□文/穆娟 盧燕 吳清萍

一、消費(fèi)函數(shù)簡述

居民消費(fèi)在國民收入總量中占有相當(dāng)大的比重，是宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)研究的一個重要內(nèi)容，消費(fèi)函數(shù)是最重要最基本的一個經(jīng)濟(jì)函數(shù)，被廣泛應(yīng)用于分析國民收入的使用動向，研究居民的生活水平與收入水平的關(guān)系。西方經(jīng)濟(jì)學(xué)家關(guān)于消費(fèi)函數(shù)問題已提出了多種理論，如凱恩斯的絕對收入假設(shè)消費(fèi)函數(shù)、杜森貝利的相對收入假設(shè)消費(fèi)函數(shù)、莫迪利安尼的生命周期假設(shè)消費(fèi)函數(shù)、弗里德曼的持久假設(shè)消費(fèi)函數(shù)，等等。近幾年，我國一些學(xué)者結(jié)合我國國情進(jìn)行驗(yàn)證和研究，提出了自己的觀點(diǎn)和理論，如孫鳳（2002）通過對我國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)行為進(jìn)行數(shù)量研究，發(fā)現(xiàn)長期以來居民收入和消費(fèi)數(shù)據(jù)是非平衡的，并進(jìn)一步采用協(xié)整技術(shù)對收入與消費(fèi)關(guān)系進(jìn)行研究，認(rèn)為20世紀(jì)九十年代后，儲蓄的預(yù)防動機(jī)大大超過跨期消費(fèi)動機(jī)，平均儲蓄傾向相當(dāng)高；同時(shí)職工下崗增加，使平均消費(fèi)傾向又有明顯提高，二者輪番作用，導(dǎo)致收入消費(fèi)比例關(guān)系的波動性較大。袁志剛、宋錚（1999）運(yùn)用生命周期假說、永久收入假說等消費(fèi)函數(shù)理論，對我國改革開放前后城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)行為演變進(jìn)行了分析。李銳、項(xiàng)海容（2004）運(yùn)用農(nóng)村居民消費(fèi)支出的數(shù)據(jù)，采用GARCH（1，1）模型，對弗里德曼的持久性收入假說進(jìn)行了檢驗(yàn)和分析，得出農(nóng)村居民的消費(fèi)支出主要取決于持久性收入水平的結(jié)論。臧旭恒（1994）在推論出中國消費(fèi)函數(shù)假說，并建立起分期的、分城鄉(xiāng)的消費(fèi)函數(shù)理論模型基礎(chǔ)上，對中國城鄉(xiāng)居民消費(fèi)行為進(jìn)行了實(shí)證研究，結(jié)論認(rèn)為城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民消費(fèi)行為雖然有些不同，但在基本假定方面是相同的。1978年前的消費(fèi)者是被束縛的、近視的、原始的消費(fèi)者，其消費(fèi)可以被假定為被動的短期行為；1978～1991年間的消費(fèi)者近似凱恩斯的原始的消費(fèi)者向新古典理論的消費(fèi)者轉(zhuǎn)變，其消費(fèi)可假定為攀附的、過渡性的前瞻行為。孫國鋒（2004）將研究的時(shí)間范圍延伸到2000年，其結(jié)論基本同意臧旭恒的觀點(diǎn)，認(rèn)為城鎮(zhèn)居民消費(fèi)受國家宏觀政策影響很大，很敏感；而農(nóng)村居民消費(fèi)顯得單調(diào)、短視，預(yù)算約束大。但無論城鄉(xiāng)，居民消費(fèi)行為還是表現(xiàn)出共同的演變趨勢，即改革開放前的居民消費(fèi)行為是近視的，具有很強(qiáng)的預(yù)算約束和流動約束，消費(fèi)行為的主要影響因素是現(xiàn)期收入，符合凱恩斯的絕對收入理論。經(jīng)濟(jì)“雙軌制”時(shí)期，居民消費(fèi)選擇權(quán)增大，預(yù)算約束和流動約束松動，消費(fèi)行為既受現(xiàn)期收入的影響，還受前期收入和消費(fèi)的影響，表現(xiàn)出消費(fèi)的“不可逆性”和“示范性”，其消費(fèi)行為較符合杜森貝利的相對收入理論。實(shí)行市場經(jīng)濟(jì)后，居民收入波動性較大，未來消費(fèi)預(yù)期不穩(wěn)定，跨期消費(fèi)時(shí)間延長，其消費(fèi)行為更符合持久收入理論。本文的分析仍以凱恩斯的消費(fèi)模型為基礎(chǔ)，結(jié)合所收集的數(shù)據(jù)進(jìn)行一定的修正，分別對河北城鎮(zhèn)與農(nóng)村居民人均消費(fèi)進(jìn)行計(jì)量回歸分析，并在此基礎(chǔ)上探討河北城鄉(xiāng)居民消費(fèi)行為的差距。

表1 1981～2008年河北城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和生活費(fèi)支出表

二、1981～2008年河北城鄉(xiāng)居民消費(fèi)行為實(shí)證分析

（一）城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)函數(shù)。1981～2008年河北城鎮(zhèn)居民的年人均可支配收入以及生活費(fèi)支出如表1所示，以剔除價(jià)格因素后的實(shí)際可支配收入及實(shí)際生活費(fèi)支出作為樣本進(jìn)行分析。假定消費(fèi)函數(shù)為：scy＝α0+α1scx+μ。其中，scy是城鎮(zhèn)居民人均實(shí)際生活消費(fèi)支出；scx是城鎮(zhèn)居民人均實(shí)際可支配收入；μ是隨機(jī)誤差項(xiàng)；α0為自發(fā)消費(fèi)；α1是邊際消費(fèi)傾向。（表1）

表21981 ～2008年河北農(nóng)村居民人均純收入和生活消費(fèi)支出表

利用軟件EViews3.0對模型及上述樣本用OLS方法估計(jì)模型得回歸方程：

回歸方程擬合的效果比較好，參數(shù)的統(tǒng)計(jì)顯著，但DW值等于0.918，得出誤差變量存在自相關(guān)，需修正自相關(guān)，利用與上相同的數(shù)據(jù)，經(jīng)過修正自相關(guān)得出新的回歸方程為：

若給定α＝0.05，此時(shí)，自相關(guān)消除，T檢驗(yàn)顯著，模型擬合效果好。因此，可認(rèn)為河北城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)函數(shù)受可支配收入決定，自發(fā)消費(fèi)為208.44元，邊際消費(fèi)傾向?yàn)?.62元，即可支配收入每增加1元，居民生活消費(fèi)支出增加0.62元。

（二）農(nóng)村居民的消費(fèi)函數(shù)。1981～2008年河北農(nóng)村居民年人均純收入和人均生活消費(fèi)支出如表2所示，以剔除價(jià)格因素的實(shí)際人均純收入及實(shí)際人均生活消費(fèi)支出為樣本進(jìn)行分析，假定消費(fèi)函數(shù)為：sny＝α0+α1snx+μ。其中，sny是農(nóng)村居民人均實(shí)際生活消費(fèi)支出；snx是農(nóng)村居民人均實(shí)際純收入；μ是隨機(jī)誤差項(xiàng)，α0為自發(fā)消費(fèi)；α1是邊際消費(fèi)傾向。（表2）

我們利用軟件EViews3.0對模型及上述樣本用OLS方法估計(jì)模型，可得回歸方程：

回歸方程擬合的效果比較好，參數(shù)的統(tǒng)計(jì)顯著，但DW值等于0.283，得出誤差變量存在自相關(guān)，需修正自相關(guān)，利用與上相同的數(shù)據(jù)，經(jīng)過修正自相關(guān)得出新的回歸方程為：

若給定α＝0.05，此時(shí)，自相關(guān)消除，T檢驗(yàn)顯著，模型擬合效果比較好。因此，可認(rèn)為河北農(nóng)村居民的消費(fèi)受人均純收入決定，農(nóng)村居民生活自發(fā)消費(fèi)是69.63元，邊際消費(fèi)傾向是0.56元，即農(nóng)村居民人均純收入每增加1元，將帶來生活消費(fèi)支出增加0.56元。

（三）河北城鄉(xiāng)居民消費(fèi)行為比較分析。比較河北城鄉(xiāng)居民消費(fèi)函數(shù)（方程2和方程4），我們發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民消費(fèi)之間存在一定差別。對于自發(fā)消費(fèi)，城鎮(zhèn)居民人均自發(fā)消費(fèi)為208.44元，而農(nóng)村居民人均自發(fā)消費(fèi)僅為69.63元；對于邊際消費(fèi)傾向，城鎮(zhèn)居民邊際消費(fèi)傾向是0.62，而農(nóng)村居民則為0.56。農(nóng)村居民收入水平低，自發(fā)消費(fèi)水平低，而且邊際消費(fèi)傾向也低，這種收入低，同時(shí)消費(fèi)傾向也低的非合理現(xiàn)象的原因在于：一是農(nóng)村居民純收入用途的多元化。一方面農(nóng)村經(jīng)濟(jì)多以家庭經(jīng)營為主要形式，農(nóng)村居民既是消費(fèi)者同時(shí)又是直接的生產(chǎn)經(jīng)營者和投資者，生產(chǎn)消費(fèi)和生活消費(fèi)往往交織在一起，農(nóng)村居民的純收入除了維持基本的衣食住行等生活消費(fèi)外，還要用于各項(xiàng)生產(chǎn)經(jīng)營的追加投入、社會開支和修建住宅等；另一方面農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的周期比較長，農(nóng)村居民的消費(fèi)具有跨年度的特點(diǎn)，本年度大部分消費(fèi)依賴于上年的收入和儲蓄，在當(dāng)年預(yù)期收入不確定時(shí)，農(nóng)村居民要兼顧生產(chǎn)消費(fèi)和生活消費(fèi)，一般會保持較低的消費(fèi)傾向；同時(shí)，農(nóng)村居民收入的增加主要依賴于生產(chǎn)規(guī)模的擴(kuò)大，作為直接的投資者，增加儲蓄以擴(kuò)大投資的結(jié)果必然導(dǎo)致當(dāng)前消費(fèi)的減少。二是農(nóng)村居民缺乏基本生活社會保障而進(jìn)行的預(yù)防性儲蓄導(dǎo)致消費(fèi)傾向降低。目前，農(nóng)村居民仍然以家庭保障為主，社會保障體系尚處于探索階段。隨著家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制和計(jì)劃生育政策的全面實(shí)施，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)及家庭結(jié)構(gòu)發(fā)生了很大變化，傳統(tǒng)的幾代同堂的現(xiàn)象已逐步解體，以家庭保障為主的保障方式已不適合農(nóng)村居民的要求。在當(dāng)前缺乏社會保障的情況下，家庭小型化和老年人口的增多給家庭養(yǎng)老帶來了很大的壓力，這就造成了農(nóng)村居民為了養(yǎng)老盡可能減少消費(fèi)而增加儲蓄。三是農(nóng)村居民的消費(fèi)環(huán)境較差，制約農(nóng)村居民消費(fèi)的實(shí)現(xiàn)。首先，農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施落后，抑制了農(nóng)村居民對耐用消費(fèi)品的需求，致使許多富裕起來的農(nóng)戶的購買力不能實(shí)現(xiàn)；其次，與城鎮(zhèn)相比，市場上適應(yīng)農(nóng)村消費(fèi)特點(diǎn)的消費(fèi)品偏少，而且農(nóng)村商品銷售網(wǎng)絡(luò)和服務(wù)體系嚴(yán)重滯后，影響了農(nóng)村居民的購買熱情和消費(fèi)心理。

三、結(jié)論

根據(jù)以上分析不難得出以下結(jié)論：1、凱恩斯的絕對收入假設(shè)消費(fèi)函數(shù)理論比較符合目前河北居民生活消費(fèi)行為，尤其是城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)行為，所以提高居民收入水平是提高居民消費(fèi)水平的一個必然舉措；2、河北屬于中等收入水平地區(qū)，但城鄉(xiāng)居民的邊際消費(fèi)傾向均不高，居民消費(fèi)趨于謹(jǐn)慎保守，有必要進(jìn)一步分析制約河北居民消費(fèi)水平的其他因素，以期為促進(jìn)居民消費(fèi)提供對癥良藥；3、河北城鎮(zhèn)居民的邊際消費(fèi)傾向要高于農(nóng)村居民的邊際消費(fèi)傾向十多個百分點(diǎn)，說明河北城鄉(xiāng)間由二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)導(dǎo)致消費(fèi)差別的現(xiàn)象還十分嚴(yán)重，政府在相應(yīng)的政策制定上還應(yīng)該向農(nóng)村傾斜。

[1]李銳，項(xiàng)海容.不同類型的收入對農(nóng)村居民消費(fèi)的影響[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2004.6.

[2]劉建國.我國農(nóng)戶消費(fèi)傾向偏低的原因分析[J].經(jīng)濟(jì)研究，1999.3.

[3]孫鳳.消費(fèi)者行為數(shù)量研究——以中國城鎮(zhèn)居民為例[M].上海：上海三聯(lián)書店.上海人民出版社，2002.

[4]孫國鋒.中國居民消費(fèi)行為演變及其影響因素研究[M].北京：中國財(cái)政經(jīng)濟(jì)出版社，2004.

[5]袁志剛，宋錚.城鎮(zhèn)居民消費(fèi)行為變異與我國經(jīng)濟(jì)增長[J].經(jīng)濟(jì)研究，1999.11.

[6]臧旭恒.中國消費(fèi)函數(shù)分析[M].上海：上海三聯(lián)書店，上海人民出版社，1994.