收入结构、消费水平与农村居民消费需求中国农村居民收入结构对其消费支出行为的影响基于1997～2007年的面板数据分析

收入结构、消费水平与农村居民消费需求中国农村居民收入结构对其消费支出行为的影响基于1997～2007年的面板数据分析

一、中国农户消费与收入的概念及其与农村居民消费的关联性在西方的消费理论中，收入是决定消费行为的最重要变量。当然,在不同的消费函数里,收入具有不同的性质。绝对收入假说认为,当期可支配收入是影响消费的最主要因素。而相对收入假说认为,除当期可支配收入之外,“示范效应”和“棘轮效应”也会影响消费行为。生命周期假说认为,消费支出不仅取决于当期收入,还受到消费者一生总收入的影响。持久性收入假说认为,决定消费支出的主要因素不是当期收入,而是持久性收入。预防性储蓄理论认为,受未来收支不确定性的影响,消费者会减少当期消费而增加当期储蓄(Leland,1968)。流动性约束假说认为,受流动性约束的消费者的消费倾向较之于不受流动性约束的消费者要低一些,流动性约束可能引致预防性储蓄(ZeldesandJappelli,1989)。中国学者将西方消费理论应用于中国农村的消费情境并得到了很多有意义的研究结果。研究发现,收入是影响农村居民消费行为的最主要因素,农民收入水平偏低制约了消费结构的优化和升级(尹世杰,2001),农民收入增长相对缓慢是制约消费需求的“瓶颈”(杜长乐,2002)。从长期来看,农村居民消费主要受持久性收入的影响(李锐、项海容,2004)。过去的消费也会对现时的消费产生影响,农村居民消费行为表现出了较强的“棘轮效应”(朱信凯、雷海章,2000)。此外,由于社会保障体系建设滞后,农村居民对未来的不确定性预期增强,具有较强烈的预防性储蓄倾向,抑制了其当期的消费(史清华、卓建伟,2003;史清华、黎东升、郑龙真,2005)。流动性约束使得中国农村居民大幅减少当期消费,成为影响其需求不足的重要原因(郭香俊,2005;杭斌、申春兰,2005)。上述分析表明,收入是影响农村居民消费行为的根本性因素,在不确定性和流动性约束等因素的影响下,不同性质的收入对农村居民的消费行为具有不同的影响。李谷成、冯中朝(2004)在对中国农户消费—收入各变量进行偏相关分析的基础上,构建了农户消费—收入的典型相关模型,定量判别了农户消费支出与收入水平各分变量的关联作用程度及各类收入对消费支出的影响。但是,以上分析只是考虑了同一期间不同性质的收入对支出的影响,而没有考虑到农村居民收入与支出的动态变化对这一关系的影响。事实上,中国农民既是消费者,又是直接的生产经营者和投资者,其生产消费和生活消费往往交织在一起,具体表现为:(1)农民收入既有农地经营收入,又有其他兼业收入和工资性收入;(2)农民消费决策既取决于生活需求,还依赖于经营需求;(3)农民储蓄既有现金储蓄又有实物储蓄。因此,中国农村居民收入来源复杂,支出去向多样,难以简单套用现有的西方消费理论来分析。为了弥补这一不足,本文基于面板数据展开分析。面板数据具有横截面数据和时间序列数据相结合的特点,基于面板数据建立的模型具有估计精度较高的优点。本文建立性质不同的各类收入与各类支出的对应关系模型,试图从居民收入结构与支出行为的动态变化来探索中国农村居民收入结构对其消费行为的影响,认清农村居民的消费规律及其成因,进而从增收渠道复杂、支出去向多样的角度为农村消费政策的调整提供合理的支持。二、面板回归模型估计的组合根据《中国统计年鉴》的统计分类办法,中国农村居民的收入来源有四种,分别是劳动者报酬(Wage)、家庭经营收入(Oper)、转移性收入(Transf)、财产性收入(Asset)。若要研究农村居民收入结构对其消费支出(Exp)的影响,可建立如下的面板回归模型:(1)式中,i=1,2,……,N;t=1,2,……T,;ui是面板回归的个体效应;υit是面板回归的随机效应或异质成份。在固定效应假设中,ui是常数;而在随机效应假设中,ui服从正态分布N(0,σu2)。对(1)式的估计方法有多种,例如组内估计(或固定效应估计)、组间估计、随机效应估计、最大似然估计(MLE)和可行的广义最小二乘估计(FGLS)等。其中,组内估计忽略了样本随截面变动的信息;组间估计忽略了样本随时间变动的信息;而随机效应估计能同时处理样本随截面变动和随时间变动的所有信息,它是组内估计和组间估计的加权平均。随机效应估计能否获得无偏、一致的参数估计,必须满足两个前提条件:一是面板回归的个体成份存在随机效应,这可用BreuschandPagan的拉格朗日乘子检验来验证;二是面板回归的个体成份对回归自变量的条件期望为零,即要检验Xit=(Wageit,Operit,Transfit,Assetit)与ui的协方差是否为零,这可由Hausman模型设定检验来完成。这里,Xit表示解释变量的行向量。当面板回归的个体成份存在随机效应,且Cov(Xit,ui)=0时,较之组间估计和组内估计,随机效应估计与FGLS估计能获得更有效的参数估计;当T→∞,N→∞时,FGLS估计收敛于组内估计;当T固定,N→∞时,MLE估计是无偏、一致的;当N固定,T→∞时,MLE估计渐进收敛于组内估计。当面板回归的个体成份存在随机效应,但Cov(Xit,ui)≠0时,在有限样本的条件下,FGLS估计是有偏的。可能的解决办法有两种:一是使用工具变量面板回归法,但在面板回归条件下,找到较多合适的工具变量难度较大;二是选择组内估计方法,它仍能保证获得无偏、一致的参数估计。故本文对面板回归的处理原则是:当拉格朗日乘子检验表明模型存在随机效应,且模型设定检验接受Cov(Xit,ui)=0的原假设时,优先使用FGLS估计;当模型设定检验拒绝接受Cov(Xit,ui)=0的原假设或Hausman检验统计量无法收敛时(即Hausman模型设定检验失效时),则采用固定效应估计。三、示范分析(一)农村居民家庭的收入构成笔者整理了《中国统计年鉴》(1998~2008年,历年)(1)中“各地区农村居民家庭按来源分的人均纯收入”、“各地区农村居民家庭平均每人生活消费支出”1997~2007年的相关数据,横截面为31个省、自治区、直辖市。因西藏的个别数据不完整,为获得较为完整的平齐数据(balanceddata),实证分析时将西藏从样本中剔除了。根据《中国统计年鉴》统计分类标准,中国农村居民家庭的收入来源有四种,分别是劳动者报酬、家庭经营收入、转移性收入、财产性收入。工资性收入是指农村住户成员受雇于单位或个人,靠出卖劳动而获得的收入。家庭经营收入是指农村住户以家庭为生产经营单位进行生产筹划和管理而获得的收入。财产性收入是指拥有金融资产或有形非生产性资产的农村住户向其他机构单位提供资金或将有形非生产性资产供其支配,作为回报而从中获得的收入。转移性收入是指农村住户和住户成员无需付出任何对应物而获得的货物、服务、资金或资产所有权等收入。表1给出了农村居民各项收入的描述性统计。农村居民家庭的生活消费支出有八种,分别是食品、衣着、居住、家庭设备及服务、医疗保健、交通和通讯、文教娱乐用品及服务和其他商品及服务。在进行计量处理时,对农村居民家庭的各种收入项目、支出项目分别除以相应年份的农村居民消费价格指数,以获得相对可比的统计数据。表2给出了农村居民各项支出的描述性统计,从中可以发现:(1)食品支出仍是农村居民最主要的消费支出项目,其人均支出额占人均实际消费支出的44.63%,但食品支出在人均消费支出中的比重已由1997年的53.98%下降到2007年的42.06%,10年间下降了11.92个百分点。在农村居民的各类支出结构中,10年间所占比重下降的还有文教娱乐用品及服务支出、衣着支出、家庭设备及服务支出,它们分别下降了1.82个、0.86个、0.91个百分点(2),但居住支出、医疗保健支出、交通和通讯支出所占比重却分别提高了2.03个、3.15个、6.88个百分点。食品、衣着等低层次需求降低,而医疗保健、交通和通讯等高层次需求逐渐上升,可见,农村居民生活总体上得到了一定程度的改善。(2)各项消费支出的组内标准差均远大于组间标准差,即时间序列之间的消费支出差异要远大于横截面之间的消费支出差异,也就是说,单个省份不同年份之间的消费支出差异远大于同一年份不同省份之间的消费支出差异,表明农村居民消费在区域间的不平衡状况有所改观,且消费增长迅速。(二)家庭经营收入和工资性收入是农村居民预防性储蓄的主要来源BreuschandPagan拉格朗日乘子检验表明模型存在随机效应,但Hausman模型设定检验拒绝接受原假设,表明FGLS估计不能保证获得一致、更有效的参数估计,故表3给出了收入结构对农村居民人均消费支出影响的固定效应估计结果。从中可以发现:(1)农村居民的各种收入来源的边际消费支出倾向具有如下的递减关系:转移性收入>财产性收入>家庭经营收入>工资性收入。其中,家庭基本收入来源(工资性收入与家庭经营收入)的边际消费倾向较低。(2)非基本收入来源(转移性收入与财产性收入)对农村居民家庭的消费支出具有“乘数”效应,其中,转移性收入对消费的拉动效应最明显。(3)基本收入来源对农村居民家庭的消费支出不具有“乘数”效应,其中,工资性收入对消费的拉动效应最低。家庭经营收入和工资性收入具有持久性收入的特征,根据弗里德曼的持久性收入假说,持久性收入与持久性支出具有较为稳定的关系。农村居民兼具消费者和经营者双重身份,经营性支出是最为重要和稳定的支出,而且从农户支出顺序上看,虽然农户经营性支出最终要从其总收入中作为生产成本扣除,但是,在一个生产经营周期完成之前,农户需要“垫付”经营性支出,特别是在缺乏外部融资机会的条件下,农户只得先动用其纯收入以满足其生产经营需求,从而对其生活消费产生暂时性的“挤出”效应。如果再考虑到扩大再生产的情形,这种效应就会更大。比如,2005~2007年,农村居民人均经营性支出分别为1189.70元、1242.31元和1432.69元(1),需要以持久性收入来保证。由于对未来收支不确定性的担忧,农村居民具有较高的预防性储蓄倾向。易行健、王俊海、易君健(2008)基于中国农村居民1992~2006年分省面板数据的研究表明,中国农村居民存在很强的预防性储蓄动机。汪浩瀚、唐绍祥(2010)发现,中国农村居民具有强烈的预防性储蓄动机,而且在1990~2007年之间呈现上升趋势。统计资料表明,农村居民的平均消费倾向从1978年的0.87下降到了2007年的0.78,而平均储蓄倾向却在不断上升,农村居民储蓄存款的增幅远高于同期经济增长速度和居民收入增长速度。另外,笔者通过对吉林省农户的深度访谈得知,经营性支出是农户最为优先保证的支出,然后是为了医疗和教育而进行的预防性储蓄支出,生活消费居于二者之后。而家庭经营收入和工资性收入是农村居民收入中最为重要和最为稳定的两项收入,以2006年和2007年为例,两项收入占农村居民总收入的比例分别为65.87%、27.36%和65.22%、27.56%(1)。所以,这两项收入具有持久性收入的特点,是经营性支出和预防性储蓄的主要来源。换言之,家庭经营收入和工资性收入首先要满足经营性支出和预防性储蓄的需要,从而降低了二者对生活消费的拉动效应。同时,心理学中的“心理账户”(mentalaccount)理论认为,人们会根据财富来源的不同将收入与支出划分成不同性质的、收入与支出相互对应的多个心理分账户,每个分账户有单独的预算和支配规则,金钱并不能容易地从一个账户转移到另一个账户(Thaler,1985)。因此,不同来源的收入具有不同的消费结构和资金支配方向(李爱梅等,2007)。通常,人们会把辛苦挣来的钱存起来不舍得花,而如果钱是一笔“意外之财”,则可能很快就花掉。转移性收入和财产性收入具有暂时性收入的特征,在农村居民的收入构成中只占较小的比例,这部分收入一般不会纳入农村居民的消费计划中,因此在支出的时候相对随意,从而对生活消费的拉动效应较为明显。表3还给出了模型的MLE估计和随机效应估计,结论也是相似的。(三)农村居民家庭的收入,在基本收入表4是使用与前面相同的建模过程所得出的农村居民收入结构对人均消费支出结构影响的估计结果。从中可以发现如下规律:(1)对于农村居民家庭的食品支出,转移性收入的影响最大,而财产性收入的影响为负,但并不显著。(2)对于农村居民家庭的居住支出,非基本收入来源的影响较大,而基本收入来源的影响相对较小。(3)对于农村居民家庭的医疗保健、文教娱乐等较高层次的消费支出,非基本收入来源的拉动作用明显,而基本收入来源的影响较小。(4)对于农村居民家庭的衣着支出,基本收入来源的影响甚微,而非基本收入来源的影响较大。显然,并于农村居民收入结构对其消费支出结构影响的分析也表明,基本收入来源对农村居民各类消费支出的影响相对较小,而非基本收入来源对其各类消费支出有更大的影响,这与根据表3中的结果所得出的结论是相似的。四、结论和政策的解释(一)不同区域消费增长迅速在消费结构方面,农村居民的食品、居住支出仍然居于前两位,但医疗保健、交通和通讯等高层次的需求逐渐上升,表明农村居民的消费结构正处于升级变动之中,但尚未发生根本性的改变,农村居民的消费结构依然处于较低水平。同一年份不同省份之间农村居民的消费支出差异远远小于同一省份不同年份之间的消费支出差异,说明农村居民消费增长迅速,且不同区域之间的消费不平衡状况有所改观。在农村居民收入结构对消费支出的影响方面,家庭非基本收入来源(转移性收入与财产性收入)对人均消费支出具有较高的边际贡献且具有“乘数”效应,而家庭基本收入来源(家庭经营收入与工资性收入)对人均消费支出具有较低的边际贡献且不具有“乘数”效应