我国农村居民消费结构的稳定性分析

1我国农村居民消费结构的稳定性分析摘要：本文利用邹氏稳定性检验方法对中国农村居民消费行为的稳定性进行分析，发现从1990年以来农村居民的消费结构发生了质的变化。根据这种分析，应用变参数模型分析中国农村居民消费和收入的关系，得出农村居民消费对农村居民收入存在着显著的影响关系的结论，提出保持农民收入持续增长，促进消费提高，进而促进农民收入提高的建议。关键词：农村居民；消费结构；稳定性；变参数模型[中图分类号]F328[文献标识码]A[文章内号]一、前言消费是经济活动的终点，一切经济活动的目的就是为了满足人们不断增长的消费需求。但另一方面，消费又是经济活动的起点，是拉动经济增长的动力。正因为如此，关于消费行为的研究，即消费理论，一直受到高度重视，出现了各种消费理论，也产生了多个消费函数模型。例如，Keynesian提出的绝对收入假设消费函数模型，Duesenberry提出的相对收入假设消费函数模型，Modigliani等提出的生命周期假设消费函数模型及Friedman提出的持久收入假设消费函数模型。这些模型的共同点是事先对模型结构进行了参数假定，主要采用统计计算方法来进行时点边际消费倾向的计算。然而，随着我国农村经济体制改革的不断深入，我国农村经济生活中的不确定因素日益增多，人们很难对未来的收入做出理性预期。所以，居民的消费行为是一个时变的过程，在不同的时期存在显著的差异，而传统的计量经济模型很难解释消费行为的这种时变性，为此本文引入变参数函数模型估计理论来研究中国农村居民消费倾向随时间变化的性质。目前，国内一些学者已开始采用变参数模型对此问题进行研究并取得相关的研究成果，如杭斌(2002)用协整理论研究山西省城镇居民消费行为[1]；苏明君(2002)对辽宁省城镇居民消费与收入关系进行协整研究[2]；文锋、姚树荣(2002)用计量经济学方法研究居民消费与经济增长的关系及政策选择[3]；韩静轩(2001)等对我国城镇居民消费需求结构进行计量经济分析[4]；汤汇道等(2000)对安徽省城镇居民消费情况进行实证分析[5]。以上分析或者偏重于对城镇居民进行分析，或是对收入与消费的关系从某个角度展开分析，但是充分考虑模型结构的平稳性，利用变参数模型进行分析研究以探讨促进农民消费提高农民收入的文章尚不多见，本文将就此进行探讨。二、模型建立和稳定性分析根据经验判断，中国农村居民生活水平发生质的飞跃的原因在于1978年农村实行的联产承包责任制，到1983年制度创新带来的政策效果完全释放。这段时间农民收入水平的提高主要满足温饱性的需求，而真正使中国农村居民消费结构发生变化的关键性原因，是中国由计划经济体制向市场经济体制的转轨。1982年党的十二大提出了社会主义市场经济体制的概念；1987年党的十三大提出了建立社会主义市场经济体制；1992年邓小平在南巡讲话上，确定了我国已经建立了社会主义市场经济；1997年党的十五大进一步确定了我国已经完全建立了以市场为主，计划为辅的经济体制，可见，1991年便是我国由计划经济向市场经济的过渡点。因此可以认为1991年是中国农村居民消费结构发生变化的一个间断点。在西方经济学中，凯恩斯消费函数XY10，其中Y表示居民的消费水平；0表示自发2性消费，是指消费者满足其最基本的食物支出，与国民收入无关；1表示边际消费倾向，是指收入每增加1个单位，消费增加的单位数。由于简单的凯恩斯消费函数适用的条件：企业的投资，政府的购买及进出口均保持不变，只有居民的消费随国民收入的变化而发生变化。居民把收入的一部分用于消费，另一部分用于储蓄，且收入的变化量等于消费的变化量加储蓄的变化量，因此，边际消费倾向是一个介于0和1之间的数；Y表示居民的可支配收入。在凯恩斯消费函数中，居民的消费由两部分构成，一部分是与国民收入无关的自发性消费，另一部分是与国民收入呈正相关的引致性消费。为了研究我国农村居民消费结构的稳定性，从《中国统计年鉴》上选取了1980—2003年我国农村居民人均生活消费支出和人均纯收入两组时间序列数据，以人均消费性支出为因变量，人均可支配收入为自变量，XY10建立消费函数模型，其中Y表示农村居民人均生活消费；X表示人均可支配收入；0表示自发性消费；1表示边际消费倾向。为了防止样本估计关系式中残差的异方差性和序列自相关性，在EVIEWS软件上，分别用普通最小二乘法和广义最小二乘法估计模型中的参数，得到参数的估计结果和模型的检验结果，两种结果的评价标准对比如表1：表1两种结果的评价标准对比表调整的拟合优度回归误差残差平方和赤池信息准则施瓦茨准则普通最小二乘法0.99774939.027535032.2810.243010.3405加权最小二乘法0.996556118.3543322177.912.4618912.5594从表1中，我们可以清楚地看到，加权最小二乘法对模型的拟合效果不如普通最小二乘法，因此，我们就利用普通最小二乘法的估计结果对模型进行结构稳定性检验。在本部分的开头，我们已假设中国农村居民消费结构发生变化的间断点是1991年。现在我们就可以利用EVIEWS软件提供的CHOWBREAKPOINTTEST对1991年的显著性进行检验，检验结果如表2：表2ChowBreakpointTest：1991F统计量5.046347伴随概率0.016233对数似然比统计量9.811262伴随概率0.007405从表2中我们可以看到，F统计量大于其临界值，对数似然比统计量也大于其临界值，因此，我们可以认为1991年就是消费结构发生变化的间断点，这说明，改革开放以后，我国农村居民的消费结构发生了质的飞跃。三、建立消费函数的计量经济模型由于1978年以前，我国农村经济以集体经济为主，农村经济基础差，底子薄，人民的收入水平很低，再加上集体经济激励效率低的特点，人们的劳动积极性低，生产效率不高，所以，人们只能用收入维持最基本的食物支出。1978年以后，我国在农村实行家庭联产承包制，极大地调动了广大农民的生产积极性。1978—1988年间我国农村生产每年平均增长4.8%为1952—1978年间生产平均生产增长率的2倍。这段时间农民增长的收入主要用于满足长期以来被压抑的生活需求，农民消费支出增长很快，农民的边际消费倾向也日趋增加，1986年的边际消费倾向达到了1.8，表明该年农3民消费的增量是收入的增量的1.8倍。从20世纪90年代起我国农民消费的波动性比较大，这主要是因为一方面随着我国市场、经济体制的建立，市场成了价格机制的导向，劳动者的积极性增强了，生产效率提高了，收入也逐渐增加，人们除了满足最基本的食物支出以外，开始逐渐重视其他方面的消费支出。另一方面，国家的相关配套政策使得农民的预期支出增加，加强了农民的储蓄倾向以应付未来将要发生的开支。总的来说，1991年是我国由计划经济向市场经济的过渡点，我国农村居民的消费结构开始发生了质的飞跃。为了充分反映这种变化，下面建立农村居民消费函数的变参数模型。根据前述分析，消费水平受收入水平、价格水平、利率水平、收入分配、消费者的资产、消费信贷、消费者年龄构成及制度、观念、习惯等多种因素的影响。依据凯恩斯的简单消费函数,在影响消费的诸多因素中，收入是消费的最重要的因素，收入的变化决定消费的变化。据此可建立消费水平的计量经济模型如下[6]：Yt=tA1+ttXA2+t(1)式中：ｔ代表年份；表示某年的人均实际生活费收入；tY表示某年的人均实际生活费支出；At1、At2为模型参数，并随时间的变化而变化；t代表随机误差项。为了估计模型参数，建立如下辅助方程：At1=α1+α2T+α3T2A=β1+β2T+β3T2代入模型(1)得：Yt=α1+α2T+α3T2+β1Xt+β2XtT+β3XtT2+t(2)式中：Ｔ=0、1、2、…ｎ，表示时间变量；α1、α2、α3、β1、β2、β3可以反映随着经济体制改革由浅入深，居民消费观念、消费习惯、经济体制改革进程、政府消费政策等不可观测因素变化对居民消费水平影响的变动额和变动率。该模型具有如下特点：1.在样本容量较小的情况下，可以利用季度资料或月份资料，以扩大样本容量，从而增加估计参数的可靠性。2.利用时间的作为变量，可以从中分离出由于经济体制改革的不断深化，居民消费观念、消费行为不可观测因素变化对居民消费水平影响的变化率。四、模型实证分析利用中国农村居民1980年至2003年的人均生活费收入与人均生活费支出资料,建立中国农村居民的消费函数。为了剔除价格变动对居民消费支出的影响，以1980年为100，对各年的人均生活费收入与人均生活费支出利用各年的职工生活费用价格指数折算，将数据代入模型对各参数进行估计。计算结果表明α1、α2、β3在统计上不显著，所以可将模型(2)变形为：Yt=β0+β1Xt+β2XtT+t(3)利用最小二乘法估计得到中国农村居民的消费函数为：Ｙt=1.02245+0.89588Xt-0.008634XtTt=(3.47096)(31.57153)(-3.95417)4Ｒ2=0.998378,DW=1.31537从回归结果来看，在1980—2003年间，模型对样本数据的拟合优度高达99.84%，说明消费变化的99.84%可由人均纯收入随着时间的变化得到解释，各个解释变量的t统计值大于0.05显著水平下的t临界值，说明各个变量在95%的置信水平下影响显著。并且模型通过了计量经济学检验，不存在异方差、序列自相关和多重共线形。模型性质优良可以用来作为分析工具。分析结果如下：1.β1=0.89588，在统计上高度显著，证明了中国农村居民的消费行为从1980年至今，随着经济体制改革的不断深化而在发生显著的变化，并且各年的变化速度相对稳定。2.β2=-0.008634，说明中国农村居民的边际消费倾向随着经济体制改革的不断深化以及居民消费观念、消费行为的变化在逐年下降。这一结果与1980年以来中国乡村居民储蓄存款余额和金融资产急剧增加的情况相吻合，也体现了居民对一系列制度改革的承受能力逐渐增强。3.边际消费倾向为：β1+β2=0.89588-0.008634T，说明中国农村居民的边际消费倾向随着时间的推移而在逐年下降，边际储蓄倾向在逐年逐步提高，这与中国农村居民储蓄存款余额大幅度上升相一致（见图1）。五、政策建议1.中国农村居民收入与消费性支出之间存在着长期的均衡关系，相关程度很高。所以提高农村小粉的根本措施在于提高农民收入，尤其是提高农村居民的持久收入，因为持久收入才能对农村居民的边际消费倾向产生影响。在这方面可以通过促进农业茶叶结构调整和农业生产的产业化发展促进农业内部收入的提高来作为短期的解决措施，长远来看，农村居民向城镇转移才是治本之策，通过农村城镇化的发展，改变农民所面临的预算约束和制度约束，提高农民的收入预期，从而改变农民消费习惯，促进消费增加，最终促进城乡经济的协调发展。2.中国农村居民收入对消费性支出的作用是非常大的，其他因素对消费性支出的影响相对于收入则小得多。因此，大力发展经济增加居民的可支配收入特别是提高低收入居民群体的收入，才能最大限度发挥消费对经济的拉动效应。3.影响农村居民消费提高的主要因素不是农村居民的绝对收入水平而是农村居民收入的增长量，因此保持农民收入的持续增长是促进农村消费增长的主要因素。4.20世纪90年代以后，我国逐步建立起市场经济体制，农村也进行了一系列改革，不断推行新图11980-2003中国农村居民边际消费变化趋势00.20.40.60.81年份19811983198519871989199119931995199719992001年份边际消费倾向边际消费倾向5政策，中国农村居民消费性支出与收入几乎同步增长的过程中，占收入的比重保持在一个相对合理的范围，并有一个缓慢下降的趋势，但总体来看波动幅度较小。特别是90年代中后期，随着农村地区市场经济的建立,农民收入的不稳定因素增大，虽然收入也在提高，但农民对未来收入并不乐观，强化了农村居民的预防性储蓄动机和支出预期，有许多农民压缩现期消