转轨时期我国居民消费行为的区域特征与城乡差异
转轨时期我国居民消费行为的区域特征与城乡差异
转轨时期我国居民消费行为的区域特征与城乡差异
作者：战明华
许月丽
文章来源：中国农村观察
发表时间：2013-12-20
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内容提要：本文在对凯恩斯消费理论和永久性收入假说理论进行分析的基础之上，利用样本数据在数据平稳与非平稳两种情况下对我国不同地区城乡居民的消费行为特征进行了经验实证，并分析了所得结论背后的经济学成因。
转轨时期我国经济呈现出如下两个基本的特征：一是区域经济发展日趋不平衡；二是城乡二元经济结构日益分化。这种经济发展特征的一个后果是，不同经济发展水平的地区和城乡居民之间面临着不同的收入和风险等消费支出约束条件，因而可能导致不同地区和城乡居民之间呈现出不同的消费行为。对此消费行为进行实证分析的理由之一是，这种由经济发展不平衡所导致的消费行为特征将对我国经济增长的未来走势产生重大影响。
一、消费函数研究回顾：理论分歧与经济含义
在经济分析中，消费理论是一种比较成熟的理论。人们根据对不同消费行为特征的理解，提出了解释居民消费行为的各种各样的模型。不过，凯恩斯消费理论以及在此基础上进一步深化的永久性收入假说理论在其中占有重要地位。基于基本的心理法则，凯恩斯（1936）指出了消费者消费行为的两个特征：一是当期消费与当期收入成正比；二是当期消费的变化要小于当期收入的变化。这一假设的模型化形式为：
Ct=a+bYt+εt
（1）
这里，Ct和Yt分别表示第七期的消费与收入；a、b分别表示自主性消费支出与边际消费倾向，且a
0，0
凯恩斯消费理论的批评者认为，这一理论是建立在对消费者消费心理的主观判断上，因而缺乏相应的微观基础作为支撑。在他们看来，由于当期的消费水平不仅将通过储蓄直接影响未来的消费，而且还会通过资本积累影响未来的经济增长，从而间接地影响未来的消费，因而当期消费的决定不会像凯恩斯所主张的那样，仅取决于当期的收入，它必然是一个消费者跨期最优选择的结果。因此，假设效用贴现率为β，利率为r，t期的效用函数、财富、工资、消费分别为u（Ct）、At、Wt，Ct，则在离散的情况下，这一过程可以由如下的最优规划来表述：
max∑∞t=0
βtu（Ct）
（2）
S．T．Ct+（At+1-At）＝Wt+rAt
上述规划是一个垂直可变终结点问题，初始条件是初始的财富，是A0。为了保证最优路径的惟一性，还必须给出一个横截条件，这个条件就是非蓬齐对策（No-Ponzi
Game
Condition）条件：
式（2）约束项两边同除以1/（1+r）t，然后，左右两边分别进行无穷和加总可得：（4）
式（4）表明，消费者消费行为决策所面临的是一个跨期预算约束的问题，消费的决定不仅与当期财富水平有关，还取决于消费者整个生命周期内的所有财富现值总和。据此，弗里德曼（Friedman，
1957）提出了消费理论的永久性收入假说。这一假说可通过以下模型来说明：
与式（1）相似，这里a′、b′、ε′i分别表示自主性支出、边际消费倾向和观测的误差项。但不同于式（1）的是，这里Yi＝Yp＋Yt，其中，Yp表示永久性收入，YT表示暂时性收入。式（5）与式（1）比较可知，永久性收入假说实际上是对凯恩斯消费理论的一种深化。对式（5）两边求因变量与自变量的协方差可得：（6）（7）
这里符号COV（·）和VAR（·）分别表示协议差与方差。上述变换过程中用到了消费取决于永久性收入以及暂时性收入的数学期望为0的假设。由式（6）、（7）可知，消费函数的斜率取决于永久性收入与暂时性收入波动的对比，而截距则与永久性收入的平均值以及斜率有关。
关于永久性收入的度量，弗里德曼认为可用如下的几何分布滞后模型来表述：（8）
这里0＜λ＜1，表示前面各期消费对永久性消费影响的衰减率，而β0则表示当期消费对永久性消费的影响，Yt-i表示第t-i期的收入水平。式（8）暗含人们通过适应性预期来决定永久性收入的假定。也就是说，人们是利用从前一期得到的有关收入的信息来对下一期收入做出预测的。式（5）与（8）结合，经简单的考伊克（Koyck，1954）变换后，可得用于实证的永久性收入假说模型如下：
Ct＝a′+αYt+βCt-1+ut（9）
其中α=β0，β=λ，Ct-1为第t-1期消费，ut是观测误差项。在实证检验当中，若所得的统计分析结果表明β是显著非0的，则永久性收入假说就可以被认为是正确的。因为若β是统计上不为0的，则表明以后各期的收入对当期的消费均有影响。在下面的分析当中，我们将利用不同地区城乡居民消费-收入数据分别对式（1）和（9）进行估计。
二、数据说明
考虑到数据的可得性，笔者利用我国的总量数据以及包括福建、广东、上海、青海、陕西、湖南等6个省市在内的数据对上述两个模型进行参数估计。根据模型的设定，在实证检验中笔者将用到居民收入和居民消费两个变量，其中，以人均纯收入指标作为农村居民收入水平的度量，以人均可支配收入作为城镇居民收入水平的度量。由于统计口径的不一致，对于居民消费，湖南所用的是人均总支出指标，其它省份所用的则是人均消费支出指标。上述数据分别来自2002年的《中国统计年鉴》以及各相应省份2002年的统计年鉴。数据的样本区间分别为：福建、广东的数据为1980～2001年的；上海的城镇数据为1980～2001年的，农村数据则为1990～2001年的；青海为1984～2001年的；陕西、湖南的数据为1990～2001年的。另外需要说明的是，为了进行比较，对于我国的总量情况，笔者分别利用截面与时序数据进行了估计。其中，截面数据来自2001年全国31个省市自治区的数据，时序数据的样本区间也是1980～2001年。
三、实证结果
表1(略)和表3(略)分别给出了基于凯恩斯模型与永久收入模型的经验估计结果。由表1(略)可知，不同样本组回归结果的一个共同特点是：表示回归直线拟合优度的R2值和当期收入系数估计值的T统计值均较高。这表明当期收入确是影响当期消费的重要因素。这一结果与凯恩斯的预期假设是相一致的。另外，从全国农村的时序数据与截面数据的样本回归结果比较来看，笔者可以严格地拒绝时序数据的常数项为0的假设，但笔者却不能拒绝截面数据常数项为0的假设。由于截面数据的不同样本之间的波动起因主要是地区收入水平与消费习惯等的不同，因此，永久性收入假说似乎可以用来解释这种回归结果的差异。但实际上，由于时序数据的斜率估值要大于截面数据，且截面数据的斜率估值并不接近于1，因此，永久性收入假说并不能用来解释这一现象。要对这一结果进行有效的解释，还须要寻求新的角度。实际上，线性回归方程中常数项的另一个含义是在当期收入为0的情况下家庭的消费支出。显然，截面样本的家庭消费支出变化要比时序数据大得多。这意味着截面数据的方差值要比时序数据大得多，因此，在统计上就表现为截面数据的常数项的T值偏小（0.60＜＜3.10），即截面数据常数项的样本回归结果在统计上是不显著的。这一点也可从时序数据斜率项的T检验值远大于截面数据的T检验值得到印证（50.02＞＞17．39）（见表1(略)）。
与城镇样本组的回归结果相比较，农村居民样本组的回归结果表现出一些新的特征。首先，各地区农村居民的边际消费倾向基本上是无差异的。由回归结果看，除湖南外，其余各省份农村居民边际消费倾向最大者陕西为0.77，最小者福建为0.73（见表1(略)）。湖南农村居民边际消费倾向较大的原因可能是由于本文所用的消费支出样本数据的不同造成的。可见，农村居民的边际消费倾向基本上与各地人均收入水平是不相关的。这一与城镇样本组不同的回归结果表明，同一地区间农村居民与城镇居民的消费习惯存在着较大的差异。笔者认为，这种差异源自于城镇居民与农村居民的收入构成、所面临的风险保障机制以及投资机会的差异。另外，不同地区与全国农村时序数据的回归结果显示，除上海外，其它样本组的系数估值均与凯恩斯的理论预期是相吻合的。可见，当期收入的变化确实能在很大程度上用来解释当期消费的变化。
最后，由表1(略)，城镇样本组与农村样本组实证结果的对比表明，如果当期收入为0，则除湖南外（数据原因），农村居民的消费支出要比城镇居民低得多。从全国来看，此时城镇居民与农村居民的平均支出分别为427.92与66.03，城镇居民差不多是农村居民的7倍。这种差异的产生当然与城镇居民与农村居民的储蓄水平有关。但笔者认为，其中最主要的原因还在于农村居民可以将其自产的产品用于当期消费，而他们所要支出的仅是一些自己无法生产的生活必需品。
作为一个比较，表3(略)给出了同一样本组下永久性收入模型的回归结果。由表3(略)可知，对所有地区，无论是城镇还是农村，回归方程中消费的一期滞后项的系数在统计上均是不显著的。这表明，永久性收入假说对于解释我国城乡居民的消费行为是不具有说服力的。这一实证结果似乎与我国居民尤其是农村居民具有强烈的储蓄偏好的直觉是不相符的。但实际上，对城市居民而言，由于样本期内我国经济基本上一直呈稳定增长的态势，因此，其对未来收入增长的预期是稳定的，即当期收入的变化基本上被看作是永久性收入的变化。所以，城镇居民的当期消费支出的主要决定因素是当期收入。另外，由于农业所具有的一些特质风险以及农村居民与城镇居民在福利待遇等方面的差异，应当说，农村居民对未来收入增长的预期并不像城镇居民那样稳定，因此，对农村居民而言，永久性收入假说不成立应另有其因。实际上，农村居民在消费支出上的一个不同于城镇居民之处是，其所受到的预算约束要强得多，而且其消费商品集与城镇居民也存在差异，因此，农村居民必然有扩大其消费商品集范围与提高消费品档次的比较强的冲动。这种冲动在消费行为上就表现为当期消费主要与当期收入有关。
四、进一步的分析：变量非平稳下的情形
应当指出，弗里德曼的模型只适用于消费和收入变量是平稳的情况。在变量是非平稳的情况下，由于自变量的方差具有增大的趋势，因此，此时的OLS估计结果的T统计值偏小，这会导致对β的非0假设的不恰当的拒绝。不过，由Engle和Granger（1978）所研究和倡导的协整（
Cointegration）理论为这种情况下问题的解决提供了一种方法。根据这一理论，如果消费变量与收入变量均是单位根过程，且它们的某种线性组合是平稳的，则表明从长期来看，消费与收入之间存在着一种比较稳定的比例关系，即永久性收入假说是正确的。此时，利用误差修正模型（EMC）还可以对现时收入的波动与永久收入对当期消费的影响效应分别进行估计。基于这一思路，在下面对永久性收入假说的进一步分析中，笔者将首先对消费与收入变量进行单位根检验。
（一）方法说明
笔者用于检验的方法是通常的ADF（DickeyandFuller，1979）
法，即假设数据生成过程为：（10）
这里υt是观测误差项，α为常数项，δ和β为系数，t表示时间趋势，ΔX表示变量X的差分值。笔者所要检验的原假设为H0：β＝0。若检验结果接受原假设，则表明被检验变量是非平稳过程。在实际检验过程中，由于消费与收入的水平时序均具有明显的时间趋势特征，而其一阶差分虽不具有时间趋势特征，但其均值明显不为0，因此，对水平数据的检验笔者采取的是，既包含常数项也包含时间趋势的模型形式，对其一阶差分的检验则采取仅包含常数项的模型形式。如果检验结果表明消费与收入变量均服从单位根过程，则笔者将对其进行协整检验，并在协整关系存在的条件下利用误差修正模型对消费的当期变动进行解释。
（二）估计结果及其解释
表4(略)和表5(略)分别给出了收入变量与消费变量在水平值和一阶差分情形下的单位根检验结果。由各变量相应统计值与临界值的比较可知，福建、广东、上海的农村居民收入数据和湖南、陕西的城镇居民收入数据在水平值上是平稳的，其余地区的城乡居民收入变量的水平值和一阶差分均不是平稳的。这表明，笔者不能用单位根过程来刻画它们的变化规律。更为重要的是，对各地区消费变量的检验结果表明，所有消费变量均不服从单位根过程。根据前面的说明，两个变量之间存在一个长期的、比较稳定的比例关系的前提条件是它们首先均都应是单位根过程。显然，笔者检验结果表明，无论是城乡居民收入变量，还是城乡居民消费变量均不满足这一前提条件。这一结论意味着即使是在变量非平稳的条件下，永久性收入假说也不能用于解释我国居民的消费行为。
五、结论
第一，就总体而言，凯恩斯理论更适于描述我国城乡居民的消费行为，永久性收入假说虽在理论上更具诱惑力，但在各种情况下均得不到我们的样本数据的支持。依据实证结果，无论是城镇还是农村，基于凯恩斯理论的模型均对各地区的样本数据进行了很好的拟合，而永久性收入假说无论是在变量是平稳与非平稳的情况下均无法有效地拟合样本数据。
第二，从城乡居民边际消费倾向的变化趋势来看，城镇居民边际消费倾向的变化与经济发展水平大致成反比，即当地的经济发展水平越高，城镇居民的边际消费倾向越低。这从另一个侧面印证了凯恩斯理论用于解释我国城镇居民消费行为的可行性。不过，对农村居民的实证表明，不同地区农村居民的边际消费倾向并无这样的变化规律。
第三，笔者的经验结果还表明，如果当期的收入为0，则农村居民在当期的消费支出要比城镇居民少得多。产生这一现象的原因在于，在没有当期收入的情况下，农村居民可以以消费自产产品为主，而城镇居民需求的各种商品仍然要来自于市场。
第四，永久性收入假说对城乡居民不成立的原因是各不相同的。对城镇居民来说，由于样本期内我国经济一直处于持续上升阶段，因此，当期收入的增加部分基本上是被作为永久性收入的增加看待的，于是，当期收入就成为影响当期消费的最主要的因素。对农村居民而言，在预算持续紧张和存在城乡差别的情形下，他们具有扩充其消费商品集的冲动，因此，当期收入的增加也会极大地影响其商品选择。
摘自：2005.2（38—44）《中国农村观察》（作者单位：广州大学经济管理学院）