中國(guó)農(nóng)戶預(yù)防性儲(chǔ)蓄的長(zhǎng)期收入分析

中國(guó)農(nóng)戶預(yù)防性儲(chǔ)蓄的長(zhǎng)期收入分析

一、問(wèn)題的提出和模型構(gòu)建對(duì)于預(yù)防性消費(fèi)，第一個(gè)分析的是le爵（1968）。預(yù)防性消費(fèi)被定義為由未來(lái)收入的不確定性引起的額外儲(chǔ)蓄。如果未來(lái)收入的不確定性加大,預(yù)防性儲(chǔ)蓄占全部?jī)?chǔ)蓄的比重就會(huì)提高,從而導(dǎo)致儲(chǔ)蓄率上升,消費(fèi)率下降。有研究表明,即使是社會(huì)保障程度很高的發(fā)達(dá)國(guó)家,預(yù)防性儲(chǔ)蓄也是不容忽視的。例如,Skinner(1988)在效用函數(shù)為常相對(duì)風(fēng)險(xiǎn)厭惡的假設(shè)下發(fā)現(xiàn),美國(guó)居民預(yù)防性儲(chǔ)蓄占總儲(chǔ)蓄的比重高達(dá)56%;他在隨后(1990)的研究中還認(rèn)為,20世紀(jì)50年代和70年代美國(guó)居民的高儲(chǔ)蓄率主要是由預(yù)防性儲(chǔ)蓄行為引起的。近年來(lái),中國(guó)居民的高儲(chǔ)蓄現(xiàn)象已經(jīng)引起經(jīng)濟(jì)學(xué)界高度重視,國(guó)內(nèi)一些學(xué)者開(kāi)始嘗試用預(yù)防性儲(chǔ)蓄理論分析消費(fèi)需求不足的原因。許多學(xué)者認(rèn)為,隨著市場(chǎng)化改革的深入,中國(guó)居民的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)增強(qiáng)是導(dǎo)致消費(fèi)需求不足的最重要原因之一。但是,這些研究似乎都沒(méi)有對(duì)“預(yù)防性儲(chǔ)蓄”這一概念進(jìn)行認(rèn)真推敲,并且絕大多數(shù)人的觀點(diǎn)都是通過(guò)定性分析得出的,為數(shù)不多的定量分析也偏重于對(duì)城鎮(zhèn)居民預(yù)防性儲(chǔ)蓄行為的研究。目前,中國(guó)鄉(xiāng)村人口占總?cè)丝诘谋戎丶s為60%,因此,消費(fèi)總需求不足自然與農(nóng)戶消費(fèi)低迷有關(guān)。為了對(duì)中國(guó)農(nóng)民家庭消費(fèi)支出和收入的關(guān)系有一個(gè)直觀的認(rèn)識(shí),筆者依據(jù)1978～2002年農(nóng)村住戶收支調(diào)查數(shù)據(jù),在同一坐標(biāo)系內(nèi)繪制了農(nóng)民家庭收入和消費(fèi)支出變化的動(dòng)態(tài)曲線圖。圖1上面的一條曲線是農(nóng)村居民家庭每年人均純收入曲線,而下面的一條曲線是農(nóng)村居民家庭每年人均生活消費(fèi)支出曲線。由圖1可以看出,從1978年到1996年,無(wú)論每年人均純收入增長(zhǎng)得快,還是增長(zhǎng)得慢,每年的人均生活消費(fèi)支出都基本保持著與人均純收入同步增長(zhǎng),但是,從1997年開(kāi)始,兩條曲線之間的差距陡然增大。這種現(xiàn)象表明,1997年以來(lái),中國(guó)農(nóng)村居民家庭的消費(fèi)行為模式與以前相比發(fā)生了明顯變化,農(nóng)民家庭在收入增加以后,似乎不太愿意提高當(dāng)期的生活消費(fèi)水平,而是更加愿意增加儲(chǔ)蓄。1997年后,中國(guó)農(nóng)戶的儲(chǔ)蓄率驟然提升是否意味著農(nóng)戶的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)顯著增強(qiáng)了?是哪些因素強(qiáng)化了農(nóng)戶的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)?本文將首先根據(jù)中國(guó)的實(shí)際重新定義預(yù)防性儲(chǔ)蓄的概念,然后利用1985～2002年1的農(nóng)村住戶調(diào)查數(shù)據(jù)和現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)計(jì)量方法就這些問(wèn)題進(jìn)行實(shí)證研究。本項(xiàng)研究的特點(diǎn)主要體現(xiàn)在兩個(gè)方面:①模型構(gòu)建。本文將首先在自適應(yīng)預(yù)期和持久收入假說(shuō)的框架下估計(jì)長(zhǎng)期消費(fèi)函數(shù),并以此驗(yàn)證1997年后農(nóng)戶的預(yù)防性儲(chǔ)蓄是否顯著增加,然后利用長(zhǎng)期消費(fèi)函數(shù)的均衡誤差和預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)的替代變量建立短期動(dòng)態(tài)消費(fèi)函數(shù),對(duì)近年來(lái)農(nóng)戶儲(chǔ)蓄率上升的原因做出具體解釋。②預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)的測(cè)度方法。本文沒(méi)有采用國(guó)際上慣用的衡量不確定性的指標(biāo)或方法,例如失業(yè)率、收入的方差等,而是在中國(guó)現(xiàn)有統(tǒng)計(jì)指標(biāo)中選擇了兩組物價(jià)指數(shù)作為預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)的替代變量。二、建模想法(一)中國(guó)預(yù)防性儲(chǔ)蓄的概念筆者認(rèn)為,將西方預(yù)防性儲(chǔ)蓄理論應(yīng)用于中國(guó)至少應(yīng)注意兩個(gè)問(wèn)題:一是預(yù)防性儲(chǔ)蓄的概念問(wèn)題。預(yù)防性儲(chǔ)蓄理論認(rèn)為,預(yù)防性儲(chǔ)蓄是由不確定性引起的。盡管近年來(lái)該理論已經(jīng)把不確定因素?cái)U(kuò)展到不僅包括收入的不確定性,還包括生命長(zhǎng)度及醫(yī)療支出的不確定性,但歸根結(jié)底,還是把不確定性看作產(chǎn)生預(yù)防性儲(chǔ)蓄的惟一原因。然而,把1997年以來(lái)中國(guó)農(nóng)戶儲(chǔ)蓄率的驟然提高完全歸咎于消費(fèi)或收入的不確定性似乎過(guò)于牽強(qiáng)。事實(shí)上,在中國(guó),“潛在的流動(dòng)性約束”也是導(dǎo)致居民儲(chǔ)蓄高速增長(zhǎng)的重要因素。這是因?yàn)?一方面,受社會(huì)福利保障水平、消費(fèi)信貸市場(chǎng)發(fā)育程度以及傳統(tǒng)觀念影響,中國(guó)居民(特別是農(nóng)村居民)仍習(xí)慣于自我保障;另一方面,居民家庭除日常性消費(fèi)支出外,還要面臨一次性或階段性集中開(kāi)支,例如子女上學(xué)、生病住院、建房等,對(duì)多數(shù)家庭而言,這些費(fèi)用可能相當(dāng)于其幾年甚至十幾年的收入。如果沒(méi)有足夠的積蓄,屆時(shí)就會(huì)面臨支付困難,這就是潛在的流動(dòng)性約束。中國(guó)居民歷來(lái)有著瞻前顧后、未雨綢繆的傳統(tǒng),為了預(yù)防將來(lái)可能出現(xiàn)的流動(dòng)性約束,居民家庭必然會(huì)在支出高峰到來(lái)之前盡力增加儲(chǔ)蓄。如果未來(lái)收入和消費(fèi)支出具有不確定性,消費(fèi)者就必須積累更多的財(cái)富,但即使未來(lái)收入和消費(fèi)支出是完全確定的,預(yù)防性儲(chǔ)蓄也會(huì)隨著預(yù)期開(kāi)支的增加而上升。因此,從中國(guó)的實(shí)際出發(fā),應(yīng)把預(yù)防性儲(chǔ)蓄的概念定義為由潛在的流動(dòng)性約束和不確定因素引起的儲(chǔ)蓄。本文以下的分析就是圍繞這一寬口徑的預(yù)防性儲(chǔ)蓄的概念展開(kāi)的。二是理論框架問(wèn)題。大多數(shù)西方學(xué)者應(yīng)用的預(yù)防性儲(chǔ)蓄模型都屬于對(duì)理性預(yù)期生命周期假說(shuō)(RELCH)的拓展,簡(jiǎn)單地說(shuō),就是在理性消費(fèi)者和效用最大化的假定下,引入不確定性。但是,這些理論或模型不應(yīng)該直接用來(lái)解釋中國(guó)農(nóng)戶的消費(fèi)行為。這是因?yàn)?中國(guó)正處在經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型期,宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境和微觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境都處于不斷變化之中,而且農(nóng)民從事的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)經(jīng)常面臨較大的自然風(fēng)險(xiǎn)和市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn),農(nóng)民外出打工的收入也具有很大的不確定性,加上農(nóng)村個(gè)人消費(fèi)信貸市場(chǎng)尚未啟動(dòng),消費(fèi)者很難對(duì)其一生的收入做出可靠預(yù)期并進(jìn)行最優(yōu)分配。另一方面,由于不享受社會(huì)保障,農(nóng)戶在安排消費(fèi)計(jì)劃時(shí)必須考慮今后若干年的收入和重大開(kāi)支,其消費(fèi)的增減也不可能像絕對(duì)收入假說(shuō)(AIH)所描述的那樣完全取決于同期收入的變化。與理性預(yù)期生命周期假說(shuō)及絕對(duì)收入假說(shuō)相比較,戴維森(Davidson)等人于1978年提出的誤差修正機(jī)制(ErrorCorrectionMechanism,簡(jiǎn)稱為ECM)似乎更接近中國(guó)的實(shí)際。ECM最顯著的特點(diǎn)是區(qū)分了收入與消費(fèi)之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系和短期動(dòng)態(tài)調(diào)整過(guò)程。它首先假定消費(fèi)C與收入Y之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系,即C=KY,消費(fèi)者將依據(jù)前期消費(fèi)與收入的關(guān)系對(duì)均衡比例K的偏離程度不斷調(diào)整消費(fèi)。因此,ECM描述的是消費(fèi)者利用控制變量C逼近或維持均衡比例K的過(guò)程。ECM與RELCH的主要不同之處是:①前者不考慮收入的變化是否具有持久性,所關(guān)注的是以往對(duì)均衡比例的偏離程度,因此,ECM把消費(fèi)者視為“回顧”(backwards-looking)式的。②RELCH的建模理論相對(duì)完善,它明確指出了與消費(fèi)有關(guān)的主要解釋變量。而ECM對(duì)解釋變量的選擇沒(méi)有嚴(yán)格限制或具體要求。在符合長(zhǎng)期均衡理論的前提下,ECM更注重提高模型的模擬能力和預(yù)測(cè)精度。由此看來(lái),ECM模型更具備靈活性,可以視具體情況加入新的解釋變量。③ECM承認(rèn),消費(fèi)與收入的比例經(jīng)常會(huì)偏離均衡狀態(tài)。這種偏離是由于信息不完全以及人們對(duì)新環(huán)境有一個(gè)適應(yīng)過(guò)程造成的。而RELCH則假定消費(fèi)者可以獲取完全信息,并且能夠根據(jù)新的信息及時(shí)改變消費(fèi)計(jì)劃,從而把實(shí)際值對(duì)最佳值的偏離看作白噪聲。正因?yàn)槿绱?近年來(lái),ECM被越來(lái)越多地應(yīng)用于研究發(fā)展中國(guó)家或經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型國(guó)家的經(jīng)濟(jì)問(wèn)題。此外,隨著協(xié)整理論的問(wèn)世和發(fā)展,對(duì)變量之間長(zhǎng)期均衡關(guān)系的估計(jì)及檢驗(yàn)問(wèn)題也已得到解決。因此,從計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法的角度看,ECM也更具有嚴(yán)密性和可靠性。(二)模型建設(shè)1.持久收入模型長(zhǎng)期均衡關(guān)系的存在是ECM成立的前提條件,因此,必須首先估計(jì)長(zhǎng)期消費(fèi)函數(shù)。從中國(guó)農(nóng)村的實(shí)際出發(fā),本文以弗里得曼(Friedman)的持久收入假說(shuō)為理論模型建立了一個(gè)長(zhǎng)期消費(fèi)函數(shù)。假定持久消費(fèi)Cpt與持久收入Ypt的長(zhǎng)期關(guān)系為:Cpt=kYpt(1)(1)式中,k是持久消費(fèi)與持久收入的比例;t表示時(shí)間。按照持久收入假說(shuō),總消費(fèi)Ct是持久消費(fèi)與一時(shí)消費(fèi)ut之和,即Ct=Cpt+ut。于是,模型(1)可表示為:Ct=kYpt+ut(2)一時(shí)消費(fèi)被定義為暫時(shí)的、帶有偶然性質(zhì)的消費(fèi),因此,ut實(shí)際上就是模型(2)中的隨機(jī)誤差項(xiàng),這里假定它服從均值為零、方差是常數(shù)的正態(tài)分布。持久收入是一種預(yù)期收入,無(wú)法取得其觀測(cè)值。本文假設(shè)農(nóng)戶對(duì)持久收入的預(yù)期是由下面的方式?jīng)Q定的:Ypt=(1-λ)Yt+λYpt-1(3)0<λ<1即本期持久收入的預(yù)期是同期實(shí)際收入Yt和前一期持久收入的預(yù)期的加權(quán)平均數(shù)。λ是預(yù)期系數(shù)。這一假設(shè)被稱為自適應(yīng)預(yù)期(AdaptiveExpectation)模型。(3)式還可以進(jìn)一步寫成:Ypt=(1-λ)(Yt+λYt-1+λ2Yt-2+…)(4)也即農(nóng)戶持久收入預(yù)期的形成實(shí)際上取決于其當(dāng)前和過(guò)去的實(shí)際收入水平。對(duì)(2)式滯后一期并乘以λ,有:λCt-1=λkYpt-1+λut-1(5)再由(2)式減去(5)式,并將(3)式代入,整理后即可得到隱含持久收入的自回歸模型:Ct=λCt-1+k(1-λ)Yt+υt(6)(6)式中,υt=ut-λut-1。容易證明,k是長(zhǎng)期邊際消費(fèi)傾向,k(1-λ)為短期邊際消費(fèi)傾向。2.預(yù)防性儲(chǔ)存動(dòng)機(jī)的替代變量—短期動(dòng)態(tài)消費(fèi)函數(shù)。如果Ct與Ypt之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系,則可建立以下ECM模型:ΔCt=α1ΔYt+α2?υt-1+α3zt+εt(7)(7)式中,Δ表示一階差分;α1表示收入變化對(duì)消費(fèi)變化的短期影響;α3反映預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)對(duì)消費(fèi)的影響;zt是預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)的替代變量(proxyvariable);υ^是方程(6)中誤差項(xiàng)υ^的估計(jì)。ΔYt起“派生控制機(jī)制”作用,其含義是:當(dāng)收入改變時(shí),對(duì)消費(fèi)必須做出調(diào)整,否則,消費(fèi)與收入的關(guān)系就會(huì)偏離均衡狀態(tài)。α2為調(diào)整系數(shù),顯然,它的值是始終小于零的。如果前一期消費(fèi)低于長(zhǎng)期均衡水平,即υ^t-1<0,本期消費(fèi)就會(huì)相應(yīng)增加,以便調(diào)高消費(fèi)與收入的比例;反之,就會(huì)減少消費(fèi)。因此,υ^t-1又被稱為“比例控制機(jī)制”,它保證消費(fèi)與收入的比例逐步接近或維持長(zhǎng)期均衡關(guān)系。不難發(fā)現(xiàn),α2的絕對(duì)值越大,對(duì)應(yīng)的ΔCt也越大。這就是說(shuō),消費(fèi)短期波動(dòng)的幅度與調(diào)整系數(shù)有關(guān)。三、農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)價(jià)格分析預(yù)防性儲(chǔ)蓄理論的研究重點(diǎn)集中在兩個(gè)方面:預(yù)防性儲(chǔ)蓄是否重要和對(duì)預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)的測(cè)度。對(duì)前者的回答是否正確在很大程度上取決于后者的選擇,也即影響預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)的主要因素有哪些,用什么變量作為預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)的替代變量。國(guó)外學(xué)者通常用來(lái)測(cè)度預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)的變量或方法主要有:①失業(yè)率。失業(yè)率上升不僅會(huì)使失業(yè)者的收入減少,還會(huì)加大未失業(yè)人員的危機(jī)感,故失業(yè)率越高,消費(fèi)者的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)就越強(qiáng)。②收入變化的方差。收入波動(dòng)的幅度越大,未來(lái)收入就越不穩(wěn)定,所以,收入變動(dòng)量的方差常常被用作預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)的替代變量。也有人用職業(yè)作為預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)的替代變量,即一個(gè)人所從事職業(yè)的收入越不穩(wěn)定,其預(yù)防性儲(chǔ)蓄的比例就越高。③通過(guò)專項(xiàng)問(wèn)卷調(diào)查取得消費(fèi)者對(duì)收入不確定性的主觀判斷及相關(guān)數(shù)據(jù)。國(guó)外的經(jīng)驗(yàn)固然值得借鑒,但不能完全照搬。這是因?yàn)?①以上測(cè)度預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)的變量或方法較多地考慮了收入的不確定性,而在中國(guó),受到制度變遷的影響,未來(lái)消費(fèi)支出的不確定性也是產(chǎn)生預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)的一個(gè)極其重要的原因。②迄今為止,中國(guó)只統(tǒng)計(jì)城鎮(zhèn)失業(yè)率。③中國(guó)只有零散的、局部的消費(fèi)者預(yù)期問(wèn)卷調(diào)查資料。④從總量上看,1997年以來(lái),中國(guó)農(nóng)戶收入的波動(dòng)幅度并未明顯加大,收入變化的方差因而不能充分體現(xiàn)農(nóng)戶收入的不確定性。⑤本文所指的預(yù)防性儲(chǔ)蓄還包含由潛在的流動(dòng)性約束引起的儲(chǔ)蓄,而國(guó)外學(xué)者提出的方法僅局限于對(duì)不確定性的測(cè)度。有鑒于此,本文從中國(guó)的實(shí)際出發(fā),從現(xiàn)有統(tǒng)計(jì)資料中選擇了兩個(gè)測(cè)度預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)的指標(biāo),這兩個(gè)變量兼顧了收入不確定性、消費(fèi)不確定性以及潛在的流動(dòng)性約束等多方面的因素。它們分別是:1.農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價(jià)格總指數(shù)。這一指數(shù)在2000年前被稱為農(nóng)副產(chǎn)品收購(gòu)價(jià)格指數(shù),其變化趨勢(shì)與農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)價(jià)格基本一致。從表1得知,除2001年外,1997年后農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價(jià)格連年下降。盡管同期農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價(jià)格和農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格也在下降,但其下降速度遠(yuǎn)遠(yuǎn)趕不上農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價(jià)格的下降速度。雖然近年來(lái)農(nóng)民純收入中工資性收入的比例有所提高,但截止到2002年,農(nóng)民家庭經(jīng)營(yíng)純收入占全部純收入的比重仍高達(dá)60%。因此,農(nóng)副產(chǎn)品價(jià)格的持續(xù)下跌必然會(huì)影響農(nóng)民增收。事實(shí)上,1985年以來(lái),從1997年到2002年的6年是中國(guó)農(nóng)民收入增長(zhǎng)最慢的時(shí)期,這一期間農(nóng)民家庭人均純收入的年均增長(zhǎng)率僅為4.3%。按理說(shuō),收入的增長(zhǎng)速度減慢了,消費(fèi)的增長(zhǎng)速度應(yīng)該按相同的比例改變。但實(shí)際情況是,農(nóng)副產(chǎn)品價(jià)格的持續(xù)下跌不僅減少了農(nóng)民收入,而且還削弱了農(nóng)民預(yù)防潛在的流動(dòng)性約束的能力,加劇了農(nóng)民收入的不穩(wěn)定性,農(nóng)民在消費(fèi)時(shí)不得不更加謹(jǐn)慎,從而導(dǎo)致消費(fèi)增長(zhǎng)速度以更大的幅度降低。由此看來(lái),1997年以來(lái)中國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)率的降低與農(nóng)副產(chǎn)品價(jià)格下滑導(dǎo)致的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)增強(qiáng)有密切的關(guān)系。2.農(nóng)村居民服務(wù)項(xiàng)目?jī)r(jià)格指數(shù)與農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)之差。統(tǒng)計(jì)資料顯示,近年來(lái),中國(guó)居民消費(fèi)價(jià)格持續(xù)走低,但包含學(xué)雜費(fèi)、保育費(fèi)和醫(yī)療保健服務(wù)費(fèi)在內(nèi)的服務(wù)項(xiàng)目的價(jià)格卻一直在逆勢(shì)上漲。進(jìn)一步考察可以發(fā)現(xiàn),1989年之前,居民服務(wù)項(xiàng)目?jī)r(jià)格指數(shù)與居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的變化幅度大致相同,1990年后前者開(kāi)始大于后者,從1997年開(kāi)始,這種差距又有明顯擴(kuò)大。把這種現(xiàn)象與圖1相聯(lián)系可以發(fā)現(xiàn):當(dāng)服務(wù)項(xiàng)目?jī)r(jià)格的漲幅高于消費(fèi)價(jià)格總水平的上升幅度時(shí),農(nóng)戶消費(fèi)支出曲線與純收入曲線之間的差距就會(huì)增大,即1997年以來(lái)我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)率的持續(xù)、快速下降似乎與服務(wù)項(xiàng)目?jī)r(jià)格上漲過(guò)快有關(guān)。服務(wù)項(xiàng)目?jī)r(jià)格上漲主要是由醫(yī)療保健費(fèi)和學(xué)雜費(fèi)保育費(fèi)上漲拉動(dòng)的。從1990年到2002年,中國(guó)農(nóng)村的消費(fèi)價(jià)格上漲了92%,而醫(yī)療保健費(fèi)就上漲了3.9倍,學(xué)雜費(fèi)和保育費(fèi)則上漲了7.4倍!盡管在1996年之后,農(nóng)村商品零售價(jià)格2總水平持續(xù)下滑,但是,醫(yī)療保健費(fèi)和學(xué)雜費(fèi)保育費(fèi)等服務(wù)項(xiàng)目費(fèi)用仍然飛漲不止。和1996年相比,2002年消費(fèi)價(jià)格基本持平,但是,醫(yī)療保健費(fèi)卻又上漲了近一倍,學(xué)雜費(fèi)和保育費(fèi)則又上漲了一倍還多。服務(wù)項(xiàng)目?jī)r(jià)格上漲過(guò)快對(duì)消費(fèi)產(chǎn)生負(fù)效應(yīng)的根本原因是:居民在教育、醫(yī)療保健方面的支出不是普通意義上的消費(fèi),而是屬于生產(chǎn)性消費(fèi)3(productiveconsumption)。在經(jīng)濟(jì)學(xué)中,消費(fèi)是指利用商品或服務(wù)滿足當(dāng)前需要的行為。而居民把錢花在教育、醫(yī)療保健上,一方面是為了滿足眼前需要,另一方面則是為了提高人力資本的知識(shí)和技能存量以及保持身心健康,以便未來(lái)有能力獲得更多的收益。因此,國(guó)際上有人將教育、醫(yī)療保健支出稱為“生產(chǎn)性消費(fèi)”。由于生產(chǎn)性消費(fèi)有以下重要特點(diǎn),其價(jià)格上漲過(guò)快最終不僅不能拉動(dòng)消費(fèi)還會(huì)增加預(yù)防性儲(chǔ)蓄:①不存在跨時(shí)替代關(guān)系。對(duì)一般消費(fèi)品而言,目前消費(fèi)與未來(lái)消費(fèi)之間存在嚴(yán)格的替代關(guān)系:在一定的收入水平下,增加當(dāng)前消費(fèi)就必然會(huì)減少未來(lái)消費(fèi),反之亦然。而生產(chǎn)性消費(fèi)則不同:在教育、醫(yī)療保健方面投入越多,未來(lái)可能獲得的收益就越大,因而未來(lái)消費(fèi)水平不僅不會(huì)下降,還很有可能提高。因此,在正常情形下,增加生產(chǎn)性消費(fèi)只會(huì)增強(qiáng)消費(fèi)者信心,不會(huì)引起預(yù)防性儲(chǔ)蓄。但是,如果生產(chǎn)性消費(fèi)價(jià)格上漲太快,結(jié)果就會(huì)大不相同。這是因?yàn)?教育、醫(yī)療消費(fèi)與居民的長(zhǎng)遠(yuǎn)利益密切相關(guān),為了盡可能滿足生產(chǎn)性消費(fèi)的需要(包括未來(lái)需要),消費(fèi)者特別是低收入家庭往往會(huì)節(jié)衣縮食;當(dāng)教育、醫(yī)療保健費(fèi)用的漲幅明顯高于一般消費(fèi)品時(shí),這種現(xiàn)象就顯得尤為突出。事實(shí)也是如此:1997年以來(lái),中國(guó)農(nóng)民家庭在食品和衣著上的消費(fèi)支出一直徘徊不前,2002年的消費(fèi)水平甚至還不及1996年的水平。但即便這樣,仍有部分農(nóng)民看不起病,子女上不起學(xué)。生產(chǎn)性消費(fèi)減少了,農(nóng)戶的長(zhǎng)期收入預(yù)期就會(huì)下降,其消費(fèi)行為因而會(huì)更加謹(jǐn)慎。②具有較大的不確定性。農(nóng)戶家庭成員什么時(shí)候生病住院?子女能否考入理想中的學(xué)校?這些都是難以預(yù)料的。因此,教育和醫(yī)療保健支出具有較大的不確定性。而不確定性是產(chǎn)生預(yù)防性儲(chǔ)蓄的重要原因。特別是近年來(lái)農(nóng)村教育、醫(yī)療保健費(fèi)用年年看漲,明顯加大了未來(lái)消費(fèi)的風(fēng)險(xiǎn),農(nóng)戶的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)必然會(huì)隨之增強(qiáng)。③容易產(chǎn)生流動(dòng)性約束。居民的教育和醫(yī)療保健消費(fèi)除日常性開(kāi)支外,還伴有較大數(shù)額的一次性或階段性集中支出,例如升學(xué)、擇校、生病住院等。對(duì)大多數(shù)農(nóng)戶而言,如果平時(shí)沒(méi)有足夠的積累,后果顯然是嚴(yán)重的。為了避免潛在的流動(dòng)性約束轉(zhuǎn)化為現(xiàn)實(shí)的流動(dòng)性約束,農(nóng)戶的預(yù)防性儲(chǔ)蓄會(huì)隨生產(chǎn)性消費(fèi)價(jià)格的上漲而增加。因此,農(nóng)村居民服務(wù)項(xiàng)目?jī)r(jià)格指數(shù)與農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)之差是測(cè)度預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)的一個(gè)重要指標(biāo)。需要說(shuō)明的是,與農(nóng)村居民服務(wù)項(xiàng)目?jī)r(jià)格指數(shù)相比,農(nóng)村居民醫(yī)療保健費(fèi)價(jià)格指數(shù)和學(xué)雜費(fèi)保育費(fèi)價(jià)格指數(shù)顯然能夠更準(zhǔn)確地代表生產(chǎn)性消費(fèi)價(jià)格的變化。之所以未把它們用作解釋變量,是因?yàn)獒t(yī)療保健費(fèi)價(jià)格指數(shù)和學(xué)雜費(fèi)保育費(fèi)價(jià)格指數(shù)之間存在高度的共線性,且本文使用的時(shí)間序列數(shù)據(jù)長(zhǎng)度十分有限,不宜加入太多的解釋變量。四、綜合分析的結(jié)果(一)廣義矩估計(jì)法估計(jì)結(jié)果的討論考慮到中國(guó)農(nóng)戶的消費(fèi)行為在1997年前后兩個(gè)不同時(shí)段可能存在巨大差異,本文在模型(6)中引入了虛擬變量D,1985～1996年的D值為0,1997年后其數(shù)值為1:Ct=λCt-1+γDCt-1+k(1-λ)Yt+δDYt+υt(8)t=1985,1986,……,2002(8)式中,t代表年份,由于中國(guó)從1985年才開(kāi)始有農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)和農(nóng)村居民服務(wù)項(xiàng)目?jī)r(jià)格指數(shù)等統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù),故樣本區(qū)間為1985～2002年;C和Y分別為農(nóng)村居民人均實(shí)際生活消費(fèi)支出和農(nóng)村居民人均實(shí)際純收入(以1985年農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格為100,分別從人均生活消費(fèi)支出和人均純收入的時(shí)間序列中扣除了物價(jià)變動(dòng)因素)。需要指出的是,由于模型(8)中隨機(jī)解釋變量Ct-1與誤差項(xiàng)υt存在相關(guān)關(guān)系,故參數(shù)的最小二乘法(OLS)估計(jì)量是有偏、非一致的。解決這一問(wèn)題的辦法之一是采用廣義矩估計(jì)法(GMM)。如果選擇了適當(dāng)?shù)墓ぞ咦兞?即與隨機(jī)解釋變量高度相關(guān)但與誤差項(xiàng)不相關(guān)的變量),GMM可以使估計(jì)結(jié)果與理論模型的差距達(dá)到最小。經(jīng)反復(fù)比較,最終確定Yt-1為Ct-1的工具變量。由表2可知,OLS估計(jì)值與GMM估計(jì)值有一定差別。但是,兩種方法的估計(jì)結(jié)果都表明:1997年以來(lái),短期邊際消費(fèi)傾向k(1-λ)和長(zhǎng)期邊際消費(fèi)傾向k都顯著降低了。以GMM的估計(jì)結(jié)果為例:1985～1996年的k(1-λ)值是0.5362,1997年后該值則下降,下降到0.5362-0.0729=0.4633;k值在這兩個(gè)時(shí)段分別為0.87和0.7517。由于預(yù)期系數(shù)λ的值在樣本期內(nèi)沒(méi)有變化,即收入預(yù)期形成的方式?jīng)]有改變,短期邊際消費(fèi)傾向k(1-λ)下降顯然是長(zhǎng)期邊際消費(fèi)傾向k降低的結(jié)果。由方程(2)可知,k同時(shí)也是持久收入的邊際消費(fèi)傾向,故有:Ct=0.8700Ytp+u^tt=1985?1986??1996(9)Ct=0.7517Ytp+u^tt=1997?1998??2002(10)這一結(jié)果表明,1997年后,中國(guó)農(nóng)戶的長(zhǎng)期消費(fèi)行為發(fā)生了重要改變,農(nóng)戶增加的持久收入中有更大的比例變成了儲(chǔ)蓄。而且,儲(chǔ)蓄率的提高顯然與農(nóng)戶預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)增強(qiáng)密切相關(guān),這是因?yàn)?如果預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)沒(méi)有變化,則無(wú)論預(yù)期持久收入上升還是下降都不會(huì)改變消費(fèi)與收入的長(zhǎng)期比例關(guān)系。再將λ的值代入方程(3)可得:Ytp=0.6163Yt+0.3837Yt-1p(11)(11)式說(shuō)明,農(nóng)戶持久收入預(yù)期的形成更多地依賴于當(dāng)年實(shí)際收入而不是前期持久收入的預(yù)期,這在一定程度上反映了農(nóng)戶收入預(yù)期的不穩(wěn)定性。下面,本文將利用包含預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)的ECM模型描述農(nóng)戶消費(fèi)與收入的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系,并對(duì)農(nóng)戶長(zhǎng)期邊際消費(fèi)傾向顯著下降的原因做出具體解釋。(二)前期均衡誤差。2001年后農(nóng)戶預(yù)防性儲(chǔ)蓄按照協(xié)整理論,如果消費(fèi)與收入之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系,則均衡誤差將顯著影響二者的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系。這是因?yàn)?受各種隨機(jī)因素的影響,消費(fèi)與收入的關(guān)系經(jīng)常會(huì)偏離長(zhǎng)期均衡比例,消費(fèi)者必須根據(jù)對(duì)長(zhǎng)期均衡比例的偏離程度及方向(即均衡誤差的大小和正負(fù))不斷調(diào)整消費(fèi),才能夠使消費(fèi)與收入的關(guān)系逐步回復(fù)到均衡點(diǎn)。由此也可以認(rèn)為,如果均衡誤差對(duì)消費(fèi)與收入的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系影響不顯著,則二者不存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系(協(xié)整關(guān)系)。因此,以上長(zhǎng)期消費(fèi)函數(shù)的估計(jì)結(jié)果是否可靠,取決于下面的誤差修正模型是否成立。ΔLnCt=α1ΔLnYt+α2υ^t-1+α3fpt+α4spt+εt(12)(12)式中,fpt是農(nóng)村居民服務(wù)項(xiàng)目?jī)r(jià)格指數(shù)與農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)之差。spt為農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價(jià)格總指數(shù)?？紤]到消費(fèi)支出及純收入是絕對(duì)數(shù),而價(jià)格指數(shù)則是百分?jǐn)?shù),本文分別將農(nóng)村居民人均實(shí)際生活消費(fèi)支出Ct和人均實(shí)際純收入Yt取了自然對(duì)數(shù)。υ^t-1是前期均衡誤差的估計(jì)值。ECM模型要求所含變量均為平穩(wěn)時(shí)間序列,故本文首先用ADF方法對(duì)被解釋變量和所有解釋變量進(jìn)行了單位根檢驗(yàn)。由表3可知,在10%的顯著性水平下,方程(12)中所有解釋變量和被解釋變量都是平穩(wěn)時(shí)間序列,符合建模要求。用最小二乘法得到的估計(jì)結(jié)果如表4所示。表4中,參數(shù)估計(jì)值下面括號(hào)中的數(shù)字仍為t檢驗(yàn)值,***和**的含義也與表2相同。估計(jì)和檢驗(yàn)結(jié)果說(shuō)明:①派生控制機(jī)制和比例控制機(jī)制的作用是重要的。消費(fèi)增長(zhǎng)率對(duì)收入增長(zhǎng)率的短期彈性4為0.7266,表明無(wú)論收入的變化是持久性的還是暫時(shí)性的,只要收入增長(zhǎng)率上升,消費(fèi)增長(zhǎng)率就會(huì)隨之上升。而調(diào)整系數(shù)α2顯著地小于0,則表明農(nóng)戶的消費(fèi)與收入之間確實(shí)存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系,短期消費(fèi)表現(xiàn)為圍繞長(zhǎng)期均衡關(guān)系不斷進(jìn)行調(diào)整的動(dòng)態(tài)過(guò)程。②1997年后農(nóng)戶邊際消費(fèi)傾向和平均消費(fèi)傾向大幅降低與農(nóng)戶預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)增強(qiáng)有密切關(guān)系。估計(jì)結(jié)果顯示,fpt與ΔLnCt呈負(fù)相關(guān)關(guān)系,農(nóng)村居民服務(wù)項(xiàng)目?jī)r(jià)格指數(shù)高于農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)1個(gè)百分點(diǎn),消費(fèi)增長(zhǎng)率平均會(huì)降低0.25個(gè)百分點(diǎn);而spt與ΔLnCt則呈正相關(guān)關(guān)系,農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價(jià)格指數(shù)下降1個(gè)百分點(diǎn),消費(fèi)增長(zhǎng)率平均下降的