中國農(nóng)戶預(yù)防性儲蓄的長期收入分析

中國農(nóng)戶預(yù)防性儲蓄的長期收入分析

一、問題的提出和模型構(gòu)建對于預(yù)防性消費(fèi)，第一個(gè)分析的是le爵（1968）。預(yù)防性消費(fèi)被定義為由未來收入的不確定性引起的額外儲蓄。如果未來收入的不確定性加大,預(yù)防性儲蓄占全部儲蓄的比重就會提高,從而導(dǎo)致儲蓄率上升,消費(fèi)率下降。有研究表明,即使是社會保障程度很高的發(fā)達(dá)國家,預(yù)防性儲蓄也是不容忽視的。例如,Skinner(1988)在效用函數(shù)為常相對風(fēng)險(xiǎn)厭惡的假設(shè)下發(fā)現(xiàn),美國居民預(yù)防性儲蓄占總儲蓄的比重高達(dá)56%;他在隨后(1990)的研究中還認(rèn)為,20世紀(jì)50年代和70年代美國居民的高儲蓄率主要是由預(yù)防性儲蓄行為引起的。近年來,中國居民的高儲蓄現(xiàn)象已經(jīng)引起經(jīng)濟(jì)學(xué)界高度重視,國內(nèi)一些學(xué)者開始嘗試用預(yù)防性儲蓄理論分析消費(fèi)需求不足的原因。許多學(xué)者認(rèn)為,隨著市場化改革的深入,中國居民的預(yù)防性儲蓄動機(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,這些研究似乎都沒有對“預(yù)防性儲蓄”這一概念進(jìn)行認(rèn)真推敲,并且絕大多數(shù)人的觀點(diǎn)都是通過定性分析得出的,為數(shù)不多的定量分析也偏重于對城鎮(zhèn)居民預(yù)防性儲蓄行為的研究。目前,中國鄉(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)。為了對中國農(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,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,無論每年人均純收入增長得快,還是增長得慢,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,但是,從1997年開始,兩條曲線之間的差距陡然增大。這種現(xiàn)象表明,1997年以來,中國農(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蓄。1997年后,中國農(nóng)戶的儲蓄率驟然提升是否意味著農(nóng)戶的預(yù)防性儲蓄動機(jī)顯著增強(qiáng)了?是哪些因素強(qiáng)化了農(nóng)戶的預(yù)防性儲蓄動機(jī)?本文將首先根據(jù)中國的實(shí)際重新定義預(yù)防性儲蓄的概念,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)期和持久收入假說的框架下估計(jì)長期消費(fèi)函數(shù),并以此驗(yàn)證1997年后農(nóng)戶的預(yù)防性儲蓄是否顯著增加,然后利用長期消費(fèi)函數(shù)的均衡誤差和預(yù)防性儲蓄動機(jī)的替代變量建立短期動態(tài)消費(fèi)函數(shù),對近年來農(nóng)戶儲蓄率上升的原因做出具體解釋。②預(yù)防性儲蓄動機(jī)的測度方法。本文沒有采用國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)防性儲蓄動機(jī)的替代變量。二、建模想法(一)中國預(yù)防性儲蓄的概念筆者認(rèn)為,將西方預(yù)防性儲蓄理論應(yīng)用于中國至少應(yīng)注意兩個(gè)問題:一是預(yù)防性儲蓄的概念問題。預(yù)防性儲蓄理論認(rèn)為,預(yù)防性儲蓄是由不確定性引起的。盡管近年來該理論已經(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)防性儲蓄的惟一原因。然而,把1997年以來中國農(nóng)戶儲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于牽強(qiáng)。事實(shí)上,在中國,“潛在的流動性約束”也是導(dǎo)致居民儲蓄高速增長的重要因素。這是因?yàn)?一方面,受社會福利保障水平、消費(fèi)信貸市場發(fā)育程度以及傳統(tǒng)觀念影響,中國居民(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支,例如子女上學(xué)、生病住院、建房等,對多數(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。如果沒有足夠的積蓄,屆時(shí)就會面臨支付困難,這就是潛在的流動性約束。中國居民歷來有著瞻前顧后、未雨綢繆的傳統(tǒng),為了預(yù)防將來可能出現(xiàn)的流動性約束,居民家庭必然會在支出高峰到來之前盡力增加儲蓄。如果未來收入和消費(fèi)支出具有不確定性,消費(fèi)者就必須積累更多的財(cái)富,但即使未來收入和消費(fèi)支出是完全確定的,預(yù)防性儲蓄也會隨著預(yù)期開支的增加而上升。因此,從中國的實(shí)際出發(fā),應(yīng)把預(yù)防性儲蓄的概念定義為由潛在的流動性約束和不確定因素引起的儲蓄。本文以下的分析就是圍繞這一寬口徑的預(yù)防性儲蓄的概念展開的。二是理論框架問題。大多數(shù)西方學(xué)者應(yīng)用的預(yù)防性儲蓄模型都屬于對理性預(yù)期生命周期假說(RELCH)的拓展,簡單地說,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)該直接用來解釋中國農(nóng)戶的消費(fèi)行為。這是因?yàn)?中國正處在經(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)信貸市場尚未啟動,消費(fèi)者很難對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支,其消費(fèi)的增減也不可能像絕對收入假說(AIH)所描述的那樣完全取決于同期收入的變化。與理性預(yù)期生命周期假說及絕對收入假說相比較,戴維森(Davidson)等人于1978年提出的誤差修正機(jī)制(ErrorCorrectionMechanism,簡稱為ECM)似乎更接近中國的實(shí)際。ECM最顯著的特點(diǎn)是區(qū)分了收入與消費(fèi)之間的長期均衡關(guān)系和短期動態(tài)調(diào)整過程。它首先假定消費(fèi)C與收入Y之間存在長期均衡關(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對解釋變量的選擇沒有嚴(yán)格限制或具體要求。在符合長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)測精度。由此看來,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)常會偏離均衡狀態(tài)。這種偏離是由于信息不完全以及人們對新環(huán)境有一個(gè)適應(yīng)過程造成的。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)際值對最佳值的偏離看作白噪聲。正因?yàn)槿绱?近年來,ECM被越來越多地應(yīng)用于研究發(fā)展中國家或經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型國家的經(jīng)濟(jì)問題。此外,隨著協(xié)整理論的問世和發(fā)展,對變量之間長期均衡關(guān)系的估計(jì)及檢驗(yàn)問題也已得到解決。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)長期消費(fèi)函數(shù)。從中國農(nóng)村的實(shí)際出發(fā),本文以弗里得曼(Friedman)的持久收入假說為理論模型建立了一個(gè)長期消費(fèi)函數(shù)。假定持久消費(fèi)Cpt與持久收入Ypt的長期關(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,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,無法取得其觀測值。本文假設(shè)農(nóng)戶對持久收入的預(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)前和過去的實(shí)際收入水平。對(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)防性儲存動機(jī)的替代變量—短期動態(tài)消費(fèi)函數(shù)。如果Ct與Ypt之間存在長期均衡關(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表示收入變化對消費(fèi)變化的短期影響;α3反映預(yù)防性儲蓄動機(jī)對消費(fèi)的影響;zt是預(yù)防性儲蓄動機(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),對消費(fèi)必須做出調(diào)整,否則,消費(fèi)與收入的關(guān)系就會偏離均衡狀態(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)低于長期均衡水平,即υ^t-1<0,本期消費(fèi)就會相應(yīng)增加,以便調(diào)高消費(fèi)與收入的比例;反之,就會減少消費(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期均衡關(guān)系。不難發(fā)現(xiàn),α2的絕對值越大,對應(yīng)的ΔCt也越大。這就是說,消費(fèi)短期波動的幅度與調(diào)整系數(shù)有關(guān)。三、農(nóng)產(chǎn)品市場價(jià)格分析預(yù)防性儲蓄理論的研究重點(diǎn)集中在兩個(gè)方面:預(yù)防性儲蓄是否重要和對預(yù)防性儲蓄動機(jī)的測度。對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)防性儲蓄動機(jī)的主要因素有哪些,用什么變量作為預(yù)防性儲蓄動機(jī)的替代變量。國外學(xué)者通常用來測度預(yù)防性儲蓄動機(jī)的變量或方法主要有:①失業(yè)率。失業(yè)率上升不僅會使失業(yè)者的收入減少,還會加大未失業(yè)人員的危機(jī)感,故失業(yè)率越高,消費(fèi)者的預(yù)防性儲蓄動機(jī)就越強(qiáng)。②收入變化的方差。收入波動的幅度越大,未來收入就越不穩(wěn)定,所以,收入變動量的方差常常被用作預(yù)防性儲蓄動機(jī)的替代變量。也有人用職業(yè)作為預(yù)防性儲蓄動機(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)防性儲蓄的比例就越高。③通過專項(xiàng)問卷調(diào)查取得消費(fèi)者對收入不確定性的主觀判斷及相關(guān)數(shù)據(jù)。國外的經(jīng)驗(yàn)固然值得借鑒,但不能完全照搬。這是因?yàn)?①以上測度預(yù)防性儲蓄動機(jī)的變量或方法較多地考慮了收入的不確定性,而在中國,受到制度變遷的影響,未來消費(fèi)支出的不確定性也是產(chǎn)生預(yù)防性儲蓄動機(jī)的一個(gè)極其重要的原因。②迄今為止,中國只統(tǒng)計(jì)城鎮(zhèn)失業(yè)率。③中國只有零散的、局部的消費(fèi)者預(yù)期問卷調(diào)查資料。④從總量上看,1997年以來,中國農(nóng)戶收入的波動幅度并未明顯加大,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)防性儲蓄還包含由潛在的流動性約束引起的儲蓄,而國外學(xué)者提出的方法僅局限于對不確定性的測度。有鑒于此,本文從中國的實(shí)際出發(fā),從現(xiàn)有統(tǒng)計(jì)資料中選擇了兩個(gè)測度預(yù)防性儲蓄動機(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)品收購價(jià)格指數(shù),其變化趨勢與農(nóng)產(chǎn)品市場價(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)下跌必然會影響農(nóng)民增收。事實(shí)上,1985年以來,從1997年到2002年的6年是中國農(nóng)民收入增長最慢的時(shí)期,這一期間農(nóng)民家庭人均純收入的年均增長率僅為4.3%。按理說,收入的增長速度減慢了,消費(fèi)的增長速度應(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)增長速度以更大的幅度降低。由此看來,1997年以來中國農(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)防性儲蓄動機(jī)增強(qiáng)有密切的關(guān)系。2.農(nóng)村居民服務(wù)項(xiàng)目價(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,中國居民消費(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)目價(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年后前者開始大于后者,從1997年開始,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)目價(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增大,即1997年以來我國農(nóng)村居民消費(fèi)率的持續(xù)、快速下降似乎與服務(wù)項(xiàng)目價(jià)格上漲過快有關(guān)。服務(wù)項(xiàng)目價(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)上漲拉動的。從1990年到2002年,中國農(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)目價(jià)格上漲過快對消費(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和技能存量以及保持身心健康,以便未來有能力獲得更多的收益。因此,國際上有人將教育、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)格上漲過快最終不僅不能拉動消費(fèi)還會增加預(yù)防性儲蓄:①不存在跨時(shí)替代關(guān)系。對一般消費(fèi)品而言,目前消費(fèi)與未來消費(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)就必然會減少未來消費(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,未來可能獲得的收益就越大,因而未來消費(fèi)水平不僅不會下降,還很有可能提高。因此,在正常情形下,增加生產(chǎn)性消費(fèi)只會增強(qiáng)消費(fèi)者信心,不會引起預(yù)防性儲蓄。但是,如果生產(chǎn)性消費(fèi)價(jià)格上漲太快,結(jié)果就會大不相同。這是因?yàn)?教育、醫(yī)療消費(fèi)與居民的長遠(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(包括未來需要),消費(fèi)者特別是低收入家庭往往會節(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,中國農(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)戶的長期收入預(yù)期就會下降,其消費(fèi)行為因而會更加謹(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)防性儲蓄的重要原因。特別是近年來農(nóng)村教育、醫(yī)療保健費(fèi)用年年看漲,明顯加大了未來消費(fèi)的風(fēng)險(xiǎn),農(nóng)戶的預(yù)防性儲蓄動機(jī)必然會隨之增強(qiáng)。③容易產(chǎn)生流動性約束。居民的教育和醫(yī)療保健消費(fèi)除日常性開支外,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。對大多數(shù)農(nóng)戶而言,如果平時(shí)沒有足夠的積累,后果顯然是嚴(yán)重的。為了避免潛在的流動性約束轉(zhuǎn)化為現(xiàn)實(shí)的流動性約束,農(nóng)戶的預(yù)防性儲蓄會隨生產(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)目價(jià)格指數(shù)與農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)之差是測度預(yù)防性儲蓄動機(jī)的一個(gè)重要指標(biāo)。需要說明的是,與農(nóng)村居民服務(wù)項(xiàng)目價(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,由于中國從1985年才開始有農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)和農(nóng)村居民服務(wù)項(xiàng)目價(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,短期邊際消費(fèi)傾向k(1-λ)和長期邊際消費(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,中國農(nóng)戶的長期消費(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蓄。而且,儲蓄率的提高顯然與農(nóng)戶預(yù)防性儲蓄動機(jī)增強(qiáng)密切相關(guān),這是因?yàn)?如果預(yù)防性儲蓄動機(jī)沒有變化,則無論預(yù)期持久收入上升還是下降都不會改變消費(fèi)與收入的長期比例關(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)防性儲蓄動機(jī)的ECM模型描述農(nóng)戶消費(fèi)與收入的短期動態(tài)關(guān)系,并對農(nóng)戶長期邊際消費(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)防性儲蓄按照協(xié)整理論,如果消費(fèi)與收入之間存在長期均衡關(guān)系,則均衡誤差將顯著影響二者的短期動態(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)常會偏離長期均衡比例,消費(fèi)者必須根據(jù)對長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,如果均衡誤差對消費(fèi)與收入的短期動態(tài)關(guān)系影響不顯著,則二者不存在長期均衡關(guān)系(協(xié)整關(guān)系)。因此,以上長期消費(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)目價(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)增長率對收入增長率的短期彈性4為0.7266,表明無論收入的變化是持久性的還是暫時(shí)性的,只要收入增長率上升,消費(fèi)增長率就會隨之上升。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)存在長期均衡關(guān)系,短期消費(fèi)表現(xiàn)為圍繞長期均衡關(guān)系不斷進(jìn)行調(diào)整的動態(tài)過程。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)防性儲蓄動機(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)目價(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)增長率平均會降低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)增長率平均下降的