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1、消费函数的建立是基于个体的消费与其收入的比例关系对消费的研究，主要围绕消费函数进行。自 凯恩斯始，寻找准确描述消费者行为的消费函数形式一直是宏观经济学的重要命题，其中主要有凯恩斯的绝对收入假说、杜森贝利的相对 收入假说、莫迪利安的生命周期消费理论和弗里德曼的永久收入假说，而霍尔将理性预期因素引入生命周期和永久收入假说，使消费函数具有了现代形式，其共同之处都利用了收入工具来解释消费的变化，不同的是在对消费行为的外部环境和内在动机的假定上，凯恩斯的开创性贡献更是直接推翻了萨伊定律，使非自愿失业的存在成为可能并得到解释，也使通过财政政策和货币政策来消除非自愿失业与经济萧条成为可能。中国经济改革的时间
2、还不长，“摸着石头过河”的渐进式改革明显具有中国特色，双轨 制使市场轨与计划 轨长期并存，市 场经济发 育不完善，消 费者没有足够时间形成完全市场决定下的消费行为。农村的相对封闭性更造就了农户自给自足的小农经济特征，其消费 行为受到传统儒家文化的深远影响，既不同于城镇居民，更不同于西方国家居民，在消费者行为的外部环 境（预算约束、流 动性约束等）和内在动机（理性主体、效用最大化等）设定上， 这些新古典消费函数对中国农户并不具有普适性，关于农户 消费行为的各种理论假说还有待进一步检验。故除了消费函数外，多元统计方法在消费研究领域中也得到越来越普遍的应用，本文就是在偏相关分析的基础上，通 过建立中
3、国农户消费收入的典型相关模型，用收入变量解释消费支出，定量判 别各变量之间的关联和作用程度来分析农户消费收入的结构特点。二指标选择与样本数据 凯恩斯认为“ 无论从先 验的人性看，或从 经验中的具体事 实看，有一个基本的心理法则，我们可以确信不疑。一般而论，当所得增加时，人们将增加其消费，但消费之增加，不若其所得增加之甚”，过去对消费函数所做的大量理论和经验研究都没有损害凯恩斯的中心观点：即消费（和储蓄）受当前收入的影响而不是独立于当前的收入，本文在变量选择上仍以凯恩斯的假定为基本依据。但样本数据采用横截面数据，因为将同一时期有关收入差别的资料应用到不同时期收入变动并不合适，会面临两个问题：（1
4、）总合问题：只有在各收入家庭的边际消费倾向非常接近时，才可以忽略总合问题；（2）即使不考虑总合问题，把横截面家庭预算资料收入的差别情况应用到时间序列收入的变动中，问题更大。 从计量经济学的角度来看，时间序列数据存在序列相关和非平稳性，同一总体的截面数据除了能保证资料的同质性外，还克服了上述缺陷。基于以上原因，选取 4 个反映纯收入来源的指标作为“ 影响组”：X1工资性收入，X2 家庭 经营纯收入，X3财产性收入， X4转移性收入； 8 个反映家庭生活消费支出的指标作为“支出组” ：Y1食品， Y2衣着，Y3居住，Y4 家庭设备及服务，Y5医疗保健，Y6交通和通讯，Y7文教、娱乐用品及服务，Y8
5、其它商品及服务。具体以 2002 年中国大陆的省际截面数据作为样本（即大陆的 31 个省市，不包括港澳台地区），样本均来自2003 年中国统计年鉴。 三建立模型（一）偏相关分析偏相关系数是在对其他变量进行控制的条件下，衡量多个变量中某两个变量之间的线性相关程度的指标，实质上是控制变量而言的剩余离差之间的相关。在多变量的场合，他除掉了 变量随其他变量变化而变化的因素，可能与简单相关系数在数值上存在极大差异，甚至符号相反，但用偏相关系数来刻画两个经济变量之间的内在联系更可靠。根据样本数据， 计算出 X 与 Y 两组变量相互间一对一的偏相关系数如下。表 1 偏相关系数分析表Y1 Y2 Y3 Y4 Y
6、5 Y6 Y7 Y8X1 0.1464 0.4820* 0.0599* -0.1358 -0.1502 -0.0726 0.4159* 0.0587X2 0.0645 0.3205* 0.1975 -0.3747* 0.1124 0.0228 -0.0752 0.5352*X3 -0.2572 -0.0022 0.0416 0.3776* 0.4605* -0.4120* -0.2809 0.5155*X4 -0.0611 -0.2181 -0.1817 0.4814* -0.0613 0.0379 -0.2778 0.1660注：* * *分别表示在 0.15、0.10、0.05 水平下显著
7、。上表整体相关水平都不高，主要是因为较多的变量使得偏相关过程中被控制的因素有点多，而被控制的因素之间会存在错综复杂的关系，所以可适当降低显著性水平，这同时也正好验证了消费函数应用于中国农户消费的局限性。可以看出农户工资性收入与衣着和文教、娱乐用品及服务、财产性收入与医疗保健支出、转移性收入与家庭设备及服务支出的相关性比较强，那些没有被包括进来的其他商品和服务也扮演了重要角色，表明除了分类出来的 7 种消费支出外，农户消费支出中仍存在其他重要支出变量与收入水平高度相关。(二)典型相关模型的建立典型相关模型揭示出两组多元变量之间的关系，即在两组变量中分别提出各自第一个典型变量，并使这对典型变量具有
8、最大相关系数 r1，称为第一组典型变量；后在各组变量中分别提出第二个典型变量，使他们反映的相关成分 r2 仅次于 r1如此下去，直到最后一组典型变量的相关系数 rp 达到最小时为止，称为最后一组典型变量。其将原来两组变量之间的相关转化为研究各组中提出的几个典型变量之间的相关，通过减少变量的个数来简化分析，从而得到广泛应用。通常典型变量的对数愈少愈容易解释，这主要通过对典型相关系数作显著性检验来判断。根据样本数据，得到 X 与 Y 两组变量提出的典型相关系数及检验如下。表 2 典型相关系数及其误差序号 典型相关系数（r） r2 标准误 特征值1 0.9822 0.9648 0.0065 27.3
9、0622 0.8330 0.6939 0.0559 2.26673 0.7631 0.5822 0.0763 1.3938可以看出，第一对和第二对典型变量解释能力较强，r2 数据表明， “支出组”中分别有 96.48%、69.39%和 58.22%的信息可由相应“影响 组” 变量予以解释，三个典型相关系数值都比较高，表明相应典型变量之间密切相关，但要确定典型变量相关性的显著程度，尚需进行典型相关系数的 检验，结果如下。 表 3 典型相关系数检验表序号 自由度 计算值 的临界值（ ） 显著性1 32 140.9766 45.91 *2 21 59.7583 32.67 *3 12 31.6511
10、 21.03 *可以看出这三对典型变量均通过了 统计量检验，表明相应典型变量之间相关关系显著，能够用“影响组”来解释“支出组” 。鉴于原始变量的可比性，采用标准化的典型相关系数来建立典型相关模型如下。表 4 典型相关模型序号 典型相关模型1 2 3 （三）典型相关分析根据典型变量重要程度及系数大小，从建立的典型相关模型可看出，中国农户消费支出情况受收入各因素变动的作用程度可用三对典型相关变量予以综合描述。第一对典型变量将家庭设备及服务、其他商品及服务从其他类型支出中分离出来（典型载荷分别为 0.3398 和 0.3937），与工资性收入呈现最大相关（相应典型载荷为 0.6530）。第二对典型变
11、量将各种消费支出中的其他商品及服务与文教、娱乐用品及服务和医疗保健分离出来（典型载荷分别为 1.7973、-1.4119 和 1.0168），“影响组”中与之相对应的解释变量主要是工资性收入和财产性收入（典型载荷分别为-1.2662和 1.0385）。第三对典型变量主要将家庭设备及服务和衣着支出从其他支出中分离出来（典型载荷分别为 3.8816 和-1.0975），所呈现的最大相关是工资性收入和转移性收入（典型载荷为-1.4338 和 1.1614）。四结论与建议（一）我国农村消费结构正在转型, 应当加快农村基础设施建设。从农户的生活消费支出与纯收入的典型相关模型来看，主要包括彩电、电冰箱、洗
12、衣机在内的家庭设备用品及服务支出与农户的工资性收入关系最为密切，这说明农户平常获得的工资性收入（劳动报酬）主要用于购置家庭设备用品及服务。依据马斯洛的需求层次理论，农户家庭设备用品及服务支出与工资性收入的密切关系表明我国农村目前正逐步跨入小康社会，农民对包括彩电、电冰箱、洗衣机在内的主要耐用消费品需求正在增加，农村整体消费结构正处于转型阶段。林毅夫认为，“ 不是收入水平，而是基础设施不足限制着广大农村地区居民实现其消费意愿的主要原因” 、“要从根本上缓解我国当前国民经济中生产能力普遍过剩问题，加快农村基础设施建设是正确的政策选择” ，无疑是有根据的，文章实证分析结果支撑了这一观点。因此，全面建
13、设农村小康社会的重要任务，是通 过调整农村公共支出结构，加大对基础设施建设和农村工业品的投资力度，优化农民生活消费支出结构，提高农村整体消费水平。（二）农户“外生性 ”消费在增 长， 应当加快农村社会保障体系的构建。农户生活消费支出中具有较高层次的文教、娱乐用品及服务和医疗保健支出与农户的工资性收入（劳动报酬）和财产性收入（资本利得）的相关关系特别强，许多实际可支配收入被用于这些高层次的消费，显然中国农民实际收入水平还没有达到这一需求层次，马斯洛需求层次规律明显被严重扭曲。从模型可看出，文教、娱乐用品及服务支出与工资性收入的典型载荷同时为负，实际上表现出一种正相关，工资性收入减少直接带来的后果
14、就是农户对文教、娱乐用品及服务支出的迅速减少。马斯洛需求层次规律被扭曲的唯一解释就是中国农户消费存在“ 非自愿性”与“外生性”，他是外界 环境强加的一种“ 强制性”消费。实际上，由于受制度变迁（特别是教育体制改革）的影响，农民负担的教育成本在增加，这主要来自学费和其他教育支出的增长，全国 1.9 亿接受义务教育的学生 70%在农村，这些教育经费绝大部分（占到 98%）由县乡两级财政（28%）和农民自己（70%）负担，但乡财政用于义务教育的经费又几乎全部来自农民交纳的税费，所以义务教育的投入几乎全由农民负担。高等教育就更加不用说了，许多地区就曾发生子女考上大学由喜事化为悲剧的不幸，农民不得不缩减
15、其他方面的开支来满足子女上学的需要，强制性地致使马斯洛需求规律扭曲。另外，计划经济时代传统的农村公共医疗卫生体制解体以后，农民的医疗保健支出主要由自己承担，这就反映在农户对医疗保健的支出迅速增加，农户增加的工资性和财产性收入主要用于医疗支出。高昂的医疗费用往往使农民陷入“ 脱贫返贫”怪圈，“小病等，大病熬，重病等死” 成为农村之一怪现状，制度变迁强制性诱致农户消费支出增长的负作用已逐步显现，医疗保健支出与收入呈现出负相关关系，农民“有病没钱负债也得治”的两难境地在模型中得到体现。全面建设农村小康社会、统筹城乡经济发展就应该加快建设包括农村医疗保健和教育支持体系在内的社会保障体系。SARs 疫情
16、以后，医疗保健体系在农村正在加紧建设，但教育支持体系的建设亟需加强，构建针对农村特别是农村中低收入阶层的教育支持体系已刻不容缓，否则农村真的会要变成李昌平所描述的“ 农民真苦，农村真穷，农业真危险”的境地。（三）食品支出的份额在下降，但农村整体消费仍然低迷。第三组典型相关变量的 r2 并不高，“影响组”解释能力不是很强，说明该组消费支出除了受收入水平影响外还受其他因素的影响比较大。但仍可看出食品支出的重要性正在下降，这与改革开放以来农村居民恩格尔系数持续下降相吻合。但是居住和衣着等一些基本生活消费支出地位依然突出，他们与一些收入类型的典型载荷同时为负，再次说明虽然中国农户的整体消费结构正处于转型阶段，消费结构不断改善，但是尚未发生根本性变化，原因仍然在于收入的低水平和不确定性（这主要表现在家庭经营纯收入的低迷和工资性收入的不稳定，导致其典型载荷均小于 0）。这充分表明了促进农民增
