我国城乡居民消费函数与扩大内需分析——兼评消费信贷政策，本文主要内容关键词为：扩大内需论文,城乡论文,居民消费论文,函数论文,信贷政策论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
在西方消费理论之中，凯恩斯以前的经济学家一般是从微观经济学角度来分析个人的消费行为，试图说明在收入水平既定的情况下，消费需求是价格的函数。凯恩斯在其被后人视为经典著作的《就业、利息和货币通论》（1936年）中，第一次清晰地说明了消费是绝对收入的稳定函数（而臧旭恒于1995年证明：我国1978年以前的居民消费函数模型基本符合绝对收入假说）。虽然绝对收入假说同实际生活相比还存在很多不合理之处，但却为后人的进一步研究提供了基本框架，正是根据绝对收入假说，消费函数理论得以迅速发展。在这些消费函数理论之中，持久收入假说（M.费里德曼，1957）和生命周期假说（F. 莫迪利安尼和R.布伦贝格，1954 ）不仅在解释消费者行为上有助于分析我国的实际情况，并能充分支持经验数据的实证检验；但是，我国目前不仅缺乏生命周期假说中所需要的财产收入的相关数据，而且一般居民财产收入也较为有限。基于上述原因，本文主要以对持久收入假说的讨论为主。
由于国内现行的各种著作对持久收入假说的解释存在较大的差别，而且该假说中隐含的消费者行为假定同我国实际也不尽相同，因此有必要先分析持久收入假说的准确含义，以建立适合我国情况的消费函数模型。费里德曼（1957）第一次提出了持久收入和暂时收入的区别，并指出，由于受很多偶然且不确定因素的影响，短期的可支配收入经常变动，但是，人们的消费却不会随短期收入的波动而经常变动。因此，人们在计划自己的消费水平时，不是依据短期的可支配收入，而是依据长期的持久的收入，即持久消费（C[p][,t]）是持久收入（Y[p][,t]）的稳定函数（注：国内有些著作将其错误理解为实际消费是持久收入的稳定函数）。可以将上述思想表示如下：
C[p][,t]＝k·Y[p][,t]公式（1）
k表示持久消费在持久收入中所占的比重。 由于暂时收入和持久收入难以准确区分，费里德曼用过去收入的递减的无穷加权级数来度量持久收入。在实际建模的过程中，可以将一定时期的持久收入看作是由过去的持久收入和当期的实际收入共同影响的结果，从而得到估算持久收入的公式：
Y[p][,t]＝θ·Y[,t]+（1－θ）·Y[p][,t-1] 公式（2）
在式（2）中，Y[,t]和Y[,t-1]分别表示第t期和t－1期的实际收入，θ的大小取决于人们根据过去经验对未来所作出的预期，它表示人们对于过去收入变动持续可能性的信心，即θ值越大代表人们越相信过去收入的变动是长期的。考虑到持久消费和暂时消费的区别，有下式成立：
C[,t]＝C[p][,t]+C[t][,t]公式（3）
由于暂时消费C[t][,t]呈不稳定的变化（费里德曼将暂时消费的均值视为0），因此，我们可以将其归入随机项V[,t]之内， 再结合式（1）和式（2），最后得到如下消费函数：
C[,t]＝kθ·Y[,t]+（1－θ）·C[,t-1]+V[,t] 公式（4）
根据上述分析中得出的消费函数模型，我们可以建立我国居民的一般消费函数模型：
C[,t]＝β[,1]·Y[,t]+β[,2]·C[,t-1]+V[,t]模型1
在建模时，还有以下几个问题需要加以指明：（1 ）关于如何选择适当的收入及消费的指标的问题。以往的研究大多选择总量指标，这就可能出现这样一个问题：由于总收入和总消费之中隐含了人口总量及人口结构的变化，而人口结构对消费结构及消费方式都有着较大的影响，这样，根据总量指标得出的模型会在一定程度上扭曲收入和消费的实际关系，而采用家庭预算数据则不会出现上述问题。因此，本文采用城镇居民家庭人均可支配收入和消费性支出，以及农村居民家庭人均纯收入和生活消费支出等指标来度量收入和消费。（2 ）关于样本时间范围的选择问题，为了分析90年代以来居民消费行为的变化，本文选取1985—1997年和1989—1997年两段时间序列的数据加以分析，之所以选择1985年和1988年作为组限是因为，1985年开始在城市实行“放权让利”改革，城镇和农村居民的收入差距又趋于扩大；而1988年我国经历了物价大变动，这一年前后的消费结构有所不同，选择这两段时期有助于分析居民消费的变动趋势。
在建模过程中发现，是否加入1997年后对检验结果有很大的影响。因此，我们先剔除1997年的样本值，利用模型1先分析1985—1996年，1989—1996年这两段期间的情况，具体结论见表1。其次， 我们再分析加入1997年样本后的消费函数，利用最小二乘法进行回归发现，城镇和农村消费函数模型中的C[,t－1]均不能通过t检验，即C[,t－1] 的系数显著为零。出现上述情况的原因在于，1997年各项改革措施同时推出，对居民的消费行为产生了极大的影响，致使1997年成为异常样本，严重影响了回归结果。经过随机游程检验发现，城镇和农村居民的消费函数在用模型2进行回归时均能通过t检验和F检验，有较好的回归结果。
C[,t]＝β[,1]·Y[,t]+β[,2]·C[,t-1]+β[,3]Y[,t－1]+V[,t]模型2
上述结论说明，城镇居民和农村居民的消费在1985—1997年期间都受到滞后收入的较大影响。但是，1985—1991年期间，仅城镇居民的消费才受滞后收入的影响（臧旭恒，1995）。这说明我国农村居民的消费行为进入90年代之后发生了较大的改变。将表1 的两段时间序列的回归结果加以分析、比较可以进一步得出以下几点结论：
表1 1985—1996年我国城镇及农村居民消费函数回归模型
β[,1]β[,2] R[2]
城 1985-1996年 0.7160 0.1577 0.9971
镇 (8.2501)
(1.2627)
居 1989-1996年 0.7610 0.0878 0.9983
民 (10.8588)
(0.8664)
农 1985-1996年 0.6774 0.2249 0.9986
村 (12.2195)
(2.8201)
居 1989-1996年 0.6879 0.2088 0.9982
民 (10.6383)
(2.2337)
F θ
k
城 1985-1996年
3141.897 0.8423 0.8500
居 1989-1996年
3464.467 0.9122 0.8342
农 1985-1996年
7187.142 0.7751 0.8740
居 1989-1996年
3377.343 0.8378 0.8221
注：①资料来源：《中国统计年鉴》（1986—1997）；
②k＝β[,1]／（1－β[,2]），它是通过式（4 ）中系数之间的相互联系间接测算出来的，表示持久消费占持久收入的比例；
③θ＝1－β[,2]，表示居民对未来预期收入稳定性的信心程度；
④括号内的数值为t检验值
结论1.根据β[,2]的t检验值可以得出， 农村居民消费函数模型中β[,2]能通过t检验，而城镇居民的消费函数模型中的β[,2] 则不能通过t检验；也就是说，对于城镇居民， 滞后消费解释变量几乎不具有统计上的显著性。这就同臧旭恒（1995）研究的1978—1991年的情况刚好相反，他的解释是农村居民收入不稳定而城镇居民收入较稳定导致了上述差别。这说明随着改革的深入发展，我国消费者的消费行为已经发生了较大的改变。具体原因在于，虽然我国农村居民收入同城镇居民相比还有较大的差距，并且收入差距还有进一步扩大的趋势，但改革的深入发展使农民对未来更有信心，而九届人大二次会议通过的修改宪法的决议中，将农村家庭承包经营正式写入宪法，使农民更加相信改革的持续性能给自己带来更多的好处。而城镇居民虽然总体收入远高于农村居民，但由于近年来住房改革迟迟未能全面展开以及下岗压力增大等等原因，使得一般城镇居民（中低收入阶层）大多对未来收入缺乏信心，造成普遍地持币观望，这也是近几年来连续下调利率以及积极的财政政策未能刺激消费迅速增加，反而使储蓄大幅度增加的一个重要原因所在。
结论2.通过分析农村居民的消费函数模型可以发现：虽然现期收入中用于现期消费的比例有所上升（即β[,1]值从0.6774上升到0.6879），但持久收入中用于持久消费的比重在90年代中却有所降低（即k 值从0.8740下降为0.8221）。究其原因在于，现期收入包括持久收入和暂时收入两部分，k值降低是出于人均收入有较大幅度的提高， 相应地由于生活消费的比例也降低；故而β[,1]值上升只能说明现期消费比例的上升是由于人们将暂时收入中的大部分均用于消费。这说明我国居民的即期消费欲望还是较强的，并不是如有些学者所认为的居民消费欲望不足导致了当前的内需不足。
结论3.我国城镇居民90年代的消费行为已经不能再用持久收入假说模型来解释。因为一个理论的适用与否在于其假设前提是否满足，持久收入假说的一个重要前提在于消费者具有前瞻性消费行为，即消费者在决定其消费行为时一般是作跨时预算，而正由于结论2所分析的， 我国城镇居民目前对未来的估计一般趋于更加保守，不像改革初期那样对未来很有信心，跨时预算约束到现在已经难以成立。相应地，持久收入假说模型也就不能通过显著性检验。
在前面建立城镇居民的消费函数模型时，我们并未考虑城镇居民隐性收入（各种价格补贴、住房福利等）的影响，下面我们引入隐性收入变量以进一步完善模型。具体引入的方式有多种，常见的方法是将隐性收入视为一个单独的变量或将隐性收入加到可支配收入上去。但是，前者会造成对模型中系统解释的困难；后者的误区在于隐性收入实际上不仅具有收入的特征，同时还具有消费的特征，这是因为隐性收入是国家提供的一种福利，如价格补贴，城镇居民实际上是以较低的价格消费到了实际价值较大的商品，亦即是，不仅其实际收入增加了，而且实际消费的商品价值也增大了。因此，为了同农村居民更具可比性，正确的做法应该是将隐性收入同时加到可支配收入和消费性支出之上。鉴于数据收集的原因，本文在此仅仅考虑了价格补贴的影响（不过，90年代以来住房逐渐实行商品化、货币化，故将其忽略不会造成基本结论失真）。其中，城镇居民人均价格补贴B[,t] 是根据每年国家财政支出中价格补贴总额除以同期城镇总人口而得出的。这样，实际收入AY[,t]＝Y[,t]+B[,t ]，实际消费性支出AC[,t]＝C[,t]+B[,t]。城镇居民消费函数修正模型即可表示如下：
AC[,t]＝β[,1]AY[,t]+β[,2]AC[,t－1]+V[,t] 模型2
利用相关的数据进行回归分析可以得出如下结果：
1985—1996年： AC[,t]＝0.6781 AY[,t]+0.2187 AC[,t－1]
R[2]＝0.9967
（7.5734）（1.7218）
F＝2720.349
1989—1996年： AC[,t]＝0.7340 AY[,t]+0.1339 AC[,t－1]
R[,2]＝0.9978
（9.6517）（1.2331）
F＝2772.048
从上述结果可以看出， 加入价格补贴因素之后， 滞后消费变量在1985—1996年期间能基本通过t检验，即具有统计上的显著性； 而1989—1996年期间，滞后消费变量仍不具有统计上的显著性，这就更支持了结论2（即越是到改革的后期，城镇居民对未来收入的估计越谨慎）。
上述分析论证了城镇居民对未来的估计比较保守导致了消费不足，针对内需不足这一问题，一些学者提出了通过消费信贷等政策来刺激城镇居民的消费欲望，而1999年3月4日中国人民银行发出的《关于当前开展消费信贷的指导意见》更是使消费信贷成为社会讨论的热点。应当看到，这种政策得以可行的一个重要前提在于绝大部分城镇居民的消费倾向较低，还存在刺激空间。但是，通过分析城镇居民收入消费的内部结构可以看到，我国目前城镇居民内部收入分配差距较大，具体数据参见表2。例如，1997年占全部家庭数10 %的最高收入户的平均每人可支配收入是占全部家庭数10%的最低收入户的4.22倍，同期城镇居民平均收入也才不过是农村居民收入的2.47倍，以上数据说明，我国目前城镇居民内部收入差距已经较大幅度地超过了城乡收入差距，它极大地影响了我国城镇居民的消费结构。从表2还可以看出， 平均消费倾向同收入等级呈较明显的正相关关系，低收入阶层的平均消费倾向较高，缺乏刺激空间（前面的结论2也说明了我国居民的消费倾向整体上是较强的）。 因此，要使诸如消费信贷等刺激内需的政策得以可行，必须满足以下几点：较大幅度地提高低收入阶层的收入水平；加快住房和社会保障等方面的改革，使一般居民对未来预期更明确；有创新的消费信贷方式使之能为一般居民所接受。否则，由于低收入阶层的平均消费倾向已经较高，而高收入阶层的平均消费倾向又难以通过消费信贷政策来提高，相应地，试图通过消费信贷方式来刺激内需的政策也就很难取得应有的成效。当前各商家与银行联合推出的消费信贷反响平淡的原因或许也正在于此。
表2 1997年我国城镇居民按收入等级分组的平均消费倾向
最低收 低收入户 中等偏中等收
入户
下户 入户
1.比重(%) 1010 2020
2.平均消费倾向 0.96 0.900.86 0.83
中等偏高收入户最高收
上户 入户
1.比重(%) 20
1010
2.平均消费倾向 0.80 0.77 0.71
（资料来源：根据《中国统计年鉴》1998年计算）