收入的增长趋势与不稳定性对中国农户消费倾向的影响，本文主要内容关键词为：不稳定性论文,农户论文,中国论文,倾向论文,趋势论文，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。
中国农村居民的消费倾向与城市居民的消费倾向相比明显偏低，这非常不利于我国农村市场的启动与农村经济的发展（刘建国，1999）。经济理论似乎不能很好地解释这一现象。根据凯恩斯消费假说，我们有假设一和它的替代假设。假设一(H[,1])：收入的增长速度与农村居民的边际消费倾向和平均消费倾向呈反比。替代假设(H[,,1])：收入的增长速度与农村居民的边际消费倾向呈正比。
根据弗里德曼的永久性收入假说和莫迪利安尼的生命周期理论我们有假设二(H[,2])：收入的不稳定性与农村居民的边际消费倾向和平均消费倾向呈反比。
西方一些研究表明（阿克利，1981），由于收入的构成、生活与消费习惯、社会保障体系、消费信贷市场的完善程度（影响流动性约束）、对未来收入的预期，以及风险承受能力等方面的差异，不同地区的居民或同一地区的不同居民即使处于同等的收入水平，消费倾向也可能是极不相同的。基于此，国内有学者认为（如刘建国，1999），中国农村居民的消费倾向明显偏低是由除收入水平之外的其他因素（如农村居民与城镇居民在收入构成、社会保障体系、生活与消费习惯、流动性约束、风险承受能力等方面的差异）决定的。在这些其他因素中，最重要的是收入的构成（弗里德曼的永久性收入假说）。它决定了农村居民收入的不稳定性，进而带来了较大的流动性约束，即当收入下降时，无入借款以满足必要的消费，或在高收入预期下无法借到款项来提高当前的消费。他们认为，与城市居民相比，中国农村居民的收入具有更大的不稳定性。这一方面是由农业生产固有的市场风险（如产品价格的变动、季节因素）和气候因素（如天灾）决定的，另一方面与现阶段农民承担了过多的社会义务和政府对农业生产过多的干预有关。
基于上面的理论和有关的判断，我们有理由认为：中国农村居民的消费倾向偏低在很大程度上是农村居民的收入波动较大造成的。由此反推，因为中国农村居民的消费倾向偏低，所以农村居民收入的不稳定性一定明显大于城市居民收入的不稳定性。如果这一点得不到证实，我们就无法相信，中国农村居民的消费倾向偏低是由农村居民与城镇居民在收入不稳定性上的差异造成的。于是，我们有下面的假设，假设三(H[,3])：全国各地区农村居民收入的不稳定性明显大于城市居民收入的不稳定性。
本文的思路如下：第一，农村居民收入的增长趋势通过影响收入水平而影响其消费倾向（凯恩斯消费假说），农村居民收入的不稳定性则直接影响其消费倾向（弗里德曼的永久性收入假说）。第二，如果农村居民收入的增长趋势和不稳定性确实对其消费倾向有显著性影响，那么农村居民的消费倾向偏低的现实就很有可能或者是农村居民与城镇居民在收入增长趋势上有差异，或者是在收入不稳定上的差异造成的。第三，因为城镇居民的收入水平明显地高于农村居民，这暗示着城镇居民的收入增长趋势高于农村居民，也暗示着农村居民的消费倾向应高于城镇居民。但实际的情况则是，农村居民的消费倾向明显低于城镇居民，与凯恩斯消费假说相矛盾；所以农村居民的消费倾向偏低的现实，更有可能是农村居民与城镇居民在收入不稳定上的差异造成的。最后，如果农村居民收入的不稳定性确实对其消费倾向有显著性影响，如果农村居民收入的不稳定性确实明显大于城市居民，那么我们就得到一个比较可靠的证据，证明农村居民的消费倾向偏低是由其收入的较大的不稳定性促成的。
本文的研究结果不仅有助于我们从理论上解释我国农村居民消费倾向偏低的现象，也有助于政府部门更合理地制定与收入和消费相关的政策，还有助于工商企业制定出更为有效的开拓农村市场的生产经营策略。
一、研究方法
1.资料来源
本文所需要的数据为，全国各省、市、自治区（除香港、台湾和澳门以外）城乡居民自1978年到1997年的可支配收入和消费支出额。考虑到重庆市刚刚建直辖市不久，它的独立数据只是近一两年的，故将其排除在外。对农村居民，可支配收入用每年家庭平均每人纯收入；对城镇居民，计算近期消费倾向时用可支配收入，计算收入的增长趋势和收入的不稳定性时，用实际收入。这是因为在较早的统计数据中没有设置可支配收入这一指标。为了检验实际收入代替可支配收入的有效性，笔者计算了1992年城镇居民的实际收入和1992年城镇居民的可支配收入之间的相关系数，为0.982（α＜0.01）。这说明用实际收入代替可支配收入在计算可支配收入的增长趋势时是没有问题的。
本文采用的大部分数据取自于1984年到1998年历年的《中国统计年鉴》，另外有部分数据（1978年到1995年城镇居民的实际收入）取自于《改革开放十七年的中国地区经济》。
2.指标的设置与量化
平均消费倾向和边际消费倾向。根据平均消费倾向和边际消费倾向的含义，各地区农村居民近年的平均消费倾向由1997年农村居民家庭平均每人消费支出除以农村居民家庭平均每人纯收入得出，边际消费倾向则由从1992年到1997年农村居民家庭平均每人消费支出的增加值除以同时期农村居民家庭平均每人纯收入的增加值得出。各地区城镇居民近年的平均消费倾向由1997年城镇居民家庭平均每人的消费支出除以城镇居民家庭平均每人的可支配收入得出，边际消费倾向则由从1992年到1997年城镇居民家庭平均每人消费支出的增加值除以同时期城镇居民家庭平均每人可支配收入的增加值得出。计算结果见表1。
收入的增长趋势。收入的增长趋势用最小二乘法获得。具体来讲，就是将各地区城镇或农村居民自1978年至1997年历年收入的数据分别代入下述直线方程中，并求出参数（倪加勋等，1993）。
LgYt=a+bt(1)
式中，Yt表示一个地区的城镇或农村居民在时间t的收入。对其取对数是因为收入对于时间的变化是非直线的，通过数据转化，这种非直线的关系可以转变为直线关系（Mendenhall and Sincich，1993；何晓群，1997）。观察经过转化后的Yt（即LgYt）与t的散点图，确认了它们之间确实存在线性关系。t表示时间，a和b是所要求的参数。a表示初始状态，b表示收入经过对数化之后平均的增长速度，也就是我们所要求的收入的增长趋势。计算结果见表1。需要说明的是，所有60个（30个农村，30个城镇）直线方程的相关系数(r)均大于0.90，F值均大于F0.01。这说明LgYt和t之间存在着显著的正相关关系，也即b显著大于0。
收入的不稳定性。从概念上讲，收入的不稳定性应该通过计算一个人的暂时性收入在总收入中所占的比例得出。可是我们无法从我们所掌握的统计数据中将暂时性收入从总收入中分离出来。不过，考虑到收入的稳定与否是以收入的长期增长趋势为参照物的，也就是说，人们对于收入不稳定性的感觉不是以自己原有的收入为参照物的，不是将自己的收入与上一年比较，而是将自己的收入与自己收入的增长趋势相比较，因此收入的不稳定性不一定非要通过计算暂时性收入在总收入中所占的比例得出，而可以通过计算一个地区的收入围绕着这个地区收入的长期变动趋势上下波动的幅度得出。收入增长偏离这个趋势的幅度越大，收入就越不稳定。按照这个思路，收入的不稳定性可以由按照公式(1)所求出的各个直线方程的均方残差(MSE)来表示（何晓群，1997）：MSE越大，收入越不稳定，反之则反是。计算结果见表1。
3.分析方法
对H[,1]与H[,2]，使用SPSS软件中的多元线性回归分析(Norusis,1997)。这里有两个多元线性回归方程，分别以平均消费倾向(APC)和边际消费倾向(MPC)为因变量，收入的增长趋势(ICI)和收入的不稳定性指标(MSE)为自变量。回归模型如下
APC[,Ni]=β[,APCN0]+β[,APCN1]ICI[,Ni]+β[,APCN2]MSE[,Ni]+ε[,APCNi]
(2)
MPC[,Ni]=β[,MPCN0]+β[,MPCN1]ICI[,Ni]+β[,MPCN2]MSE[Ni]+ε[,MPCNi]
(3)
式中，APC[,Ni]、MPC[,Ni]、ICI[,Ni]、MSE[,Ni]分别表示第i个地区农村居民的平均消费倾向、边际消费倾向、收入的长期增长趋势和收入增长的不稳定性，β[,APCN0]、β[,APCN1]、β[,APCN2]、β[,MPCN0]、β[,MPCN1]、β[,MPCN2]是所要计算的参数，ε[,APCNi]和ε[,MPCNi]是残差。当两个回归方程均通过F检验（F＞F0.05），且β[,APCN1]、β[,MPCN1]均为负、显著不为0（α＜0.05）时，H[,1]得到验证。否则，至少部分地拒绝H[,1]。当两个回归方程均通过F检验（F＞F0.05），且β[,APCN1]、β[,MPCN1]均为负、显著不为0时，H[,1]的替代假设(H[,,1])得到验证。否则，至少部分地拒绝H[,1]。当两个回归方程均通过F检验（F＞0.05），且β[,APCN2]、β[,MPCN2]均为负、显著不为0时，H[,2]得到验证。否则，至少部分地拒绝H[,2]。
对H[,3]，使用SPSS软件中的双样本T检验(The Paired-Samples T Test)，即把农村居民和城镇居民的收入不稳定性指标(MSE)进行比较(Norusis,1997)。当农村居民和城镇居民在MSE指标上存在显著差异（α＜0.05），且农村居民在这个指标上减城镇居民的平均值大于0时，则H[,3]得到验证。否则，拒绝H[,3]。
另外，考虑到城乡居民间在其他方面的差异，如上面提到的生活与消费习惯、社会保障体系、消费信贷市场的完善程度、风险承受能力等，笔者在回归方程(2)、(3)中加入一个定性变量（D=1，表示城镇居民；D=0，表示农村居民）作为控制变量（何晓群，1997），然后将城镇居民的数据也加入到回归模型中运行。有关结果将在后面讨论。
二、结果与讨论
表2是运行SPSS软件中的多元线性回归分析得到的结果。先看上面两行。这两行表示的是经过运算之后所得公式(2)、(3)中的参数及其显著性，以及回归方程的显著性和拟合优度。表中的统计值告诉我们，方程(2)、(3)中的自变量对因变量的解释程度(R[2])分别为0.387和0.384，自变量作为一个整体对因变量有显著影响（F值分别为8.534和8.430，大于F0.05），每一个自变量对因变量的影响都是显著的（α＜0.05）。更进一步，我们发现β[,APCN1]、β[MPCN1]均为负值(-9.298,-11.951)，与H[,1]的预测相一致，与H[,,1]的预测相反；β[,APCN2]、β[,MPCN2]也都是负数(-19.458,-39.987)，与H[,2]的预测相一致。综合上述各点，H[,1]和H[,2]得到验证：收入的增长速度与农村居民的边际消费倾向和平均消费倾向呈反比，收入的不稳定性与农村居民的边际消费倾向和平均消费倾向呈反比。H[,1]的替代假设(H[,,1])则被拒绝。这意味着，虽然收入以较快的速度增长可能会提高人们对于未来收入增长的预期，并因此而增加当前的消费，抵消掉收入以较快速度增长带来的消费倾向的下降，但这种抵消只可能是部分的。
表1 全国各地区城乡居民的消费倾向、收入的增长趋势和不稳定性
地区 平均消费倾向APC 边际消费倾向MPC 收入增长趋势ICI 收入不稳定性MSE
农村 城镇
农村 城镇
农村
城镇 农村
城镇
北京
0.7354
0.8308
0.7388
0.8288 0.063550.0698
0.001689
0.00429
天津
0.5801
0.7860
0.5349
0.7524 0.064240.0643
0.001652
0.00359
河北
0.6102
0.8037
0.5090
0.7905 0.062720.0646
0.005493
0.00245
山西
0.6588
0.8056
0.5869
0.8082 0.056490.0595
0.003709
0.00303
内蒙古 0.8764
0.7641
0.8664
0.7216 0.054840.0554
0.004972
0.00262
辽宁
0.7776
0.8181
0.7582
0.8010 0.054040.0581
0.001986
0.00235
吉林
0.7429
0.8103
0.7114
0.7929 0.051280.0687
0.004574
0.00119
黑龙江 0.6711
0.7818
0.6431
0.7402 0.058230.0516
0.003751
0.00592
上海
0.8012
0.8046
0.7411
0.7910 0.066640.0742
0.000778
0.00371
江苏
0.7609
0.7808
0.6949
0.7540 0.066780.0659
0.003646
0.00233
浙江
0.7706
0.8376
0.7428
0.8462 0.070500.0793
0.001161
0.00441
安徽
0.7395
0.7996
0.6767
0.7730 0.052780.0674
0.007242
0.00212
福建
0.7157
0.7960
0.6509
0.7794 0.067560.0656
0.001699
0.00329
江西
0.7447
0.7822
0.6871
0.7605 0.058100.0628
0.002298
0.00325
山东
0.7094
0.7746
0.6514
0.7537 0.060770.0615
0.004762
0.00367
河南
0.7330
0.8215
0.6963
0.8130 0.056330.0708
0.004148
0.00129
湖北
0.7897
0.8215
0.7360
0.8113 0.058100.0647
0.005374
0.00217
湖南
0.8915
0.8224
0.8536
0.8470 0.054630.0639
0.002575
0.00349
广东
0.7549
0.7955
0.7213
0.7839 0.065280.0742
0.001743
0.00357
广西
0.7339
0.8663
0.6649
0.8980 0.059720.0675
0.002300
0.00242
海南
0.6714
0.7948
1.0382
0.7998 0.061690.0765
0.001234
0.00112
四川
0.8572
0.8548
0.8319
0.8768 0.053250.0630
0.002508
0.00270
贵州
0.8206
0.7977
0.7705
0.7809 0.051270.0662
0.003447
0.00325
云南
0.7864
0.8079
0.7391
0.8067 0.052230.0629
0.001746
0.00269
西藏
0.5713
0.6909
0.4436
0.6627 0.060540.0674
0.002982
0.00277
陕西
0.9552
0.8608
1.0056
1.0479 0.050650.0601
0.001144
0.00176
甘肃
0.8236
0.8154
0.8000
0.9496 0.052550.0529
0.001774
0.00237
青海
0.8213
0.8220
0.8203
0.9095 0.050730.0597
0.002913
0.00207
宁夏
0.8262
0.8465
0.7646
1.1059 0.051960.0562
0.002648
0.00185
新疆
0.9275
0.7967
1.0262
0.9363 0.048210.0603
0.001787
0.00249
资料来源：根据1984至1998年《中国统计年鉴》和《改革开放十七年的中国地区经济》中的数据计算得出。
说明：(1)在计算平均消费倾向和边际消费倾向指标时，因为没有适用的数据，西藏用的是1996年的数据。(2)在计算收入增长趋势和收入不稳定性指标时，用1978年到1997年的数据。但有些省区的数据不全，比如海南省和西藏自治区，只有从1985年开始的数据。不过将这些数据缺失的省区的结果与数据未缺失的省区的结果相比较，未发现明显的差别。
注：1.()中的数字为标准差，[]中的数字为标准系数。
2.星号表示显著性水平：* * *＝α＜0.01，* *＝α＜0.05，*＝α＜0.10。
3.对于回归方程有关统计量的报告如下：(1)Durbin-Watson d分别为1.826、2.066、1.829、1.952，均靠近2，表明各回归方程的残差是不相关的，因而回归方程是线性的（何晓群，1997）；(2)各方程中的所有VIF值均低于1.40，大大小于允许范围10，说明各方程中自变量之间的多重共线性很弱，不会影响最小二乘估计值（何晓群，1997）；(3)对各方程的残差进行分析和观察，没有发现严重违反多元线性回归假设的统计值和现象。综合以上各点，这四个回归方程的质量是令人满意的。
表3是针对农村和城镇居民的平均消费倾向(APC)、边际消费倾向(MPC)、收入的增长速度(ICI)和收入的不稳定性(MSE)运行SPSS软件中双样本T检验得到的结果。从表3可以看出，农村与城镇居民在平均消费倾向、边际消费倾向和收入的增长速度这三个指标上的差异是十分显著的（α＜0.01），并且两个样本在三个指标上的差的平均值都为负数。考虑到农村居民的指标是被减数，差的平均值为负表明农村居民在这些指标上小于城镇居民。这说明全国各地区农村居民的边际消费倾向（1992年至1997年）和平均消费倾向（1997年）确实低于城市居民，农村居民收入的增长速度（1978年至1997年）也小于城镇居民。由于H[,1]得到证实，且农村居民收入的增长速度小于城市居民，所以农村居民与城镇居民在收入增长速度上的差异不能解释农村居民收入偏低的现象。
表3双样本T检验
t值
自由度df 显著性水平α 差的均值
ACP[,N]与ACP[,C] 3.299 290.003
-0.0489
MCP[,N]与MCP[,C] -3.070 290.005
-0.0671
ICI[,N]与ICI[,C] -6.267 290.000
-0.00664
MSE[,N]与MSE[,C] 0.315 290.7550.0001168
资料来源：由表1计算得出。
说明：下标N表示农村居民，C表示城镇居民。
这里，我们最关注的是农村居民与城镇居民在收入的不稳定性指标(MSE)上的比较。尽管收入的不稳定性指标与H[,3]预期的方向相同，即农村居民收入的不稳定性大于城市居民（差的均值大于0），但两者的差异并不显著（α＝0.755＞0.05）。因此，我们拒绝H[,3]，结论是：全国各地区农村居民收入的不稳定性并未显著大于城市居民。
这一结论似乎与我们的直觉相矛盾，对此可能有下述几种不同的解释：第一，我们的直觉是错误的。至少这里的结果说明，就年度收入的波动而言，农村居民并不比城市居民大。第二，我们这里所用的测量收入不稳定性的指标并没有包含所有的不稳定性。也就是说，它只包含了年度波动，而没有包含年内波动。年内波动可能给人的感觉更直接、更强烈。最后，我们对于收入不稳定性的感觉可能更多的是心理上的，而不是实际的。同样多的收入，实际波动的幅度也相同，但在一个人的收入中不稳定收入占的比重越大，他感觉到的不稳定就越大。如果最后一种解释是正确的，那么用实际收入的波动幅度将不能完全取代居民对于收入不稳定性的心理感受。不过，我们前面对于H[,2]的验证结果表明，实际收入的年度波动至少部分地包含了农村居民对于收入不稳定性的心理感受或预期，因为它对于农村居民消费倾向的影响是显著的，且其影响方向与我们对于消费倾向和收入不稳定性关系的假设(H[,2])相同。
由于H[,3]没有被证实，所以就收入的年度波动而言，收入的不稳定性不是导致农村居民消费倾向偏低的一个原因。
为了进一步探讨农村居民消费倾向偏低的原因，如前面所述，我们在回归方程(2)和(3)中加入一个定性变量D，并将城镇居民的数据也加入到回归模型中运行。表2的后两行，是回归方程在加入D和城镇居民的数据后运行的结果。相关的统计值说明，这两个方程中的自变量作为一个整体仍然对因变量有显著影响（F＞0.05），但解释程度(R[2])有所下降，分别为0.262、0.265。除了收入的不稳定性对平均消费倾向的影响不够显著（α＝0.053）以外，其他自变量对因变量的影响都是较显著的（α＜0.05）。对各个参数进行观察发现，收入的增长速度和收入的不稳定性仍然与边际消费倾向和平均消费倾向保持着反比关系，而D则与它们有正相关关系(0.07426,0.09601)。因为D=1意味着城镇居民，所以正的关系意味着在同样的收入增长速度和收入不稳定条件下城镇居民的消费倾向高于农村居民。这再一次说明，确有一些因素（不过，不是农村居民与城镇居民在收入水平、收入的增长速度和收入的年度波动上的差异）导致了农村居民消费倾向偏低的现实。
D是一个有趣的变量，虽然我们不知道其中都包含着哪些因素，但我们却能够用它来代表城乡之间总的差异。由于城乡之间的差异被它代表了，所以这两个回归方程中ICI[,NC]和MSE[,NC]的参数表示的是在消除了城乡之间的差异以后收入的增长趋势和不稳定性对城乡居民消费倾向的影响程度。
三、结论
本文采用统计数据，通过定量分析方法验证了两个假设，拒绝了两个假设（包括一个替代假设）。分析结果显示：(1)收入的增长趋势和收入增长的年度波动（不稳定性）对农村居民的消费倾向有明显的反方向的影响，即收入增长的速度越快，收入增长的年度波动越大（收入增长越不稳定），农村居民的消费倾向越低；(2)全国各地区农村居民收入的不稳定性（年度波动）与城市居民收入的不稳定性并无明显区别，因此农村居民消费倾向偏低的现象不能用农村居民与城镇居民在收入不稳定（年度波动）上的差异来解释；(3)虽然不能用收入水平、收入的增长速度和收入增长的年度波动来解释，但确有一些因素导致了在同样的条件下农村居民消费倾向偏低的现象。
本研究的结果将有助于政府部门制定有关政策，特别是与收入和消费相关的政策。所建的回归模型可以用来预测有关政策出台对农村与城市所带来的不同的收入与消费效应。其次，本文所提供的信息也有助于工商企业从事生产经营活动。工商企业可以根据一个地区城乡居民收入的增长趋势和收入的年度波动幅度，利用本文所提供的方法概算出当地的消费倾向，并与当地的人口、消费结构相联系，制定出更为有效的面向农村的生产经营策略。
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