt+rAt；At≥0

其中，P表示消費者的時間偏好或者主管貼現(xiàn)率，At表示消費者在第t期所有的財富，Wt表示勞動收入，r表示利率。

二、我國消費函數理論與模型的研究進展

改革開放30多年來，我國城鎮(zhèn)和農村居民的收入水平有了很大提高，居民消費行為也發(fā)生了較大變化。在此形勢下，對于我國居民消費函數理論與模型的研究成為經濟理論與實證研究的熱點之一，國內學者也獲得了一些研究成果。目前，針對我國農村消費行為的研究大體上可分為兩類：一是應用現(xiàn)有西方消費函數理論與模型對我國農民消費行為進行檢驗；二是借鑒西方消費理論，根據我國農村實際特點而提出適合我國國情的消費理論與模型，以此來解釋農民消費行為。

（一） 絕對收入假說理論的研究

臧旭恒（1994）從中國改革前后的兩個時期，以城鎮(zhèn)居民和農村居民兩個群體驗證了確定性條件的消費函數模型，其數學形式如下：

Ct=β0+βtYt+μt

其中，Ct表示居民消費，Yt表示居民可支配收入，β0為自發(fā)性消費，βt為長期邊際消費傾向。凱恩斯絕對收入假說可以解釋我國1978年以前的消費模式，但對之后的居民消費進行解釋時并不合適。王宏偉（2000）通過對我國農村數據的實證分析也證實了兩階段論。

劉建國（1999）對《中國統(tǒng)計年鑒》中的數據進行實證分析后指出我國城鎮(zhèn)居民的消費傾向明顯高于農村居民，與凱恩斯的“邊際消費傾向遞減規(guī)律”相違背。而王檢貴（2000）對1985—1997年的數據進行實證研究后發(fā)現(xiàn)，我國城鎮(zhèn)居民的消費傾向低于農村居民。楊天宇和文煥瑾（2008）也證實了我國農村消費不存在特殊性。

（二）相對收入假說理論的檢驗

臧旭恒（1994）對1981—1991年間的城鎮(zhèn)居民和農村居民兩類群體進行實證計量研究時發(fā)現(xiàn)，相對收入假說可以更好地解釋我國居民消費行為。許允彬和趙衛(wèi)亞（2007）把絕對收入假說和相對收入假說進行了整合，建立了更符合我國農民消費實際的模型，提出城鎮(zhèn)消費給農村消費帶來的示范效應會影響農民的消費行為。

（三）LC-PIH理論的研究

厲以寧（1992）研究后發(fā)現(xiàn)，LC-PIH假說不能合理解釋改革開放以來全部時期的數據。王信、趙志君（1996，1998）檢驗后發(fā)現(xiàn)，通過該模型得出的理論值與中國實際值擬合度不夠理想。然而，臧旭恒（1994）分別采用時間序列總量數據和家庭預算抽樣數據兩類數據進行分析，都證明該模型可較好地解釋我國居民消費行為。高夢滔等（2008）利用1995—2002年8個省份的面板數據進行實證研究后指出，我國農村居民的消費行為與LC-PIH的預期較好吻合。艾春榮和汪偉（2010）發(fā)現(xiàn)LC-PIH假說在很多發(fā)展中國家農村得到了證實。

（四）不確定性條件下的消費函數理論研究

臧旭恒（1994）通過對1978—1991年相關數據實證研究后發(fā)現(xiàn)，隨機游走假說不能適用于我國居民的消費實際。萬廣華等（2001）利用農業(yè)部的農戶家庭調查面板資料分析影響農民儲蓄的因素，發(fā)現(xiàn)我國農民的確存有顯著的預防性儲蓄動機。朱信凱（2005）通過實證分析得出我國農民消費行為表現(xiàn)出較強的過度敏感性，其主要原因在于農民預期收入的不穩(wěn)定性及較強的流動性約束。周建（2005）使用變參數模型構造狀態(tài)空間模型，研究了1979—2003年我國農村居民消費的過度敏感系數。田青和高鐵梅（2009）檢驗了不同收入群體消費的過度敏感程度，發(fā)現(xiàn)我國居民消費存在顯著的過度敏感性，且不同收入水平具有不同的過度敏感性，收入越低其消費敏感性越強[8]。

三、我國農村居民消費函數模型的實證分析

本文整理了1985—2011年我國農村居民的人均純收入和人均生活消費支出的相關數據，且都經過歷年農村生活消費物價總指數平減，然后采用誤差修正模型（ECM）進行檢驗，以消除可能存在的虛假回歸現(xiàn)象。

（一）ADF檢驗

通過ADF（Augmented Dickey-Fuller）檢驗來判斷農村居民人均生活消費支出XFt和人均純收入SRt是否具有平穩(wěn)性，同時確定它們的單整階數。令SR為人均純收入，XF為人均生活消費支出。

由表1可得，從1985—2011年末，我國農村居民人均生活消費支出的年均增長率為5.15%，而農民人均純收入的年均增長率為5.95%，收入的增長率略大于消費的增長率。2010年，我國城鎮(zhèn)居民家庭恩格爾系數為35.7%，而同期農村居民家庭恩格爾系數為41.1%，城鎮(zhèn)居民生活消費支出額是農村居民的3.3倍，城鄉(xiāng)消費差距水平較大。

由于XF和SR序列數值較大且增長呈非線性趨勢，本文采用lnXF和lnSR序列，對兩者進行ADF檢驗，結果如下：

從上可知，lnSR的ADF Test Statistic=-0.846 913，大于其1%—10%的臨界值，表明lnSR是非穩(wěn)定的。通過一次差分變換，t值通過檢驗，說明lnSR是一階單整序列。

從上可知，lnXF的ADF Test Statistic=2.768 517，大于其1%—10%的臨界值，表明lnXF是非穩(wěn)定的。通過一次差分變換，t值通過檢驗，說明lnXF是一階單整序列。

建立lnXF與lnSR的回歸模型，如下所示：

LNXF=0.924 309 002 113*LNSR-0.060 543 121 596 7

R-squared=0.992 811，Durbin-Watson stat=0.323 611，

F-statistic=3 452.632

由于DW=0.323 611，說明模型中參數項有較強的一階自相關性，通過在模型中加入滯后項，生成滯后模型，并進行檢驗，如下所示：

DW=1.728 149 044 040 314、F=3 273.920均通過，修正后的R2=0.997 765，擬合度很高。滯后模型如下所示：

LNXF=0.856 477*LNXF（-1）+0.845806*LNSR-0.707 902*LNSR（-1）-0.039 426

通過以上步驟，便消除了lnXF與lnSR的自相關性，由此可初步認為lnXF與lnSR具有長期穩(wěn)定關系。然后對lnXF與lnSR進行協(xié)整檢驗，生成et=resid序列，并對其進行ADF檢驗，檢驗結果如下：

et=-0.898 275et-1

t=-4.583 098 R2=0.465 758 DW=2.100 848

ADF Test Statistic=-4.583 098，小于其1%—10%的臨界值，表明lnXF與lnSR存在（1，1）階協(xié)整關系，具有長期穩(wěn)定性關系。

（二）建立ECM模型并檢驗

以上步驟建立了lnXF與lnSR的長期穩(wěn)定關系模型，然而，我們還要對其短期穩(wěn)定性關系進行檢驗，同樣以1988—2010年數據為依據，建立并分析農村居民消費支出增量ΔlnXF和純收入增量ΔlnSR之間的關系模型。此處以DLNXF表示，以DLNSR表示，建立模型，如下：

DLNXF=0.845 806*DLSR+0.137 904*LNSR（-1）-0.143 523*LNXF（-1）-0.039 426

即：Δlnxft=0.845 806*Δlnsrt+0.137 904*lnsrt-1-0.143 523*

lnxft-1-0.039 426

ECM模型形式如下：

Δlnxft=0.845 806*Δlnsrt-0.143 523*（lnxft-1-0.274 67-0.960 84lnsrt-1）

R-squared=0.799 916 Durbin-Watson stat=1.728 149

此回歸模型顯示在1985—2011年我國農村居民人均生活消費支出增量與其人均純收入增量存在穩(wěn)定關系，農村居民純收入增量的0.845 806倍用于農民生活消費支出，同時我國農村居民生活消費支出增量還受到之后一期農村居民純收入增量和生活消費支出增量的影響，但影響并不太顯著。

四、結論與政策建議

從以上ECM模型分析，我們可以看到，中國農村居民消費傾向較強。而鄭璋鑫（2009）通過相同方法測算我國城鎮(zhèn)居民的長期消費傾向為0.753 7，并指出庫茲涅茨等認為美國的長期消費傾向接近0.84-0.89 [9]。該模型實證結果符合凱恩斯絕對收入假說中的“邊際消費傾向遞減規(guī)律”，即我國農村居民收入低，所以農民的消費傾向應該比較高。當然，采用不同的模型和來源不同的數據實證分析得出的結論相差較大。不過，大多數學者研究后發(fā)現(xiàn)，我國農村居民的消費傾向的確較高，如王檢貴（2000）、楊天宇和文煥瑾（2008）對數據進行實證分析的結果表明，我國農村居民的消費傾向較高，進一步提高農民消費傾向已經非常困難。農村居民是我國人口的主體部分，與城鎮(zhèn)居民在收入和消費上的較大差距嚴重阻礙了我國“擴大內需戰(zhàn)略”的進展。在當前改革開放的攻堅時期，“擴大內需、轉變經濟發(fā)展方式”是整體國民經濟保持持續(xù)、健康、較快發(fā)展勢頭的根本途徑，而拉動內需的首要條件是居民持有充足財富、擁有消費信心，因此，切實努力提高農村居民收入是關鍵之舉。同時，我們應該采取以下幾點措施。

1.政府部門加大對農村的投資力度，為農民提高資金、信息、技術等方面的服務，促進農業(yè)生產的現(xiàn)代化，為農村居民的增收打好基礎；

2.加快打破我國當前城鄉(xiāng)二元經濟結構格局，統(tǒng)籌城鄉(xiāng)經濟協(xié)調發(fā)展。建立健全農產品市場，完善農產品定價機制，保證農村居民收入的穩(wěn)定性；

3.加大農村地區(qū)教育、醫(yī)療、衛(wèi)生、福利等方面的投資力度，逐步健全農村醫(yī)療體系，促進農村人力資本存量的積累，以增強農村居民的收入預期，進而促進消費支出；

4.建立健全農村勞動力就業(yè)市場，保證農村勞動力充分就業(yè)水平，并立法以保障農村就業(yè)人口的合法權益。

參考文獻：

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[8] 臧旭恒.中國消費函數分析[M].上海：上海人民出版社，1994.

[9] 鄭璋鑫.中國城鎮(zhèn)居民消費函數模型解析——基于誤差修正模型的檢驗[J].統(tǒng)計與決策，2009，（20）.