■ 李 偉 博士（長江師范學院財經學院 重慶 408100）

相關研究概述

教育是人力資源開發(fā)的最重要形式，勞動者的受教育程度越高，收入水平一般也會越高。關于教育與收入之間的關系，國內外已有大量學者開展了理論與實證的研究，并取得了豐富的研究成果。但是，關于教育與消費之間的關系，卻很少有學者給予關注。

馬斯洛的需要層次理論認為，人們的需要是分層次的，當一種需要得到滿足后，就會追求更高層次的需要。在現(xiàn)代社會，人們基本的生活需要已得到滿足，將會追求諸如健康、快樂、享受、發(fā)展等更高層次的需要，而要滿足這些高層次的需要，就需要消費者具備較強的消費能力。教育可以培養(yǎng)人們的生產能力，教育同樣也可以培養(yǎng)人們的消費能力。由于人力資本投資理論更多關注人的生產者屬性，不太關注人的消費者屬性，因而導致研究者很少涉足教育與消費之間的關系的研究。貝克爾（2007）在其《人力資本理論：關于教育的理論和實證分析》一書的序言中指出“忽視教育對消費的影響是當前人力資本理論研究存在的一個問題”。

近年來，我國已有少數(shù)學者開始關注教育對消費的影響。葛雪峰、武春友（2010）利用離散選擇模型分析了影響旅游消費者選擇不同旅游產品的因素，其中的一個結論是人們的受教育程度越高，越傾向于增加對歷史民俗類旅游產品的消費。張洪等（2014）利用因子分析法研究了影響城市居民國內旅游需求的影響因素，其中城市居民的受教育程度是一個重要的影響因素。葉春輝等（2008）采用1991-2004年的中國健康和營養(yǎng)調查的相關數(shù)據(jù)，分析了受教育程度對農村居民的醫(yī)療消費決策和醫(yī)療支出的影響，其研究結果表明，受教育程度對農村居民的醫(yī)療消費支出并不顯著。張學敏、何酉寧（2006）利用2004年我國31個?。ㄊ小^(qū)）的相關數(shù)據(jù)，計算了具有大專以上學歷的人數(shù)所占的比重與居民消費水平之間的相關系數(shù)，其計算結果表明兩者之間的相關系數(shù)為0.8。李軍等（2015）利用2003-2012年的省級面板數(shù)據(jù)分析了教育對城鎮(zhèn)居民消費結構的影響。其研究結論表明，教育程度對消費結構具有顯著的正向影響，即教育程度越高，城鎮(zhèn)居民用于非基本生活消費支出占總支出的比重越大，但如果將收入作為控制變量加入計量模型后，教育程度對城鎮(zhèn)居民消費結構的影響不再顯著。本文將在借鑒上述研究的基礎上，嘗試著從理論上分析教育是如何影響消費的，并利用我國2000-2012年各?。ㄊ小^(qū)）關于農村居民的相關統(tǒng)計數(shù)據(jù)，將收入和滯后一期的消費作為控制變量，通過構建動態(tài)面板模型（Dynamic Panel Data Models），實證分析教育對消費的影響。

表1 變量描述性統(tǒng)計

在我國經濟快速發(fā)展的過程中，投資和出口對GDP的貢獻率在絕大多數(shù)年份都達到了50%以上，消費不足的問題始終是制約我國經濟持續(xù)健康發(fā)展的一個重要因素。雖然我國的城鎮(zhèn)化發(fā)展很快，但是仍有接近一半的人口生活在農村，并且農村居民消費不足的問題更加明顯。因此本文的實證部分將以農村居民的消費為例，分析教育程度對消費水平的影響。

教育影響消費的機制分析

隨著電子商務的快速發(fā)展，人們不但可以通過互聯(lián)網搜尋各種各樣的商品，還可以通過互聯(lián)網下訂單甚至直接進行支付。人們既可以通過“京東”、“當當”等網絡購買諸如圖書、家用電器等商品，也可以通過“去哪兒網”、“攜程網”等網絡購買各種各樣的旅游服務。很難想象，一個未受過任何教育的人能通過互聯(lián)網去搜尋和購買商品或者服務。因此，可以認為在當代社會，受教育程度越高的人，其搜尋商品和購買商品的能力也會越強。此外，隨著科技的快速發(fā)展，商品的智能化程度也越來越高，正確使用或操作相關商品也需要消費者具備一定的教育水平。本文將搜尋商品、購買商品和使用商品等能力定義為消費者的消費能力。一個顯而易見的結論是消費者的教育程度越高，其消費能力越強。

下面將通過一個簡單的數(shù)理模型分析教育是如何影響消費的。假設消費者對某種商品的消費數(shù)量為q，從消費該商品所得到的效用為u（q）。由于在消費前需要搜尋商品、購買商品以及學會使用商品，即需要消費者付出努力，這可以當作是消費者需要付出的成本，用c（q）表示。則消費者的凈效用函數(shù)為：

w=u(q)-c(q)

其中，w表示消費該商品的凈效用。由于隨著教育程度的增加，人們的消費能力（搜尋商品、購買商品和使用商品等能力）會增加，因此一個教育程度比較高的人在消費商品時付出的努力會低一些，即付出的成本會低一些。假定效用函數(shù)u（q）的具體形式為lnq，具有較高教育程度的消費者付出的成本c（q）的具體形式為α q，具有較低教育程度的消費者付出的成本c（q）的具體形式為β q，并且α<β。則：

表2 動態(tài)面板模型估計結果

高教育程度消費者的最優(yōu)化問題為：

低教育程度消費者的最優(yōu)化問題為：

求解上述最優(yōu)化問題，可得到高教育程度消費者的最優(yōu)消費數(shù)量q*H=1/α，低教育程度消費者的最優(yōu)消費數(shù)量為q*L=1/β，由于α<β，因此q*H>q*L，即由于具有較高教育程度的消費者具有較強的消費能力，從而使他們在消費同樣數(shù)量的商品時付出的努力（成本）會低一些，為追求效用最大化，高教育程度的消費者將選擇消費更多的商品（或服務）。

計量模型與變量分析

（一）計量模型

與截面數(shù)據(jù)和時間序列數(shù)據(jù)相比，面板數(shù)據(jù)可以控制個體異質性，并且具有更多的信息、更大的自由度以及更高的效率，因此本文利用我國31個?。ㄊ?、自治區(qū)）2000-2012年的面板數(shù)據(jù)來檢驗農村居民的教育程度對其消費水平的影響。計量模型的被解釋變量為農村居民的生活消費支出，主要關注的解釋變量為農村居民的教育程度。

杜森貝利（Duesenberry）的相對收入消費理論認為，消費者在決定消費時會受到自己過去的消費習慣的影響，即消費具有慣性，因此本文將農村居民滯后一期的生活消費支出作為控制變量引入計量模型。

凱恩斯（Keynes）的絕對收入假說認為決定消費的最重要因素是當前的收入水平，而費里德曼（Friedman）的持久收入假說認為，人們在計劃消費時更多地考慮長期的、持久的收入?？傊?，在影響消費的諸多因素中，收入是不可忽視的因素。因此本文也將農村居民的收入水平作為控制變量引入計量模型。

此外，宏觀經濟的波動也可能會影響到農村居民的消費水平，為了反映宏觀經濟波動的影響，本文在計量模型中加入了時間虛擬變量。具體的計量模型為：

其中，lnconsumit表示農村居民生活消費支出的對數(shù)，lnconsumi，t-1表示滯后一期的農村居民生活消費支出的對數(shù)；lnincomeit表示農村居民純收入的對數(shù)；lneducationit表示農村居民教育年限的對數(shù)；β1-β3為待估系數(shù)；下標i表示地區(qū)，t表示時間；αi為不可觀測的個體效應；δt為時間效應，即時間虛擬變量；εit為隨機誤差項。由于解釋變量包括滯后一期的被解釋變量，因此該計量模型為動態(tài)面板模型（Dynamic Panel Data Models）。

（二）變量分析

本文用于計量分析的數(shù)據(jù)均來源于2001-2013年的《中國農村統(tǒng)計年鑒》。各省（市、區(qū)）農村居民的人均生活消費支出和人均純收入的數(shù)據(jù)可以直接在《中國農村統(tǒng)計年鑒》查找到。但是農村居民的教育年限并不能直接通過《中國農村統(tǒng)計年鑒》進行查找。《中國農村統(tǒng)計年鑒》只有關于各?。ㄊ?、區(qū)）農村勞動力的文化狀況的統(tǒng)計，即不識字或識字很少、小學程度、初中程度、高中程度、中專程度、大專及大專以上勞動力占農村勞動力的比重。本文用農村勞動力的受教育程度代表農村居民的平均受教育程度，并且采用Psachropoulos（1976）提供的方法計算農村居民的平均教育年限。具體的計算公式為：農村居民平均教育年限＝不識字或識字很少所占比重×0+小學比重×6+初中比重×9+高中比重×12+中專比重×12+大專及以上比重×15。在進行計量分析時，為了減少異方差的影響，對人均生活消費支出、人均純收入和教育年限都取對數(shù)。變量的描述性統(tǒng)計見表1。

我國農村居民的教育程度和消費水平在地區(qū)之間存在著較大差異。從根據(jù)上述方法計算得到的教育年限來看，北京市的農村居民平均教育年限最高，2000-2012年期間的平均值達到10.01年，排在全國第1位。西藏自治區(qū)的農村居民平均教育年限最低，2000-2012年期間的平均值只有3.35年，排在第31位。從人均生活消費支出來看，北京市農村居民在2000-2012年期間的平均生活消費支出為4048元，排在全國第二位，西藏自治區(qū)的農村居民在此期間的平均生活消費支出為1253元，排在第30位。圖1是農村居民人均生活消費支出與人均教育年限的散點圖。從圖1可以看出，農村居民的人均生活消費支出與人均教育年限之間呈現(xiàn)出較強的正相關關系。

估計結果與分析

在本文的計量模型中，解釋變量包含了被解釋變量的滯后項lnconsumi，t-1，該模型為動態(tài)面板模型。由于lnconsumit是誤差項εit的函數(shù)，顯然lnconsumi，t-1也是εit的函數(shù)，因此解釋變量lnconsumi，t-1就與誤差項εit相關，即使εit不存在序列相關，普通最小二乘估計量（OLS）也是有偏和不一致的。對于固定效應（FE）估計量，雖然組內變換剔除了αi，但是在εit不 存在序列相關的情況下仍和相關。這是因為含有εi，t-1，顯然lnconsumi，t-1與εi，t-1是相關的，因此lnconsumi，t-1就和相關。Nickel（1981）證明固定效應（FE）估計量是有偏的。即使個體數(shù)增大時，也不能收斂到一致估計。Arellano and Bond（1991）提出使用差分GMM估計以解決動態(tài)面板模型估計過程中存在的變量內生性問題對估計參數(shù)帶來的偏差，但該方法無法估計不隨時間變化的變量的系數(shù)，并且對時間跨度較長的面板數(shù)據(jù)會導致弱工具變量的問題?？紤]到差分GMM的缺陷，Arellano and Bover（1995）重新回到差分之前的水平方程，提出了“水平GMM”的估計方法。Blundel and Bond（1998）則將差分GMM和水平GMM結合在一起，提出了系統(tǒng)GMM估計方法。系統(tǒng)GMM方法同時利用了差分方程和水平方程的信息，可以提高動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型估計的效率。

圖1 農村居民人均生活消費支出與人均教育年限散點圖

本文將采用系統(tǒng)GMM方法對模型進行估計，以克服內生性及個體異質性問題。用系統(tǒng)GMM進行估計的前提條件是誤差項εit不存在序列相關。即使εit不存在自相關，但是εit的一階差分仍將存在一階自相關。因此如果差分后的誤差項只存在一階自相關而不存在二階自相關，就可以認為誤差項不存在序列相關。系統(tǒng)GMM估計的一個主要特征是矩條件的個數(shù)隨著時期T的增大而增加，矩條件過多雖然可以增加有效性，卻引入了有偏性，因此進行系統(tǒng)GMM估計所使用的工具變量是否有效還需要進行過度識別檢驗。在隨后的估計結果中，本文將給出檢驗誤差項εit是否存在序列相關的AR（1）和AR（2）統(tǒng)計量以及檢驗“所有工具變量是否有效”的Sargan統(tǒng)計量。

表2 是對動態(tài)面板模型進行系統(tǒng)GMM估計的結果。系統(tǒng)GMM估計的AR（1）統(tǒng)計量的p值表明誤差項的一階差分存在一階自相關，但不存在二階自相關，因此可以判斷誤差項εit不存在自相關，滿足系統(tǒng)GMM估計的前提條件。判斷整個工具變量是否有效的Sargan統(tǒng)計量的P值為1，完全無法拒絕“工具變量均有效”的原假設。

在用系統(tǒng)GMM進行估計后，一般還需要對計量模型的解釋變量中是否應該包括被解釋變量的滯后項進行穩(wěn)健性檢驗。檢驗的方法就是分別對動態(tài)面板模型進行OLS估計、FE估計和系統(tǒng)GMM估計，然后對用這三種方法估計得到的被解釋變量的一階滯后項的系數(shù)進行比較。對于動態(tài)面板模型，雖然OLS估計和FE估計是不一致的，但是OLS可以給出被解釋變量的一階滯后項的估計參數(shù)的上界，而FE可以給出該參數(shù)的下界。如果動態(tài)面板模型的設定是合理的，則用系統(tǒng)GMM估計得出的被解釋變量的一階滯后項的參數(shù)將位于OLS估計和FE估計所得到的參數(shù)之間。從表2可以看出，用系統(tǒng)GMM 估計得到的lnconsumi，t-1的系數(shù)為0.747，而OLS估計和FE估計得到的系數(shù)分別為0.921和0.699。因此本文的模型設定是合理的。

從系統(tǒng)GMM估計的結果來看，農村居民的教育程度對其消費水平具有顯著的正向影響，這與理論推導的結論是一致的。農村居民的受教育年限增加1%，則生活消費支出將增加0.17%。此外，滯后一期的消費對本期的消費具有正向影響，并且非常顯著，這說明消費具有慣性，符合杜森貝利的消費具有“棘輪效應”的假說。收入水平對農村居民的消費也具有顯著的正向影響，這也符合經濟理論和人們的一般經驗。

結論

本文首先從理論上分析了教育影響消費的機制，然后利用我國2000-2012年的省際面板數(shù)據(jù)，在控制了滯后一期和當期收入的情況下，用系統(tǒng)GMM方法估計了農村居民的教育程度對其消費水平的影響。理論分析和實證分析的結果均表明農村居民的教育程度越高，人均生活消費支出也越高。進入21世紀以來，國家加大了對農村教育事業(yè)的投入力度。2003年國務院在召開的新中國成立以來第一次全國農村工作會議上，決定將新增教育經費主要用于農村。2005年國務院決定將農村義務教育全面納入國家財政保障范圍。到2007年，農村已全面實現(xiàn)了免費義務教育。但是目前農村的教育投入與城市相比還存在著巨大差距，農村居民的教育程度還遠遠落后于城市居民。當前應繼續(xù)加大對農村教育事業(yè)的投入，在鞏固農村義務教育普及成果的基礎上，以中等職業(yè)教育為重點，加快普及農村高中階段教育。發(fā)展農村教育事業(yè)，不但可以提高農村居民的生產能力，為我國現(xiàn)代農業(yè)的發(fā)展積累豐富的人力資本，同時還可以提高農村居民的消費能力，有助于我國擴大內需政策的有效實施。

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