我國農(nóng)村居民消費習(xí)慣形成研究

陳興達

摘要：本文通過構(gòu)建動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，采用2005年至2012年地級市經(jīng)濟面板數(shù)據(jù)作為樣本數(shù)據(jù)，對于我國農(nóng)村居民的消費習(xí)慣形成進行了實證研究。實證結(jié)果表明，我國農(nóng)村居民的消費支出存在耐久效應(yīng)，并且對于當(dāng)期可支配收入存在“過度敏感”。與此同時，實際利率對農(nóng)村居民消費支出產(chǎn)生的總效應(yīng)為收入效應(yīng)，而非擠出效應(yīng)。為了消除耐久品消費對于研究的影響，進一步利用農(nóng)村居民的食品消費作為研究對象，研究其是否存在習(xí)慣形成效應(yīng)，實證結(jié)果不支持農(nóng)村居民食品消費存在習(xí)慣形成效應(yīng)，并且農(nóng)村居民食品消費同樣收到可支配收入影響以及實際利率的擠入效應(yīng)。關(guān)鍵詞：農(nóng)村居民消費 消費習(xí)慣形成 動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型 地級市面板數(shù)據(jù)

一、引言

消費、投資及出口被稱作拉動我國經(jīng)濟的“三駕馬車”。根據(jù)國家統(tǒng)計局最新公布的數(shù)據(jù)顯示，最終消費支出對GDP增長貢獻率為78.5%。從“十二五”規(guī)劃到“十三五”規(guī)劃，拉動內(nèi)需始終是我國保持經(jīng)濟增長的一個重要戰(zhàn)略。為了實現(xiàn)促進消費、保持經(jīng)濟增長的目標(biāo)，中國政府出臺了一系列刺激消費的政策，例如下調(diào)準(zhǔn)備金率，上調(diào)個稅起征點等。但是從數(shù)據(jù)上來看，我國居民的邊際消費傾向仍然不斷下降。對于這種居民消費意愿下降，儲蓄動機提高的現(xiàn)象，目前學(xué)術(shù)界主要從預(yù)防性儲蓄、流動性約束，文化傳統(tǒng)等角度進行解釋。近幾年國外學(xué)者在研究居民消費的過程中發(fā)現(xiàn)，“習(xí)慣形成”對于當(dāng)前消費同樣存在抑制作用。

Duesenberry（1949）提出私人部門的消費支出不僅僅受到當(dāng)前收入的影響，還受到過去消費的影響。消費往往是不可逆的，消費者更希望消費不斷提升而不是下降。“習(xí)慣形成”這個概念就是建立在這樣的想法的基礎(chǔ)上的。從習(xí)慣形成的觀點來看，消費者都是希望消費的效用能夠保持不斷提升，如果上一期的習(xí)慣存量，或者說消費水平過高，就會導(dǎo)致當(dāng)期的消費效用降低。所以一個理性的消費者，就會在當(dāng)期選擇降低一定的消費，來保證消費效用的不斷提升。

龍志和（2002）利用某城市的微觀面板數(shù)據(jù)對于我國城鎮(zhèn)居民的消費習(xí)慣形成進行實證研究，結(jié)果表明，城鎮(zhèn)居民的食品消費體現(xiàn)出習(xí)慣形成，并且消費習(xí)慣對食品消費的影響較大。艾春榮、汪偉（2005）對于我國城鄉(xiāng)居民的消費習(xí)慣形成以及消費對于收入的“過度敏感”進行了研究。研究結(jié)果表明，我國城鄉(xiāng)居民的總體消費均體現(xiàn)出“耐久性”而不是“習(xí)慣形成”。作者認(rèn)為這種現(xiàn)象主要由于隨著生活水平提高，食品等非耐用品占總消費的比重越來越低，價格較高的耐用品在總消費的比重上升。崔海燕、范紀(jì)珍（2011）利用省級面板數(shù)據(jù)對于我國農(nóng)村居民消費習(xí)慣形成進行研究，并且將習(xí)慣形成拆分成內(nèi)部和外部習(xí)慣形成，考察內(nèi)部和外部習(xí)慣形成對于我國農(nóng)村居民消費是否存在顯著影響。研究結(jié)果表明我國農(nóng)村居民消費受到內(nèi)部習(xí)慣形成的影響以及受到城鎮(zhèn)居民消費的示范效應(yīng)的影響。

二、理論模型

本文采用的理論模型是由Everaert和Pozzi（2014）提出的一個可供檢驗消費習(xí)慣形成是否存在的歐拉方程。相較于以往消費習(xí)慣形成研究中所采用的Dynan（2000）等人提出的理論模型，Everaert和Pozzi（2014）將潛在影響消費的因素都納入理論模型中，使得研究的范圍更加全面。

其中為人均可支配收入。當(dāng)時，代表消費存在習(xí)慣形成，也就是消費的效用受到習(xí)慣存量的影響;如果，代表消費存在耐久效應(yīng)。顯著不為0則代表消費受到當(dāng)前可支配收入的影響，也就是存在“短視消費”行為。，代表政府購買和私人消費的關(guān)系為互補，否則為相互替代。時，代表實際利率的體現(xiàn)出收入效應(yīng);如果，代表實際利率對于消費最終體現(xiàn)出擠出效應(yīng)。

三、數(shù)據(jù)選取及處理

本采用的數(shù)據(jù)來自《中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》2005至2012年的地級市面板數(shù)據(jù)。我國消費習(xí)慣形成的研究主要采用省際面板數(shù)據(jù)和微觀調(diào)查數(shù)據(jù)。在利用省際面板數(shù)據(jù)對于城鄉(xiāng)居民消費習(xí)慣形成的研究中，動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的估計方法通常為系統(tǒng)GMM法。但是系統(tǒng)GMM估計法得到的模型系數(shù)的偏差大小與數(shù)據(jù)中個體的數(shù)量成反比。省際面板數(shù)據(jù)由于個體數(shù)量較少，存在較大偏差的風(fēng)險就相對比較高。地級市面板數(shù)據(jù)能夠克服此不足。另一部分習(xí)慣形成的研究則采用微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，但是微觀調(diào)查數(shù)據(jù)相對較難獲得，并且數(shù)據(jù)的時間跨度不規(guī)律，導(dǎo)致消費者決策可能由于時間跨度的不平衡的原因無法真實體現(xiàn)。綜上因素，本文采用地級市面板數(shù)據(jù)作為研究數(shù)據(jù)。

在確定樣本數(shù)據(jù)選取地級市面板數(shù)據(jù)后，將數(shù)據(jù)進行篩選和處理：剔除掉公共財政預(yù)算支出、農(nóng)村居民人均可支配收入、農(nóng)村居民人均消費支出、農(nóng)村居民食品支出中任意值存在缺失值的地級市樣本，按照此原則篩選后剩余200個地級市個體。然后利用各個城市所在省份的農(nóng)村居民消費價格指數(shù)，以2005年為基期，將公共財政預(yù)算支出、農(nóng)村居民人均可支配收入、農(nóng)村居民人均消費支出，以及農(nóng)村居民食品支出進行平減，轉(zhuǎn)換為實際值。名義利率則選擇一年期定期存款利率，但是由于名義利率在一年之內(nèi)可能存在多次調(diào)整，于是將同一年內(nèi)實行的各個利率按照其實行的時間占一年時間的百分比進行加權(quán)平均得到2005年至2012年的名義利率。再通過農(nóng)村居民消費價格指數(shù)調(diào)整為實際利率。假設(shè)城鄉(xiāng)居民在財政支出上平等，農(nóng)村居民人均公共財政預(yù)算支出通過該地級市公共財政預(yù)算支出除以該地級市年終常住總?cè)丝跀?shù)。

四、實證結(jié)果

從表1中的實證結(jié)果可知，四種方法選用的工具變量都通過了Sargan檢驗和Hansen檢驗，代表不能拒絕工具變量不存在過度識別的原假設(shè)，與此同時AR（2）的P值超過0.100，不能拒絕不存在二階相關(guān)的原假設(shè)。因此模型估計的結(jié)果是可信的。采用四種有效的參數(shù)估計方法得到的結(jié)論基本相同，也就是農(nóng)村居民的總消費體現(xiàn)出耐久性而不是習(xí)慣形成效應(yīng)。人均可支配收入增長率的系數(shù)顯著，表明消費增長率受到人均可支配收入增長率的影響，與Hall（1978）提出的“理性持久收入假說”相矛盾，也就是消費者不僅僅根據(jù)持久收入進行消費決策。這種消費受到當(dāng)期可支配收入影響的現(xiàn)象也稱作消費對于可支配收入的“過度敏感”。產(chǎn)生這種現(xiàn)象的原因正如理論模型推導(dǎo)部分所提到的，也就是我國農(nóng)村居民并不能做到完全按照持久收入進行決策，存在一部分消費者為“短視”消費者，也就是根據(jù)當(dāng)前收入調(diào)整消費。人均政府公共財政支出的對數(shù)差分這一解釋變量的系數(shù)為不顯著的，也就是政府公共財政支出與農(nóng)村居民消費不存在替代關(guān)系也不存在互補互補關(guān)系。根據(jù)王金營等（2018）的研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)基本公共服務(wù)水平較低的情況下，消費受到政府財政支出影響較小。我國農(nóng)村地區(qū)的公共服務(wù)水平仍然屬于較低水平，本文中的實證結(jié)果也發(fā)現(xiàn)，財政支出對于農(nóng)村居民消費沒有顯著影響。實際利率的系數(shù)顯著并且為正值，表明實際利率對于我國農(nóng)村居民消費增長具有促進作用。

總消費呈現(xiàn)耐久效應(yīng)的主要原因是隨著生活水平的提高，耐久品消費占總消費的比例不斷提高，因此總消費呈現(xiàn)出耐久效應(yīng)。為了消除耐久品消費的影響，在習(xí)慣形成的研究中剔除消費中耐久品消費。在本文中選用農(nóng)村居民食品消費支出作為非耐久品消費做對數(shù)差分作為模型的被解釋變量，解釋變量不變，模型估計結(jié)果如下表：

對于農(nóng)村居民人均食品增長率作為被解釋變量，農(nóng)村居民人均食品增長率滯后一期、人均可支配收入增長率、人均政府公共財政支出增長率，以及實際利率作為解釋變量的動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型進行估計后發(fā)現(xiàn)，采用差分GMM無法找到合適的工具變量。系統(tǒng)GMM估計的結(jié)果能夠通過Sagan檢驗和Hansen檢驗，并且AR（2）的結(jié)果表明不能拒絕不存在二階相關(guān)的原假設(shè)。實證的結(jié)果并不支持我國農(nóng)村居民人均食品支出存在習(xí)慣形成效應(yīng)。農(nóng)村居民人均食品支出增長率受到消費增長率和實際利率的正影響。

五、結(jié)論與展望

本文利用我國農(nóng)村居民地級市面板數(shù)據(jù)對于我國農(nóng)村居民的消費支出和食品消費支出的習(xí)慣形成進行了研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)我國農(nóng)村居民的總消費支出體現(xiàn)出耐久效應(yīng)，而食品消費支出作為非耐久品消費并未體現(xiàn)習(xí)慣形成效應(yīng)。農(nóng)村居民消費支出和食品消費支出增長率都顯著收到可支配收入增長率的正向影響。政府公共財政支出對于農(nóng)村居民消費支出和食品消費支出都不存在顯著影響。實際利率對于農(nóng)村居民的消費支出和食品消費支出都體現(xiàn)出顯著的收入效應(yīng)。

2016年4月25日習(xí)近平的一次談話中就提到：“中國要強，農(nóng)業(yè)必須強;中國要美，農(nóng)村必須美;中國要富，農(nóng)民必須富?！毕M作為保證經(jīng)濟增長的重要動力是毋庸置疑的，而占我國人口比例較高的農(nóng)村人口的消費能力相對較低。從本文得到的結(jié)論可以知道，我國農(nóng)村居民的消費增長受到收入增長的影響十分顯著，并且農(nóng)村居民消費不存在習(xí)慣形成效應(yīng)，消費增長率提升更為顯著。所以政府應(yīng)當(dāng)繼續(xù)堅定推行提高農(nóng)村居民收入的政策，提高農(nóng)民收入水平。與此同時，在政策制定時，也要兼顧農(nóng)村和城市，通盤考慮。例如本文中就發(fā)現(xiàn)，實際利率的提升對于農(nóng)村居民的消費就有促進作用，而不是擠出效用。在制定相關(guān)的貨幣政策時，也要考慮到該政策對于農(nóng)村居民的影響。并且政府應(yīng)當(dāng)致力改善我國廣大農(nóng)村地區(qū)的公共服務(wù)水平，使得政府公共財政支出發(fā)揮促進農(nóng)村居民消費的作用。

本文在研究上還存在一些不足，希望在后續(xù)的研究中可以考察政府財政支出中的每個組成部分，例如教育支出、社會保障支出等對于農(nóng)村居民消費有何影響。

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（作者就讀于天津商業(yè)大學(xué)）