金融危機背景下我國農村居民消費問題研究

董文杰溫濤

(西南大學 經濟管理學院，重慶 400716)

一、引言

2009年中央“一號”文件連續第六年鎖定“三農”，要求堅定不移推進社會主義新農村建設，堅定不移走中國特色農業現代化道路，堅定不移加快形成城鄉經濟社會發展一體化新格局，并指出擴大國內需求，最大潛力在農村。受全球金融危機影響，歐、美、日經濟全面衰退，對我國進出口造成巨大沖擊，2008年我國凈出口對國內生產總值的拉動僅為0.8％，較去年下降1.8個百分點。2009年國際市場仍不容樂觀，上半年進出口總額下降23.5％，其中，出口下降21.8％，進口下降25.4％，表明拉動我國經濟增長的“三輛馬車”之一的出口受到國際市場的嚴重影響。2009年前三季度GDP增長7.7％，消費是主要拉動力，最終消費對經濟增長的貢獻率為51.9％，拉動GDP增長達4個百分點，可以看出消費對我國經濟增長起著至關重要的作用，而但其貢獻率仍遠低于世界平均水平，可見，我國消費對經濟增長的貢獻還有較大提升空間。我國是一個典型的“二元”制度經濟國家，農村人口為7.4億，占總人口的56.1％，因此提高農村居民消費水平、拓展農村消費市場，對經濟健康平穩發展具有重大意義，基于此，研究農村居民消費問題顯得格外重要。

二、文獻綜述

國內外學者運用Kynesian的絕對收入理論、Duesenberry的相對收入理論、Modigliani的生命周期理論、Friedman的持久收入理論以及后來的RobertHall的隨機行走假說等對消費問題進行了大量研究。Davidson（1978）對Modigliani的生命周期函數進行改進，加入了消費滯后期的影響。Caballero（1990）驗證了預防性儲蓄動機的存在，而農產品既具有消費功能，又具有儲蓄的功能（Park，2006)，Giles，J.＆Yoo，K.（2007）在預防性行為的框架下研究了中國農村家庭的消費決策問題，他們還研究了外出務工對消費的影響，發現外出務工的范圍擴大，農民用于預防性儲蓄的收入比重就會下降，消費也隨之增加。國內學者也對消費問題進行了大量的研究，余永定、李軍（2000）指出隨著改革的不斷深入，儲蓄目標會不斷提高，實際消費對實際收入的彈性可能會進一步下降。孫巍（2008）等從不同角度對我國房地產市場的財富效應進行了檢驗，并分析了收入差距、利率政策對居民消費行為的影響。武少俊（2003）認為為激發國內消費，應把啟動中低收入階層的消費作為突破口，改善公眾預期，增強消費者信心。現有的研究為分析農村居民消費提供了借鑒，也為我們進一步研究指明了方向，特別是Davidson改進后的生命周期消費函數具有穩態性質，被廣泛認為是較好的消費函數，應作為首選對象（賀菊煌，1998），而現有的研究很少用生命周期理論對我國農村居民消費進行實證研究，鑒于此本文運用生命周期理論來實證我國農村居民消費問題，從而為拓展農村消費市場提供理論與實證支持。

三、理論模型

消費理論是宏觀經濟學的重要內容，旨在研究消費行為，而消費函數正是這些消費理論的數學描述，或者說消費函數是在消費理論的指導下建立與發展起來的。消費理論大致有 Kynesian的絕對收入理論、Duesenberry的相對收入理論、Modigliani的生命周期理論、Friedman的持久收入理論以及后來的RobertHall的隨機行走假說。賀菊煌（1998）認為變形后生命周期函數是分析消費問題的首選函數；臧旭恒（2001）在分析各種消費函數后指出人們的行為越來越理性，他們預期一生的收入，并依次對各期消費和投資做出選擇，規避風險并以跨時效用最大化為行為目標。基于此，我們運用生命周期函數來分析農村居民消費問題。

生命周期理論認為消費者在某一時期的消費和儲蓄行為，不僅取決于他當期的收入，還取決于他當期財產、預期收入以及他的年齡，人們力圖合理安排自己一生的消費，從而使消費保持某種相等或者略微增長的水平。消費者一生消費支出的流量現值要等于一生中各期收入流量的現值。一般近似地用下列函數描述生命周期假設消費函數模型：

為當前的邊際消費傾向，反映消費者已經積累的財富對當前消費的影響。（1）式涉及到資產（At），而我國農村地區，資產一般無法進行計量，有些學者認為用儲蓄來作為資產進行衡量，但儲蓄強依賴于收入，收入和儲蓄兩個自變量具有共線性。Davidson等人（1978）對（1）式進行變形：將（3）式代入（2）式得到

將（4）式代入（1）式并去掉明顯具有共線性的，引入常數項，即得到我們最終模型：

受“棘輪效應”影響，消費習慣一旦形成是難以改變的，特別是在短時間內，消費是不可逆的，其習慣效應非常大，因此模型引入消費剛性（1）這一解釋變量。

四、研究方法與數據

（一）研究方法

時間序列數據分析是實證經濟變量間相互關系最為重要方法。時間序列數據分析是通過建立以因果關系為基礎的結構模型進行的。但無論是單方程模型，還是聯立方程模型，這種分析背后均隱含一個基本假設，即時間序列數據是平穩的（stationary）。否則，通常的t、F等假設檢驗結果將不可信。涉及時間序列數據的另一問題是偽回歸（spuriousregression），即如果有兩列時間序列數據表現出一致的變化趨勢（非平穩的），即使它們沒有任何有意義的關系，但回歸的結果也可能表現出較高的可決系數。這樣，如不對數據進行平穩性檢驗和處理，在表面上似乎可以進行因果分析和檢驗，但實際上結果可能是虛假的，不會得到有意義的結果。為了避免模型出現偽回歸的現象，本研究首先將利用ADF檢驗和PP檢驗方法檢驗變量的平穩性，對于非平穩性的變量進行差分處理使之轉變為平穩序列。如果變量是單整的，那么，將進行協整檢驗，求出變量間的長期關系，接著建立ECM模型，檢驗變量間的短期關系。

（二）數據說明

本文以1952—2008年間農村居民人均消費水平、農村居民人均純收入的數據行分析研究（變量的統計情況如表1所示），選取人均變量而非總量是為了更好的排除人口總量及其結構的影響，為使其趨勢線性化，并消除觀測數據的異方差，我們對變量取對數，變化后并不影響變量間關系。數據來源于《中國統計年鑒》（1997-2008歷年）、《新中國五十五年統計資料匯編》和《2008年國民經濟和社會發展統計公報》。

表1 變量的描述性統計

從圖1和圖2中，可以看出，1952—1978年農村居民人均消費水平、農村居民人均純收入之間的差距不大且增長較為緩慢，這是因為當時農村不存在一個完善的市場，多數農民過著自給自足式的生活，由于農民消費自己的產出也被統計在消費水平中，甚至導致個別年份的消費大于收入，另外這段時期還受到三年自然災害和十年文化大革命的嚴重影響。1978年后農村進行了家庭聯產承包責任制改革，農村居民人均消費水平、農村人均純收入增長率明顯增加，但人均消費水平的增長速度明顯低于農村人均純收入的增長速度，因為隨著農民收入的提高，消費支出的比重逐漸變小，說明農民的生活水平在逐步提高。

五、實證分析

（一）變量平穩性檢驗

（4.61） （7.69） （7.61）

表2 單位根檢驗結果

表3 協整檢驗結果

接著我們對殘差序列進行平穩性檢驗，其水平值的ADF檢驗和PP檢驗都能在1％的顯著性水平下拒絕原假設，接受不存在單位根的結論，因此可以確定是平穩序列，即～0。上述結果表明之間存在協整關系，并且農村人均純收入和農村居民消費剛性能在1％的顯著性水平下拒絕原假設，即農村人均純收入和消費剛性能顯著地影響農村居民當期消費，說明我國農村居民消費可以用變形后的生命周期函數予以有效解釋。由于對變量做了對數處理，因此系數即為變量的彈性。農村居民人均純收入和消費剛性的彈性系數分別為0.46和0.51，即農村居民人均純收入和消費剛性每增長1％，當期農村人均消費分別增長0.46％和0.51％。消費剛性的彈性系數大于人均純收入的彈性系數，這是因為我國農村居民人均純收入相對較低（2008年城鎮居民人均可支配收入為農村居民人均純收入的3.31倍①），而且農村社會保障體系建設滯后，農民面臨著疾病、自然災害、子女教育支出和失地補償等不確定性風險，農民的收入要考慮一生的效用，不是全部用于即期的消費，而是將一部分作為儲蓄以備未來的不時之需。受“棘輪效應”影響，特別是，農村居民消費支出是為了滿足基本的生活需求，因此消費剛性對農村居民的消費影響較大。

表4 誤差修正模型回歸結果

（三）建立誤差修正模型

即使變量間存在長期穩定的關系，但短期內也會出現失衡，且實際經濟數據往往是由“非均衡過程”造成的。因此建模時需要用數據的動態非均衡過程來逼近經濟理論的長期均衡過程。為考察農村居民消費函數的動態關系，我們通過建立ECM模型來進行分析。在協整檢驗中我們得到殘差序列，令誤差修正項，建立如下誤差修正模型

其估計結果如表4所示，能在1％的顯著性水平下拒絕原假設，誤差糾正機制發生作用，差分項反映了短期波動的影響。消費的影響分為兩部分，一部分是短期內收入和消費剛性的影響；一部分是偏離長期均衡的影響。短期內消費剛性的系數小于短期收入的系數，這是因為消費習慣是在長期的消費過程中形成的，短期內作用不明顯。誤差修正項的系數的大小反映了對偏離長期均衡的調整力度，從其系數（-0.68）來看，當短期波動偏離長期均衡時，將以-0.68的調整力度將非均衡拉回，糾正機制發揮較強的作用。

六、研究結論及政策含義

從理論上講消費受收入水平和資產狀況的影響，為探析影響我國農村居民消費的關鍵因素，本文運用生命周期理論對我國1952—2008年的農村居民消費進行實證分析，得出以下兩個結論：第一，我國農村居民消費可以用改進后的生命周期消費函數予以有效解釋。農村居民人均純收入和消費剛性能顯著地作用于農村居民的當期消費。隨著社會的發展，人們的消費行為越來越符合理性經濟人的特征——預期一生的收入安排消費。特別在當今形勢下，受金融危機影響，農產品的價格和銷量都存在不確定性，農民對未來農村經濟發展沒有足夠的信心，預期收入將會大幅度減少，為應對當前困局，農民將平滑當期消費，從而使自己總體消費效用最大化。而生命周期消費函數正是追求居民一生總體消費效用的最大化，能夠有效揭示當前我國農村居民的消費行為。第二，農村居民的消費剛性和收入是影響消費的關鍵因素。長期看，農村居民當期消費與農村居民人均純收入、農村居民消費剛性之間具有長期穩定關系，且消費剛性的彈性系數（0.51）大于收入的彈性系數（0.46）。這是因為農村居民消費是為了滿足基本的生活需求，受“棘輪效應”的影響較大。在全球金融危機背景下，雖然預期收入可能出現下降傾向，但受“棘輪效應”影響，農村居民還有通過減少儲蓄，或通過增加勞動獲得收入維持原有消費水平的強烈愿望。短期看，農村居民消費具有波動性，但主要受收入的影響，因為消費習慣是在一個較長的時期內形成的，其短期作用并不明顯。

根據上述實證結果，在新的形勢下為促進我國經濟健康平穩發展，本文認為應當做好以下兩個方面工作：（1）切實增加農民收入，樹立消費信心。從前面研究得知，農村居民的消費行為與其一生的消費習慣和收入之間存在穩定的關系，農村居民會根據自己的預期收入來合理安排消費。因此應繼續堅持“多予、少取、放活”的方針，提高農民文化素質或在某一領域的專業能力，培育社會主義新型農民，從根本上解決農民的貧困問題。同時現階段受金融危機影響，農產品價格全面下行，農民工失業返鄉，并且我國宏觀經濟整體出現下滑，農村居民預期未來收入將會降低，致使農村居民消費信心不足。為此政府應繼續實施積極的財政政策和適度寬松的貨幣政策，促進經濟增長，增加農民的預期收入，樹立消費信心。（2）轉變落后消費觀念，培育良好消費習慣。實證結果顯示，長期來看消費剛性是影響農村居民消費的首要因素，而我國農村地區傳統的“量入而出”、“節儉第一”和“無債一身輕”等陳舊的消費觀念己根深蒂固，不利于拓展農村消費市場，因此各級政府應宣傳合理的消費形式，引導農村居民改變落后的消費觀念，形成良好消費習慣，激發農民消費潛力。消費習慣是在長期的消費過程中形成的，因此政府對農村居民消費的引導及在引導過程中所采取的向農村、農民傾斜的支農、惠農政策不應是一時的，應將其提升到戰略高度上來。同時要通過改善收入分配結構，努力提高農村中低收入居民的收入水平，為其消費觀念轉變創造良好的經濟基礎。

注釋：

①根據2008年國民經濟和社會發展統計公報計算而得。

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[2]Caballero，R.J.Consumption Puzzles and Precautionary Savings[J].Journal of Monetary Economics，1990，(25)：113-136.

[3]Park，Albert.Risk and Household Grain Management in Developing Countries[J].The Economic Journal，2006，No.116：1088-1115.

[4]Giles，J.＆Yoo，K.Precautionary Behavior.Migrant Networks，and Household Consumption Decisions: An Empirical Analysis Using Household Panel Data from Rural China[J].The Review of Economics and Statistics，2007，Vol.89，Issue 3：p.534.

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