中国农户预防性储蓄的长期收入分析

中国农户预防性储蓄的长期收入分析

一、问题的提出和模型构建对于预防性消费，第一个分析的是le爵（1968）。预防性消费被定义为由未来收入的不确定性引起的额外储蓄。如果未来收入的不确定性加大,预防性储蓄占全部储蓄的比重就会提高,从而导致储蓄率上升,消费率下降。有研究表明,即使是社会保障程度很高的发达国家,预防性储蓄也是不容忽视的。例如,Skinner(1988)在效用函数为常相对风险厌恶的假设下发现,美国居民预防性储蓄占总储蓄的比重高达56%;他在随后(1990)的研究中还认为,20世纪50年代和70年代美国居民的高储蓄率主要是由预防性储蓄行为引起的。近年来,中国居民的高储蓄现象已经引起经济学界高度重视,国内一些学者开始尝试用预防性储蓄理论分析消费需求不足的原因。许多学者认为,随着市场化改革的深入,中国居民的预防性储蓄动机增强是导致消费需求不足的最重要原因之一。但是,这些研究似乎都没有对“预防性储蓄”这一概念进行认真推敲,并且绝大多数人的观点都是通过定性分析得出的,为数不多的定量分析也偏重于对城镇居民预防性储蓄行为的研究。目前,中国乡村人口占总人口的比重约为60%,因此,消费总需求不足自然与农户消费低迷有关。为了对中国农民家庭消费支出和收入的关系有一个直观的认识,笔者依据1978～2002年农村住户收支调查数据,在同一坐标系内绘制了农民家庭收入和消费支出变化的动态曲线图。图1上面的一条曲线是农村居民家庭每年人均纯收入曲线,而下面的一条曲线是农村居民家庭每年人均生活消费支出曲线。由图1可以看出,从1978年到1996年,无论每年人均纯收入增长得快,还是增长得慢,每年的人均生活消费支出都基本保持着与人均纯收入同步增长,但是,从1997年开始,两条曲线之间的差距陡然增大。这种现象表明,1997年以来,中国农村居民家庭的消费行为模式与以前相比发生了明显变化,农民家庭在收入增加以后,似乎不太愿意提高当期的生活消费水平,而是更加愿意增加储蓄。1997年后,中国农户的储蓄率骤然提升是否意味着农户的预防性储蓄动机显著增强了?是哪些因素强化了农户的预防性储蓄动机?本文将首先根据中国的实际重新定义预防性储蓄的概念,然后利用1985～2002年1的农村住户调查数据和现代经济计量方法就这些问题进行实证研究。本项研究的特点主要体现在两个方面:①模型构建。本文将首先在自适应预期和持久收入假说的框架下估计长期消费函数,并以此验证1997年后农户的预防性储蓄是否显著增加,然后利用长期消费函数的均衡误差和预防性储蓄动机的替代变量建立短期动态消费函数,对近年来农户储蓄率上升的原因做出具体解释。②预防性储蓄动机的测度方法。本文没有采用国际上惯用的衡量不确定性的指标或方法,例如失业率、收入的方差等,而是在中国现有统计指标中选择了两组物价指数作为预防性储蓄动机的替代变量。二、建模想法(一)中国预防性储蓄的概念笔者认为,将西方预防性储蓄理论应用于中国至少应注意两个问题:一是预防性储蓄的概念问题。预防性储蓄理论认为,预防性储蓄是由不确定性引起的。尽管近年来该理论已经把不确定因素扩展到不仅包括收入的不确定性,还包括生命长度及医疗支出的不确定性,但归根结底,还是把不确定性看作产生预防性储蓄的惟一原因。然而,把1997年以来中国农户储蓄率的骤然提高完全归咎于消费或收入的不确定性似乎过于牵强。事实上,在中国,“潜在的流动性约束”也是导致居民储蓄高速增长的重要因素。这是因为,一方面,受社会福利保障水平、消费信贷市场发育程度以及传统观念影响,中国居民(特别是农村居民)仍习惯于自我保障;另一方面,居民家庭除日常性消费支出外,还要面临一次性或阶段性集中开支,例如子女上学、生病住院、建房等,对多数家庭而言,这些费用可能相当于其几年甚至十几年的收入。如果没有足够的积蓄,届时就会面临支付困难,这就是潜在的流动性约束。中国居民历来有着瞻前顾后、未雨绸缪的传统,为了预防将来可能出现的流动性约束,居民家庭必然会在支出高峰到来之前尽力增加储蓄。如果未来收入和消费支出具有不确定性,消费者就必须积累更多的财富,但即使未来收入和消费支出是完全确定的,预防性储蓄也会随着预期开支的增加而上升。因此,从中国的实际出发,应把预防性储蓄的概念定义为由潜在的流动性约束和不确定因素引起的储蓄。本文以下的分析就是围绕这一宽口径的预防性储蓄的概念展开的。二是理论框架问题。大多数西方学者应用的预防性储蓄模型都属于对理性预期生命周期假说(RELCH)的拓展,简单地说,就是在理性消费者和效用最大化的假定下,引入不确定性。但是,这些理论或模型不应该直接用来解释中国农户的消费行为。这是因为,中国正处在经济转型期,宏观经济环境和微观经济环境都处于不断变化之中,而且农民从事的农业经济经常面临较大的自然风险和市场风险,农民外出打工的收入也具有很大的不确定性,加上农村个人消费信贷市场尚未启动,消费者很难对其一生的收入做出可靠预期并进行最优分配。另一方面,由于不享受社会保障,农户在安排消费计划时必须考虑今后若干年的收入和重大开支,其消费的增减也不可能像绝对收入假说(AIH)所描述的那样完全取决于同期收入的变化。与理性预期生命周期假说及绝对收入假说相比较,戴维森(Davidson)等人于1978年提出的误差修正机制(ErrorCorrectionMechanism,简称为ECM)似乎更接近中国的实际。ECM最显著的特点是区分了收入与消费之间的长期均衡关系和短期动态调整过程。它首先假定消费C与收入Y之间存在长期均衡关系,即C=KY,消费者将依据前期消费与收入的关系对均衡比例K的偏离程度不断调整消费。因此,ECM描述的是消费者利用控制变量C逼近或维持均衡比例K的过程。ECM与RELCH的主要不同之处是:①前者不考虑收入的变化是否具有持久性,所关注的是以往对均衡比例的偏离程度,因此,ECM把消费者视为“回顾”(backwards-looking)式的。②RELCH的建模理论相对完善,它明确指出了与消费有关的主要解释变量。而ECM对解释变量的选择没有严格限制或具体要求。在符合长期均衡理论的前提下,ECM更注重提高模型的模拟能力和预测精度。由此看来,ECM模型更具备灵活性,可以视具体情况加入新的解释变量。③ECM承认,消费与收入的比例经常会偏离均衡状态。这种偏离是由于信息不完全以及人们对新环境有一个适应过程造成的。而RELCH则假定消费者可以获取完全信息,并且能够根据新的信息及时改变消费计划,从而把实际值对最佳值的偏离看作白噪声。正因为如此,近年来,ECM被越来越多地应用于研究发展中国家或经济转型国家的经济问题。此外,随着协整理论的问世和发展,对变量之间长期均衡关系的估计及检验问题也已得到解决。因此,从计量经济学方法的角度看,ECM也更具有严密性和可靠性。(二)模型建设1.持久收入模型长期均衡关系的存在是ECM成立的前提条件,因此,必须首先估计长期消费函数。从中国农村的实际出发,本文以弗里得曼(Friedman)的持久收入假说为理论模型建立了一个长期消费函数。假定持久消费Cpt与持久收入Ypt的长期关系为:Cpt=kYpt(1)(1)式中,k是持久消费与持久收入的比例;t表示时间。按照持久收入假说,总消费Ct是持久消费与一时消费ut之和,即Ct=Cpt+ut。于是,模型(1)可表示为:Ct=kYpt+ut(2)一时消费被定义为暂时的、带有偶然性质的消费,因此,ut实际上就是模型(2)中的随机误差项,这里假定它服从均值为零、方差是常数的正态分布。持久收入是一种预期收入,无法取得其观测值。本文假设农户对持久收入的预期是由下面的方式决定的:Ypt=(1-λ)Yt+λYpt-1(3)0<λ<1即本期持久收入的预期是同期实际收入Yt和前一期持久收入的预期的加权平均数。λ是预期系数。这一假设被称为自适应预期(AdaptiveExpectation)模型。(3)式还可以进一步写成:Ypt=(1-λ)(Yt+λYt-1+λ2Yt-2+…)(4)也即农户持久收入预期的形成实际上取决于其当前和过去的实际收入水平。对(2)式滞后一期并乘以λ,有:λCt-1=λkYpt-1+λut-1(5)再由(2)式减去(5)式,并将(3)式代入,整理后即可得到隐含持久收入的自回归模型:Ct=λCt-1+k(1-λ)Yt+υt(6)(6)式中,υt=ut-λut-1。容易证明,k是长期边际消费倾向,k(1-λ)为短期边际消费倾向。2.预防性储存动机的替代变量—短期动态消费函数。如果Ct与Ypt之间存在长期均衡关系,则可建立以下ECM模型:ΔCt=α1ΔYt+α2ˆυt-1+α3zt+εt(7)(7)式中,Δ表示一阶差分;α1表示收入变化对消费变化的短期影响;α3反映预防性储蓄动机对消费的影响;zt是预防性储蓄动机的替代变量(proxyvariable);υ^是方程(6)中误差项υ^的估计。ΔYt起“派生控制机制”作用,其含义是:当收入改变时,对消费必须做出调整,否则,消费与收入的关系就会偏离均衡状态。α2为调整系数,显然,它的值是始终小于零的。如果前一期消费低于长期均衡水平,即υ^t-1<0,本期消费就会相应增加,以便调高消费与收入的比例;反之,就会减少消费。因此,υ^t-1又被称为“比例控制机制”,它保证消费与收入的比例逐步接近或维持长期均衡关系。不难发现,α2的绝对值越大,对应的ΔCt也越大。这就是说,消费短期波动的幅度与调整系数有关。三、农产品市场价格分析预防性储蓄理论的研究重点集中在两个方面:预防性储蓄是否重要和对预防性储蓄动机的测度。对前者的回答是否正确在很大程度上取决于后者的选择,也即影响预防性储蓄动机的主要因素有哪些,用什么变量作为预防性储蓄动机的替代变量。国外学者通常用来测度预防性储蓄动机的变量或方法主要有:①失业率。失业率上升不仅会使失业者的收入减少,还会加大未失业人员的危机感,故失业率越高,消费者的预防性储蓄动机就越强。②收入变化的方差。收入波动的幅度越大,未来收入就越不稳定,所以,收入变动量的方差常常被用作预防性储蓄动机的替代变量。也有人用职业作为预防性储蓄动机的替代变量,即一个人所从事职业的收入越不稳定,其预防性储蓄的比例就越高。③通过专项问卷调查取得消费者对收入不确定性的主观判断及相关数据。国外的经验固然值得借鉴,但不能完全照搬。这是因为:①以上测度预防性储蓄动机的变量或方法较多地考虑了收入的不确定性,而在中国,受到制度变迁的影响,未来消费支出的不确定性也是产生预防性储蓄动机的一个极其重要的原因。②迄今为止,中国只统计城镇失业率。③中国只有零散的、局部的消费者预期问卷调查资料。④从总量上看,1997年以来,中国农户收入的波动幅度并未明显加大,收入变化的方差因而不能充分体现农户收入的不确定性。⑤本文所指的预防性储蓄还包含由潜在的流动性约束引起的储蓄,而国外学者提出的方法仅局限于对不确定性的测度。有鉴于此,本文从中国的实际出发,从现有统计资料中选择了两个测度预防性储蓄动机的指标,这两个变量兼顾了收入不确定性、消费不确定性以及潜在的流动性约束等多方面的因素。它们分别是:1.农产品生产价格总指数。这一指数在2000年前被称为农副产品收购价格指数,其变化趋势与农产品市场价格基本一致。从表1得知,除2001年外,1997年后农产品生产价格连年下降。尽管同期农业生产资料价格和农村居民消费价格也在下降,但其下降速度远远赶不上农产品生产价格的下降速度。虽然近年来农民纯收入中工资性收入的比例有所提高,但截止到2002年,农民家庭经营纯收入占全部纯收入的比重仍高达60%。因此,农副产品价格的持续下跌必然会影响农民增收。事实上,1985年以来,从1997年到2002年的6年是中国农民收入增长最慢的时期,这一期间农民家庭人均纯收入的年均增长率仅为4.3%。按理说,收入的增长速度减慢了,消费的增长速度应该按相同的比例改变。但实际情况是,农副产品价格的持续下跌不仅减少了农民收入,而且还削弱了农民预防潜在的流动性约束的能力,加剧了农民收入的不稳定性,农民在消费时不得不更加谨慎,从而导致消费增长速度以更大的幅度降低。由此看来,1997年以来中国农村居民消费率的降低与农副产品价格下滑导致的预防性储蓄动机增强有密切的关系。2.农村居民服务项目价格指数与农村居民消费价格指数之差。统计资料显示,近年来,中国居民消费价格持续走低,但包含学杂费、保育费和医疗保健服务费在内的服务项目的价格却一直在逆势上涨。进一步考察可以发现,1989年之前,居民服务项目价格指数与居民消费价格指数的变化幅度大致相同,1990年后前者开始大于后者,从1997年开始,这种差距又有明显扩大。把这种现象与图1相联系可以发现:当服务项目价格的涨幅高于消费价格总水平的上升幅度时,农户消费支出曲线与纯收入曲线之间的差距就会增大,即1997年以来我国农村居民消费率的持续、快速下降似乎与服务项目价格上涨过快有关。服务项目价格上涨主要是由医疗保健费和学杂费保育费上涨拉动的。从1990年到2002年,中国农村的消费价格上涨了92%,而医疗保健费就上涨了3.9倍,学杂费和保育费则上涨了7.4倍!尽管在1996年之后,农村商品零售价格2总水平持续下滑,但是,医疗保健费和学杂费保育费等服务项目费用仍然飞涨不止。和1996年相比,2002年消费价格基本持平,但是,医疗保健费却又上涨了近一倍,学杂费和保育费则又上涨了一倍还多。服务项目价格上涨过快对消费产生负效应的根本原因是:居民在教育、医疗保健方面的支出不是普通意义上的消费,而是属于生产性消费3(productiveconsumption)。在经济学中,消费是指利用商品或服务满足当前需要的行为。而居民把钱花在教育、医疗保健上,一方面是为了满足眼前需要,另一方面则是为了提高人力资本的知识和技能存量以及保持身心健康,以便未来有能力获得更多的收益。因此,国际上有人将教育、医疗保健支出称为“生产性消费”。由于生产性消费有以下重要特点,其价格上涨过快最终不仅不能拉动消费还会增加预防性储蓄:①不存在跨时替代关系。对一般消费品而言,目前消费与未来消费之间存在严格的替代关系:在一定的收入水平下,增加当前消费就必然会减少未来消费,反之亦然。而生产性消费则不同:在教育、医疗保健方面投入越多,未来可能获得的收益就越大,因而未来消费水平不仅不会下降,还很有可能提高。因此,在正常情形下,增加生产性消费只会增强消费者信心,不会引起预防性储蓄。但是,如果生产性消费价格上涨太快,结果就会大不相同。这是因为,教育、医疗消费与居民的长远利益密切相关,为了尽可能满足生产性消费的需要(包括未来需要),消费者特别是低收入家庭往往会节衣缩食;当教育、医疗保健费用的涨幅明显高于一般消费品时,这种现象就显得尤为突出。事实也是如此:1997年以来,中国农民家庭在食品和衣着上的消费支出一直徘徊不前,2002年的消费水平甚至还不及1996年的水平。但即便这样,仍有部分农民看不起病,子女上不起学。生产性消费减少了,农户的长期收入预期就会下降,其消费行为因而会更加谨慎。②具有较大的不确定性。农户家庭成员什么时候生病住院?子女能否考入理想中的学校?这些都是难以预料的。因此,教育和医疗保健支出具有较大的不确定性。而不确定性是产生预防性储蓄的重要原因。特别是近年来农村教育、医疗保健费用年年看涨,明显加大了未来消费的风险,农户的预防性储蓄动机必然会随之增强。③容易产生流动性约束。居民的教育和医疗保健消费除日常性开支外,还伴有较大数额的一次性或阶段性集中支出,例如升学、择校、生病住院等。对大多数农户而言,如果平时没有足够的积累,后果显然是严重的。为了避免潜在的流动性约束转化为现实的流动性约束,农户的预防性储蓄会随生产性消费价格的上涨而增加。因此,农村居民服务项目价格指数与农村居民消费价格指数之差是测度预防性储蓄动机的一个重要指标。需要说明的是,与农村居民服务项目价格指数相比,农村居民医疗保健费价格指数和学杂费保育费价格指数显然能够更准确地代表生产性消费价格的变化。之所以未把它们用作解释变量,是因为医疗保健费价格指数和学杂费保育费价格指数之间存在高度的共线性,且本文使用的时间序列数据长度十分有限,不宜加入太多的解释变量。四、综合分析的结果(一)广义矩估计法估计结果的讨论考虑到中国农户的消费行为在1997年前后两个不同时段可能存在巨大差异,本文在模型(6)中引入了虚拟变量D,1985～1996年的D值为0,1997年后其数值为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,由于中国从1985年才开始有农村居民消费价格指数和农村居民服务项目价格指数等统计数据,故样本区间为1985～2002年;C和Y分别为农村居民人均实际生活消费支出和农村居民人均实际纯收入(以1985年农村居民消费价格为100,分别从人均生活消费支出和人均纯收入的时间序列中扣除了物价变动因素)。需要指出的是,由于模型(8)中随机解释变量Ct-1与误差项υt存在相关关系,故参数的最小二乘法(OLS)估计量是有偏、非一致的。解决这一问题的办法之一是采用广义矩估计法(GMM)。如果选择了适当的工具变量(即与随机解释变量高度相关但与误差项不相关的变量),GMM可以使估计结果与理论模型的差距达到最小。经反复比较,最终确定Yt-1为Ct-1的工具变量。由表2可知,OLS估计值与GMM估计值有一定差别。但是,两种方法的估计结果都表明:1997年以来,短期边际消费倾向k(1-λ)和长期边际消费倾向k都显著降低了。以GMM的估计结果为例:1985～1996年的k(1-λ)值是0.5362,1997年后该值则下降,下降到0.5362-0.0729=0.4633;k值在这两个时段分别为0.87和0.7517。由于预期系数λ的值在样本期内没有变化,即收入预期形成的方式没有改变,短期边际消费倾向k(1-λ)下降显然是长期边际消费倾向k降低的结果。由方程(2)可知,k同时也是持久收入的边际消费倾向,故有:Ct=0.8700Ytp+u^tt=1985‚1986‚⋯1996(9)Ct=0.7517Ytp+u^tt=1997‚1998‚⋯2002(10)这一结果表明,1997年后,中国农户的长期消费行为发生了重要改变,农户增加的持久收入中有更大的比例变成了储蓄。而且,储蓄率的提高显然与农户预防性储蓄动机增强密切相关,这是因为,如果预防性储蓄动机没有变化,则无论预期持久收入上升还是下降都不会改变消费与收入的长期比例关系。再将λ的值代入方程(3)可得:Ytp=0.6163Yt+0.3837Yt-1p(11)(11)式说明,农户持久收入预期的形成更多地依赖于当年实际收入而不是前期持久收入的预期,这在一定程度上反映了农户收入预期的不稳定性。下面,本文将利用包含预防性储蓄动机的ECM模型描述农户消费与收入的短期动态关系,并对农户长期边际消费倾向显著下降的原因做出具体解释。(二)前期均衡误差。2001年后农户预防性储蓄按照协整理论,如果消费与收入之间存在长期均衡关系,则均衡误差将显著影响二者的短期动态关系。这是因为,受各种随机因素的影响,消费与收入的关系经常会偏离长期均衡比例,消费者必须根据对长期均衡比例的偏离程度及方向(即均衡误差的大小和正负)不断调整消费,才能够使消费与收入的关系逐步回复到均衡点。由此也可以认为,如果均衡误差对消费与收入的短期动态关系影响不显著,则二者不存在长期均衡关系(协整关系)。因此,以上长期消费函数的估计结果是否可靠,取决于下面的误差修正模型是否成立。ΔLnCt=α1ΔLnYt+α2υ^t-1+α3fpt+α4spt+εt(12)(12)式中,fpt是农村居民服务项目价格指数与农村居民消费价格指数之差。spt为农产品生产价格总指数。考虑到消费支出及纯收入是绝对数,而价格指数则是百分数,本文分别将农村居民人均实际生活消费支出Ct和人均实际纯收入Yt取了自然对数。υ^t-1是前期均衡误差的估计值。ECM模型要求所含变量均为平稳时间序列,故本文首先用ADF方法对被解释变量和所有解释变量进行了单位根检验。由表3可知,在10%的显著性水平下,方程(12)中所有解释变量和被解释变量都是平稳时间序列,符合建模要求。用最小二乘法得到的估计结果如表4所示。表4中,参数估计值下面括号中的数字仍为t检验值,***和**的含义也与表2相同。估计和检验结果说明:①派生控制机制和比例控制机制的作用是重要的。消费增长率对收入增长率的短期弹性4为0.7266,表明无论收入的变化是持久性的还是暂时性的,只要收入增长率上升,消费增长率就会随之上升。而调整系数α2显著地小于0,则表明农户的消费与收入之间确实存在长期均衡关系,短期消费表现为围绕长期均衡关系不断进行调整的动态过程。②1997年后农户边际消费倾向和平均消费倾向大幅降低与农户预防性储蓄动机增强有密切关系。估计结果显示,fpt与ΔLnCt呈负相关关系,农村居民服务项目价格指数高于农村居民消费价格指数1个百分点,消费增长率平均会降低0.25个百分点;而spt与ΔLnCt则呈正相关关系,农产品生产价格指数下降1个百分点,消费增长率平均下降的