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中图分类号：F59文献标识码：A文章编号：1001-0491(2000)04-0059-05
消费函数即消费与收入之间关系已经成为西方宏观经济学研究的核心，并且产生了生命周期假说、持久收入假说、随机行走假说等著名的消费函数理论。然而，中国消费函数分析特别是农村消费函数仍然是目前经济研究的薄弱环节。本项研究以1978-1997年间我国农村居民家庭预算数据检验了持久收入假说与随机行走假说，定量分析了各种经济因素对农村居民消费的影响，并据此提出开拓农村市场的若干建设。
一
持久收入假说与随机行走假说的基本分析框架均为跨时最优化消费模型，居民跨时预算必须具备资产存量和消费信用两个条件中的至少一个，而这在1978年以前基本上条件不存在。1978年以来农村居民跨时预算的条件正在逐步形成。由于农村居民缺乏稳定的收入预期，很难利用消费信贷服务，受到了较强的流动性约束。
1.消费信用。我国农村居民消费信用一直得不到官方的信贷支持，至今仍然以民间亲友借贷和赠送等非制度形式为主。1980-1983年间联产承包责任制的实行使得借贷收支在农民家庭经济的地位急剧提高，然而家庭经营形式稳定后信用至今又归于平淡。虽然国家银行和信用社对农村有农业贷款、农产品预购定金等金融服务，但是1997年农民人均获得贷款额仅仅40.84元，占货币收入的1.66%，比1983年还下降1.92个百分点。国有金融系统并不支持消费信贷，只是1998年才开始鼓励开展城镇住房按揭贷款。农村尽管存在转变贷款用途以消费的，但毕竟受到严格限制，少之又少。国家还有赈灾救济、困难补助等转移性支付，但摊到农民头上人均连一分钱都没有。民间信用是农民降低流动性约束的主要措施之一，1997年农民人均借入款175.22元，借出款31.73元，分别占贷款收入的7.44%和1.38%，近期比重却一直下降，说明民间信用也在紧缩。民间转移支付也是农民降低流动性约束的措施之一，1996年农民人均接受亲友赠送40.81元，在外人口寄回和带回25.43元，赠送亲友的现金88.58元。转移性收入1980年为22.40元，比借贷性收入高43.2%。但其占货币收入的比重却从17.4%下降到1997年的3.7%。农民家庭婚丧嫁娶、盖房求学等大事往往依靠亲戚朋友间的借贷和赠送。正是农村民间信用和转移支付，为农民进行跨时消费提供了部分条件。
2.家庭财富。(1)积累欲望高。1978-1997年间，我国农村居民人均资产拥有量从233.01元增加到5939.82元，年均递增18.58%，比同期农民纯收入增速快3个百分点，比农民消费支出增速快3.7个百分点。农村居民财产权利的恢复使得被长期压抑的积累财富的欲望得到满足，家庭资产存量增长十分迅速。
(2)流动性增强。1978-1997年间，农民财产中人均金融资产从18.36元增加到1333.96元，比重从7.88%提高到22.38%。实物资产从214.65元增加到4625.86元，比重从92.12%下降到77.62%。资产流动性的增强，在农村资本市场极不发达的情况下，将有利于农民跨时预算约束的放松。
(3)多样化发展。1978年农民家庭财富中住宅占到68.4%，家里粮食短缺，家当低档，存款和现金更多。农村承包经营使农民无偿分配了部分集体资产，并适应产业结构调整添置了各种机械设备，农民收入增加后彩电、洗衣机等现代耐用消费品陆续进入家庭。金融资产除存款、现金大幅度增加外，国库券、公债、股票等证券投资也有所介入。
(4)偏好次序变化。1978年我国农民家庭财富偏好次序和比重为：住宅68.4%，粮食13.57%，耐用消费品10.15%，现金4.85%，存款3.03%；1997年变化为住宅42.61%，粮食16.75%，现金13.59%，生产性固定资产11.12%，存款8.79%，耐用消费品7.14%，地位持续下降的有住宅和耐用消费品，持续上升的是存款；生产性固定资产在刚刚实行责任制时地位提高，1985年以后逐步下降；现金1993年以后地位降低，粮食因库存和价格而比重波动。
二
弗里德曼的持久收入假说认为：决定消费支出的主要变量是持久收入，持久收入是消费者纯收入中可以预料到的较稳定的、持续性的那部分收入，持久收入可以用可支配收入的三阶移动平均数近似表示，即Yp=(Yc+Yc-1+Yc-2)/3。暂时收入是一时的、非连续的、带有偶然性质的收入，其数值Yt=Yc-Yp。仿此办法，我们可以将消费支出划分为持久消费(Cp)和暂时消费(Ct)。持久收入假说的基本思想，就是单个消费者是前向预期决策者，其消费行为既决定于现期收入，又于将来收入。由于农业生产的季节性和风险性，农民收入波动性较大，与城镇居民相比，农村居民的消费行为更适应前向预期消费理论。
表1：全国农村居民收入与消费构成
收入消费
总计Y 持久收入Yp 比重 暂时收入Yt 比重 总计C 持久消费Cp 比重 暂时消费Ct 比重
1979 160.17
141.78 88.5
18.3911.5 134.51 119.56
88.9
14.95 11.1
1980 191.33
161.69 84.5
29.6415.5 162.21 137.59
84.8
24.62 15.2
1984 355.33
311.74 87.7
43.5912.3 273.80 247.44
90.4
26.36 9.6
1988 544.94
477.08 87.5
67.8612.5 476.66 410.63
86.1
66.03 13.9
1992 783.99
726.28 92.6
57.71 7.4 659.01 621.14
94.3
37.87 5.7
1995 1577.74 1240.11 78.6 337.6321.4 1310.36 1032.27
78.8 278.08 21.2
1996 1926.07 1574.93 81.8 351.1418.2 1572.08 1299.75
82.7 272.33 17.3
1997 2090.13 1864.65 89.2 225.4810.8 1617.15 1499.86
92.7 117.29 7.3
资料来源：根据农调总队历年《中国农村住户调查资料》整顿。
说明：因篇幅限制，发表时原始数据仅保留关键年份数据。下同。
我们以1979-1997年间中国农村住户抽样调查资料来检验持久收入、暂时收入、持久消费、暂时消费之间的关系。
(1)考察消费支出C、持久收入Yp和暂时收入Yt的函数关系。建立模型C=α+β1Yp+β2Yt，得到持久收入的边际消费倾向为0.761610，暂时收入的边际消费倾向0.979380，暂时收入的边际消费倾向高于持久收入，可能是其波动的影响。为了消除C与Yt的非线性因素对回归的影响，对模型进行双对数变换，得到消费的持久收入弹性为0.905158，暂时收入弹性为0.095253，说明消费对持久收入敏感性较强，对暂时收入敏感性较弱。消费主要取决于持久收入，暂时收入主要用于储蓄。分阶段来看，经济增长较快时期，边际消费倾向持久收入低于暂时收入；经济增长缓慢时期，边际消费倾向持久收入高于暂时收入。
(2)考察持久消费Cp与收入构成的关系，建立模型Cp=α+β1Yp+β2Yt，回归结果表明，从C中去掉Ct部分后对回归结果并无影响，即暂时消费和收入的变动关系不大；从Yt的系数β2不具有统计显著性来推断，持久消费与暂时收入并不相关。模型Cp=f(Yp)印证了持久消费主要来自持久收入。从模型Y=f(Cp,Ct)的Y中剔除暂时收入Yt，建立Yp=f(Cp,Ct)，判定系数等回归结果反而更优，说明暂时收入与消费的变动不相关。Yp和Ct的回归结果中Ct的系数太小，去掉Ct并不影响模型的结果，说明持久收入与暂时消费关系不大。
(3)暂时收入的平均消费倾向在农民收入增长缓慢时期高于持久收入的APC，且数值一般大于1；农民收入增长较快的时期暂时收入APC也较高，Ct和Yt不相关，即pCtYt=0似乎并不能成立。模型Ct=f(Yt)也说明暂时消费和暂时收入相关，暂时收入的边际消费倾向为0.7534。从暂时消费、暂时收入同步震荡，并与经济周期波动基本吻合来看，其影响因素可能是年成、价格、政策等。
表2：全国农民消费（持久、暂时）与收入（持久、暂时）回归结果（1979-1997年）
模型
α β1 β2R※R
F
(一)C=α+β1Yp+β2Yt 26.153156 0.761610 0.979380
0.99722804.270
(2.541)(29.464) (8.330)
LnC=Lnf(Yp,Yt)
0.140909
0.905158 0.095253
0.99702676.706
(1.347)(29.474) (3.638)
C=f(Yp,Yt)
23.209359 0.603133 1.470633
0.9968 469.933
(1979-1984年)(3.707) (9.880) (3.650)
C=f(Yp,Yt) -37.550431 0.931674 0.898720
0.9908 215.814
(1985-1991年)(-1.497)(16.768) (2.467)
C=f(Yp,Yt)
85.143816 0.693438 1.087451
0.99953062.027
(1992-1997年) (5.814)
(46.148) (18.821)
(二)Cp=α+β1Yp+β2Yt 12.013354 0.809822 0.035190
0.998.3
4812.822
(1.788)
(47.994) (0.458)
LnCp=Lnf(Yp,Yt) -0.191208 1.008263 -0.009078 0.99834742.064
(-2.452) (44.029) (-0.465)
Cp=α+β1Yp 11.303198 0.816552 0.9983
10094.400
(1.771)
(100.471)
LnCp=Lnf(Yp)-0.170401
0.998743 0.99839942.324
(-2.732) (99.711)
Ct=α+β2Yt 2.910502 0.753425 0.9607 415.569
(0.547) (20.386)
LnCt=Lnf(Yt) 0.129090 0.919457 0.9360 248.713
(0.517) (15.771)
说明：表内括号中数据为T检验值，下同。
(4)持久收入假定认为，暂时收入假如用于消费，将主要用于购置耐用消费品。然而这个结论是否适合当前中国农村的消费者行为呢？我们以1979-1997年全国农村住户资料分别做非耐用品(CF)、耐用品(CN)、服务(CL)对持久收入(YP)和暂时收入(Yt)的回归，回归模型为：Cj=α+β1Yp+β2Yt，回归结果见表4。从回归结果来看，耐用品支出回归中Yt的系数β2很小，T检验值也不具统计显著性，说明CN与暂时收入的相关很弱，CN与Yp虽然呈相关关系，但边际消费倾向也较低，说明农村耐用品消费受现期收入影响并不大，可能是农民收入较低，其现期收入特别是暂时收入很难支付得起耐用品消费，必须经过一段时间的积累才有购买力消费耐用品。经过双对数变换消除非线性因素的影响后，得到持久收入的耐用品消费弹性系数较高，为1.147905，而暂时收入的耐用品消费弹性为负值，依据暂时收入、暂时消费与经济周期高度相关的事实，我们可以推断，农民可能总是在市场疲软时购买价格变得相对便宜的耐用品。
表3：全国农村居民消费结构（按性质分组）
消费支 非耐用品
耐用品
服务附：耐用品
出总额支出
比重 支出 比重 支出比重 家电等住宅
1978
116.06
105.42 90.8 7.48
6.4 3.162.73.81 3.67
1984
273.80
222.56 81.3 44.71 16.3 6.532.4
12.5932.12
1988
476.66
351.03 73.6 98.58 20.7 27.055.7
27.4871.10
1992
659.01
505.31 76.6 96.55 14.7 57.148.7
28.4168.14
1997 1617.15 1200.52 74.2 187.54 11.6 229.09 14.2
80.52
107.02
资料来源：根据农调队《中国农村住户调查资料》历年资料整理。
非耐用品支出的回归中：Yp和Yt均通过统计显著性检验，且两者系数很大；Yt的边际消费倾向比Yp大，说明持久收入和暂时收入对非耐用品消费的影响均较大。这一方面可能因为非耐用品中仍然包括了高档衣着、加工食品、在外饮食、医药和文娱用品等体现消费质量、收入和价格弹性相对较高的部分；另一方面农产品价格受经济周期影响波动较大，农民实物收入和消费的折价也具有同一性，这可能是非耐用品消费与暂时收入相关的重要原因。
服务消费支出回归中，Yp和Yt均通过t检验，且暂时收入的服务边际消费倾向明显大于持久收入，说明农民可能往往利用暂时收入应急。模型经过双对数变换后，表明服务消费主要决定于持久收入，服务支出与暂时收入并不相关。
表4：全国农民消费结构与收入不同部分的关系
α β1
β2 R※R
F
(一)非耐用品 37.553376 0.549238
0.759721
0.9973
2982.094
(5.138)
(29.914)
(90.097)
(双对数型) 0.331346
0.814278
0.124812
0.9976
3358.189
(3.769)(31.544)(5.671)
(二)耐用品21.421097 0.101754
0.008884
0.915686.751
(3.379)(6.390) (0.123)
(双对数型) -2.110918 1.147905
-0.178900 0.9340
113.193
(-4.329)
(8.016) (-1.465)
(三)服务 -32.821318 0.1106180.210775 0.9875
632.979
(-9.478)
(12.718)(5.328)
(双对数型) -8.128055 1.7479380.122975 0.9653
222.526
(-12.008) (8.793) (0.726)
三
为了回避持久收入假说后顾，或称适应性预期的持久性收入估算问题和生命周期假说测量财富市场价格时遇到的实际数据问题，美国经济学家罗伯特.E.霍尔把消费的变化经验地模拟为通过“新信息”来确定。霍尔认为，如果财富或持久性收入的估计和今后的消费都以理性预期为基础，那么，由消费或收入过去的变化反映出来的过时信息对现期的消费变化不应有任何影响。其真实含义为现期消费是解释未来消费的唯一变量，与所有其他信息无关，即除了一个趋势因子外，边际效用服从“随机行走”的规则。随机行走假说与持久收入假说的出发点都是现期消费依赖于全部未来收入流的现值，但霍尔的假说过分强调了理性预期的作用，把理性预期应用于消费者用以估计持久性收入的过程。所以随后的研究突出注意了消费和实际收入的联合考察（唐文进，1999；藏旭恒，1995）。
随机行走假说可以现期消费和过去消费的关系来验证，检验现期消费是否仅仅与滞后一期的消费相关。为了定量分析跨时消费的影响因素，检验“随机行走”假定，我们构建模型如下：
式中C为现期消费，Ct-1为前期消费，Ct-i为滞后2到5期的消费，Xt-j分别为滞后1到5期的收入(Yt-j)、资产(At-j)、商品零售物价指数（1978年=0）(Pt-j)。分别代入中国1978-1997年期间全国农民消费、收入、资产、物价指数等数据，做现期消费对这些经济变量的滞后一期、二期以至五期的回归（表略），回归结果表明：完全拟合“随机行走”假定的只有包含滞后一期消费和资产变量的回归，包含滞后一期消费和滞后一至五期资产变量的回归也基本符合假定，并且滞后一至五期的资产分别与现期消费的关系较弱，说明在金融资产较少的状况下农民家庭的滞后资产对现期消费没有显著影响。
基本符合“随机行走”假说的还有滞后以一期消费为自变量，分别包括滞后一至五期消费和滞后一期收入两个回归，说明农民前期消费对现期消费具有习惯坚持效应，过去消费所代表的消费习惯、风俗标准和水平，导致消费者行为的习惯性。
以前期消费为自变量，包括滞后一至五期收入变量的回归显著地拒绝了“随机行走”假说，连前期消费的系数也变成了小于1的负数，说明过去收入对现期消费的解释力远远大于前期消费，收入而不是习惯，才是决定现期消费的主要因素。包括滞后一期的物价指数和消费的模型基本不符合“随机行走”假说，物价指数是唯一系数高于前期消费的因素，说明农民现期消费受前期物价水平影响较大。当模型扩展到滞后一期至期，前一段时期物价对现期消费的解释力下降。
另外，随着消费、收入、资产物价指数等变量滞后期的增加，回归的统计显著性也明显提高，说明现期消费受因素多年累积的影响；然而，滞后因素对现期消费的影响并非“随着滞后期的推后，呈几何递减态势”（藏旭恒，1995），而是呈周期性波动，这可能是经济周期影响的结果。所谓滞后一期以上的经济变量对现期收入不具预测力，仅仅是在一定时期内正负影响相抵的结果。
四
通过以上研究，得出结论及其政策含义如下：
1.农村居民消费主要取决于其收特别是持久收入，暂时收入受经济周期影响较大；过去收入对现期消费的解释力远远大于前期消费，收入而不是习惯坚持效应，才是决定现期消费的主要因素。近期农民收入增长速度减缓，不确定性增强，而学杂费等负担快速膨胀，引起了消费倾向大幅度降低，从而助长了经济过剩的形成。乡镇企业和农业的交易效率的降低，是其症结所在。开拓农村市场必须以提高农民的购买力为前提。应该积极推行住宅、教育、户籍等方面的改革，引入竞争，降低成本，加快城市化进程，转变农村经济的增长方式，促进农村分工经济的进一步发展，为扩大农村以及全国市场容量奠定基础。
2.我国农村居民收入水平目前仍然较低，其现期收入特别是暂时收入很难支付得起耐用品消费，必须经过一段时间的积累才有购买力消费耐用品。农民往往在市场疲软时较多购买价格变得相对便宜的耐用品。近年来“建房热”的重新兴起，是农民跨期预算的合理行为，可能会随着城镇住房制度改革的深入自行降温。然而，政府强制推行小康村住宅模式建设，势必拔苗助长，并对城市化产生消极影响。目前鼓励专业化程度较高的家电产品消费可能比鼓励农民进行专业化程度较低的住宅建设更有利于国民经济扩大需求。
3.我国农民进行跨时预算的条件还不够成熟，约束仍然严重。家庭财富在联产承包变革以来虽然有较大增加，实物资产仍占决大多数，金融资产数量有限，流动性不强。农产品市场的疲软更使得农民现实的购买力难以实现。所以，资产存量对农民消费没有显著的影响。国有金融系统对居民消费信用长期持不预支持的政策，也不允许民间信用存在。农民遇到盖房、结婚、上学等大事往往借助亲朋好友邻里的赠与或借贷。在短缺经济基本结束的形势下，应该鼓励居民间的礼尚往来，不能简单地斥之为“人情风”；也应该逐步允许农村民间信用事业的存在和发展，恢复信用社的民间互助合作的性质。银行应该开展居民消费信贷业务特别是在农村开展住房按揭贷款业务。