韓紹? 漆雁斌 教授 通訊作者（四川農(nóng)業(yè)大學經(jīng)濟學院 成都 611130）

引言與文獻綜述

改革開放以來，我國農(nóng)村居民收入水平不斷提高，用于消費的支出也呈現(xiàn)上升趨勢，農(nóng)村居民家庭人均消費從1995年的138元上漲到2017年的11691元，平均增速11.74%。消費、投資和凈出口曾經(jīng)被譽為拉動經(jīng)濟快速增長的“三駕馬車”，然而過分依賴出口國外市場和國外投資，長期的經(jīng)濟發(fā)展會產(chǎn)生極其不利的影響，內(nèi)需不足成為困擾著我國經(jīng)濟發(fā)展的一大難題?；诖耍槍ξ覈r(nóng)村居民家庭消費函數(shù)的探索對于政府合理地進行宏觀調(diào)控具有重要意義，同時也是進一步刺激內(nèi)需來帶動經(jīng)濟發(fā)展、適應(yīng)經(jīng)濟新常態(tài)下的必然要求。

本部分文獻主要從異質(zhì)性消費群體和不同收入階層的消費函數(shù)來進行綜述。劉海生（2003）認為由于每個人的遺傳基因、受到教育以及經(jīng)歷的社會環(huán)境的不同，作為經(jīng)濟主體的有限理性人同樣不可能是同質(zhì)的，這也部分地解決了“異質(zhì)消費者”問題。黃金波（2014）通過研究發(fā)現(xiàn)中國城鄉(xiāng)居民之間存在完全不同的消費模式與習慣，因而分開研究城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民的消費行為更加可靠。張寬等（2016）基于1978-2014年我國農(nóng)村居民數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)我國農(nóng)村居民上期消費對當期消費影響最大，其次是當期收入和上期收入。田青（2010）基于1985——2008年我國城鎮(zhèn)居民的相關(guān)數(shù)據(jù)，通過研究發(fā)現(xiàn)高中低不同收入階層家庭的邊際消費傾向呈現(xiàn)遞減趨勢，其實證結(jié)果對于驗證絕對收入假說的成立提供了證據(jù)，并且通過分析系數(shù)變化提出城鎮(zhèn)居民在24年間消費行為發(fā)生了結(jié)構(gòu)性變化。郭慶旺（2013）根據(jù)西方經(jīng)典的消費假說構(gòu)建了不同收入階層的消費函數(shù)，經(jīng)過其理論推導(dǎo)得到不同收入階層的邊際消費傾向都是不同的，不同收入階層對當期收入、永久性收入和平均收入的關(guān)系呈梯級變化趨勢，但是郭慶旺只進行理論推導(dǎo)并沒有利用實證研究來驗證。

綜上所述，盡管國內(nèi)對于消費函數(shù)的研究非常豐富，但是進入經(jīng)濟新常態(tài)時期以來，很少有學者利用最近相關(guān)數(shù)據(jù)來研究農(nóng)村居民消費函數(shù)。張寬等（2016）通過利用1978——2014年數(shù)據(jù)取對數(shù)后進行彈性分析，這樣做雖然減小了異方差，但是在分析其經(jīng)濟意義時并沒有直觀體現(xiàn)西方消費函數(shù)模型中變量之間的具體關(guān)系。本文在其基礎(chǔ)上利用更加全面細致的理論模型，憑借最新的數(shù)據(jù)并由消費指數(shù)和收入指數(shù)得到實際人均消費和實際人均收入數(shù)據(jù)進行實證檢驗，并進一步通過分位數(shù)回歸發(fā)現(xiàn)只有對于中上水平的消費者，上期收入對于當期消費才有顯著的負向影響。目前政府缺乏針對消費的不同階段制定合適的促進農(nóng)村居民消費的政策，因此深入研究農(nóng)村居民家庭消費函數(shù)，分析不同消費水平時收入對消費的影響程度，無論是理論還是實踐層面，都具有重要意義。

理論模型與假說

凱恩斯（Keynes）提出了著名的絕對收入假說，即當期消費與當期收入存在線性關(guān)系，認為收入的絕對水平?jīng)Q定了當期的消費狀況，并且邊際消費傾向隨著收入的增加呈現(xiàn)遞減的趨勢，因此凱恩斯的消費函數(shù)為：

從（1）式可知，凱恩斯的絕對收入假說認為消費與收入的關(guān)系是相對穩(wěn)定的，但是后來經(jīng)濟學家們通過對經(jīng)驗數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)這種相對穩(wěn)定的關(guān)系過于理想化，這就受到費雪和布朗等人的批判。隨后杜森貝里（1949）引入了社會和心理因素嘗試從相對收入的角度來解釋消費行為，提出了“棘輪效應(yīng)”和“示范效應(yīng)”，即居民的消費支出不僅與以往消費習慣有關(guān)而且會受到社會中其他人的消費行為的影響。參考徐翠榮（2017）等將相對收入理論簡化為：

Modigliani、Brumberg及Ando以消費者是理性的和效用最大化為前提來研究個體的消費行為，并于1954年共同提出生命周期假說，即消費者會以效用最大化為唯一目標，根據(jù)自己一生的收入流來安排自己的消費行為，將個人的消費與整個生命周期的收入和財產(chǎn)聯(lián)系起來，綜合來安排自己的儲蓄和消費行為。為方便考察財產(chǎn)對于消費的影響，參考張寬（2016）等合并簡化后的函數(shù)設(shè)置形式：

隨后弗里德曼（1957）提出了持久收入假說，認為現(xiàn)期消費與當期的收入具有短暫的不穩(wěn)定的關(guān)系，由于當期收入只是暫時性的收入，當期收入只會決定瞬時消費，而對于持久性消費的影響十分有限，應(yīng)該通過持久收入來研究消費者的消費水平。持久收入假設(shè)消費函數(shù)可表示為：

理性預(yù)期假說認為，理性人會盡最大努力搜集與經(jīng)濟變量有關(guān)的信息來形成對變量的預(yù)期，經(jīng)濟主體都遵循效益最大化原則。根據(jù)盧卡斯提出的，經(jīng)過變換得到，由于Yp表示自然失業(yè)率下的收入，將其收入常數(shù)中，理性預(yù)期的消費函數(shù)可表示為：

實證檢驗

（一）數(shù)據(jù)來源與處理

本文選取1978-2017年的我國農(nóng)村居民家庭實際人均消費和實際人均收入的數(shù)據(jù)對上述消費函數(shù)理論進行實證檢驗。所需要的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)分別為每年的中國農(nóng)村居民消費基期，對農(nóng)村居民家庭人均純收入和消費進行平減，用實際值進行回歸分析。

（二）平穩(wěn)性檢驗

檢驗序列的平穩(wěn)性是時間序列分析的關(guān)鍵步驟，本文利用ADF單位根檢驗方法對我國農(nóng)村居民家庭實際人均消費C和收入Y進行平穩(wěn)性檢驗，檢驗結(jié)果見表1，Y和C均屬于二階平穩(wěn)單整序列，即Y-I（2）、C-I（2）。

（三）計量模型檢驗

各理論假說下消費函數(shù)的估計結(jié)果見表2所示。表2的總體回歸結(jié)果表明，我國農(nóng)村居民消費與收入的關(guān)系符合西方消費函數(shù)假說。模型（1）表明，當期農(nóng)村居民家庭人均收入對當期農(nóng)村居民消費是正向影響，系數(shù)為0.714，且估計顯著性也非常好，但其系數(shù)代表邊際消費傾向，從經(jīng)濟意義上來講，農(nóng)村居民每增加1元的收入，就會有0.714元用于當期消費，這明顯高估了農(nóng)村居民的邊際消費傾向，與我國實際情況不符。但是由系數(shù)的方向表明農(nóng)村居民當期消費會隨著當期收入份額的增加而增加，隨著當期純收入份額的減少而減少，此結(jié)論是符合理論與實際情況的。

模型（4）的結(jié)果顯示，雖然當期消費也與當期收入有關(guān)，但是從統(tǒng)計意義來看并不顯著，而且從經(jīng)濟學意義上講，當期收入前面的系數(shù)只有0.09，即當期收入每增加1元只會拿出9分錢用于消費，明顯不符合實際情況，過度低估了我國農(nóng)村居民的消費傾向。因此，持久性收入假說并不符合我國農(nóng)村的實際情況，估計結(jié)果不予考慮。

模型（5）相比較模型（2）而言，邊際消費傾向為0.288比模型（2）的0.246略高，但是上期消費的系數(shù)變得更低，只有0.654，雖然兩個變量前的系數(shù)都通過了顯著性檢驗，但是由于其包括的截距項系數(shù)沒有通過顯著性檢驗，相比較而言，模型（2）的估計結(jié)果更好。

模型（2）、（3）都能很好地解釋我國農(nóng)村居民消費特征。為明確兩模型對我國農(nóng)村居民消費特征解釋力度的強弱，需對兩模型實際的經(jīng)濟意義進行探究。

模型（2）：Ct=0.246Yt+0.722Ct-1

模型（3）：Ct=0.401Yt+0.812Ct-1-0.235Yt-1

模型（2）與模型（3）相比較，在相對收入假說下估計的消費函數(shù)中，當期收入每增加1元只會拿出0.246元價格指數(shù)、各年度的中國農(nóng)村居民收入價格指數(shù)、每年的中國農(nóng)村居民家庭人均名義純收入和家庭人均名義消費水平，由于2013-2017年農(nóng)村居民家庭收入價格指數(shù)缺少，利用對應(yīng)的消費價格指數(shù)代替，其余統(tǒng)計數(shù)據(jù)均來源于國家統(tǒng)計局網(wǎng)站。為了剔除物價因素的影響，將1978年設(shè)為用于當期消費，明顯低估了我國農(nóng)村居民的消費情況，而模型（3）在LCH理論假說下，消費函數(shù)模型能夠較為完美地解釋我國農(nóng)村居民消費特征，因此最終分析以模型（3）的估計結(jié)果為準。由LCH模型結(jié)果可知，在我國農(nóng)村居民中，家庭人均當期收入對消費的影響系數(shù)為0.401，即當期收入每增加1元，當期消費會增加0.401元；而前期收入對當期消費的影響系數(shù)為 -0.235，說明前期收入對當期消費具有負向影響，這是因為長期以來我國農(nóng)村居民的儲蓄率居高不下，而農(nóng)村居民更多地將前期的收入儲蓄起來，較高的儲蓄必然會抑制消費，導(dǎo)致農(nóng)村居民消費不足；前期消費對當期消費的影響系數(shù)最高，為 0.812。

表1 變量的ADF檢驗結(jié)果

表2 各理論假說下消費函數(shù)的估計結(jié)果

表3 LCH消費模型的分位數(shù)回歸

參考張寬等（2016）成果，為方便分析各期收入對消費的影響情況，可以將農(nóng)村居民上一期的消費當作是對未來預(yù)期的反應(yīng)，上一期的消費越多表明農(nóng)村居民認為其預(yù)期收入也會增加。則根據(jù)生命周期模型（3），對于農(nóng)村居民而言，影響最小的是農(nóng)民的上期收入，而對當期消費影響系數(shù)最大的是居民的預(yù)期收入。因此目前增加農(nóng)村居民家庭消費的主要著力點應(yīng)放在對預(yù)期收入的改善上，通過加大教育投入來促進農(nóng)村居民增收，從而改善農(nóng)村居民的消費。

因為模型（3）中考慮了變量滯后期的影響，因此需要對模型（3）進行殘差檢驗，序列相關(guān) LM 檢驗表明模型不存在自相關(guān)問題，這進一步說明生命周期消費理論能很好地解釋中國農(nóng)村居民消費特征。

（四）分位數(shù)回歸

在模型（3）的基礎(chǔ)上，本文利用分位數(shù)回歸進一步考察不同消費水平下農(nóng)村居民消費與收入的變化關(guān)系，回歸結(jié)果見表3所示。根據(jù)表3中的實證結(jié)果來看，前期收入系數(shù)只有在0.6和0.7分位數(shù)水平上顯著，這也找到了總體數(shù)據(jù)中前期收入系數(shù)只在10%水平顯著的原因，而各分位數(shù)水平下當期收入和前期消費的影響系數(shù)均在1% 水平顯著。在高分位數(shù)0.7水平下，往往對應(yīng)著農(nóng)村高收入人群，當期收入消費影響系數(shù)最高達到0.46，前期收入對消費影響系數(shù)負向效應(yīng)處于較高水平，反而前期消費的影響卻處于較低水平。這是由于較高消費人群往往收入較高，他們很自信自己的財政狀況，不需要靠預(yù)期收入來決定當期消費，而且高收入群體往往地位消費比重較大，而在農(nóng)村很注重自己的儲蓄資產(chǎn)，在保證自己地位不動搖的前提下，根據(jù)當期的收入來決定自己的消費水平。

隨著分位數(shù)水平上升，當期收入Yt影響系數(shù)不斷增大，上期消費Ct-1影響系數(shù)先上升后下降，前期收入Yt-1影響系數(shù)不斷減小。這說明，對于中低收入消費人群而言，重點增加其當期收入，積極改善其預(yù)期收入，完善農(nóng)村社會保障，降低農(nóng)村居民儲蓄，能夠明顯促進其消費水平提升；而對于較高消費人群，雖然消費水平已經(jīng)處于較高程度，但仍然不能忽視預(yù)期收入、當期收入和儲蓄對進一步提升其消費水平的影響。

由于生命周期模型（3）和分位數(shù)回歸的估計模型均需要驗證模型的穩(wěn)定性，因此參照龐世明（2014）和張寬等（2016）的做法，只對具有代表性的0.5分位數(shù)水平殘差進行檢驗。經(jīng)過檢驗，OLS殘差和分位數(shù)殘差估計的ADF值分別為-7.062和-7.398，模型殘差都在1%水平顯著，均為0階單整序列，說明模型估計具有穩(wěn)定性，從LCH消費理論中得出的觀點對于解釋我國農(nóng)村居民家庭的消費解釋是合理的。

結(jié)論與對策

收入在所有西方經(jīng)典消費理論中占據(jù)極其重要的地位，是理解農(nóng)村居民消費行為的關(guān)鍵指標或變量。正因為如此，本文通過實證研究發(fā)現(xiàn)：當期收入、上期消費和儲蓄對農(nóng)村居民當期消費都具有顯著影響，其中上期消費和當期收入對消費影響為正，儲蓄對當期消費影響為負。對于農(nóng)村居民而言，影響最小的是農(nóng)民的上期收入，而對當期消費影響系數(shù)最大的是居民的上期消費（預(yù)期收入）。針對不同消費水平的農(nóng)村居民進行分位數(shù)回歸發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村居民家庭的當期收入、上期消費和儲蓄對農(nóng)村居民當期消費的影響不同，對于低消費水平的農(nóng)村居民，當期收入、上期消費的正向影響效應(yīng)都較??；對于中等消費水平的農(nóng)村居民來說，當期收入的正向影響處于中等水平，而上期消費正向效應(yīng)處于最高水平；而農(nóng)村高收入人群中，當期收入的正向效應(yīng)和儲蓄的負向效應(yīng)均處于較高水平，反而上期消費的影響卻處于較低水平。

我國農(nóng)村當前消費問題的核心在于農(nóng)村居民家庭人均消費不足。因此，在短期內(nèi)可以采取相應(yīng)的政策提升當期收入以提高農(nóng)村居民家庭人均消費水平，但從長遠來看，政策的著力點應(yīng)該是在對預(yù)期收入的改善上，通過加大教育投入來促進農(nóng)村居民增收，從而改善農(nóng)村居民的消費。同時分位數(shù)的回歸結(jié)果表明，必須要區(qū)分不同的農(nóng)村消費水平下的居民，否則制定促進農(nóng)村居民的消費政策必然是有偏的，就像精準扶貧一樣，必須做到消費政策可以精準識別不同消費水平下的農(nóng)村居民，這樣才能起到點對點的扶持促進作用，切實做到提升中低等消費群體的收入。