高等教育改革_预防性储蓄与居民消费行为_杨汝岱
2009年第8期
高等教育改革、预防性储蓄与居民消费行为
杨汝岱 陈斌开
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内容提要:很多研究表明我国居民储蓄存在较强的预防性动机, 但对其背后的原因和微观基础却研究甚少。本文以经验事实观察为基础, 利用CHIP 数据进行实证检验, 截面分析表明, 高等教育支出对居民消费有显著的挤出效应, 它使得有大学生的家庭的居民边际消费倾向下降12%, 两年混合截面数据分析也有类似的结论。接下来在生命周期模型框架下, 引入教育支出, 结合中国的发展实践校准相关参数, 用数值模拟方法考察高等教育改革对家户消费行为的影响, 从理论上探讨其对降低居民边际消费倾向的内在微观作用机制。
关键词:高等教育改革 预防性储蓄 居民消费
一、引 , 的重要因素。、消费、出口被称为拉动我国经济增长的“三驾马车”。但是的步伐开始出现不一致, 投资和出口的发展势头, 而消费需求却持续萎靡不振, 结构性矛盾日益突出。短短数年, 2000年的6213%急剧下降到2007年的4818%, 相应地, 中国城乡居民储蓄迅速增长, 到年底已经超过17万亿元, 占国内生产总值的比例高达69%。针对这种低消费、高储蓄的现象, 传统的消费理论(如Duesenbery 的相对收入假说、Friedman 的持久收入假说、M odigliani 的生命周期理论以及Hall 的随机游走理论等) 都倾向于从跨期消费平滑角度进行分析。随之兴起的预防性储蓄理论则认为, 预防未来收入和支出不确定性是居民储蓄的重要原因。在此基础上, 很多研究从理论角度对预防性储蓄的原因进行了研究(如Leland ,1968;Miller ,1976; K imball ,1990等) , 更多学者则试图从实证角度检验其合理性。基于美国N LS 和PSI D 数据的很多研究均表明, 预防性储蓄是家庭储蓄的一个非常重要的组成部分(Caballero , 1991; Carroll , 1994; K azarosian , 1997等) , Dardanoni (1991) 利用英国FES 数据的研究也得到了类似的结论。
以“消费-储蓄理论”和相关实证研究为基础, 很多学者对我国1990年代后期以来的高储蓄、低消费现象进行了大量的研究。宋铮(1999) 较早地运用预防性储蓄假说研究中国居民的消费行为, 得出中国居民存在预防性储蓄的结论。施建淮和朱海婷(2004) 运用预防性储蓄假说研究了预防性储蓄动机的强度。易行健等(2008) 的研究表明我国农村居民存在很强的预防性储蓄动机。总结而言, 在对我国居民预防性储蓄的现有研究中, 主要从两个方面来讨论:一是表明预防性储蓄现象的存在, 二是分析预防性储蓄动机的强度。这些研究对人们预防性储蓄的原因分析甚少。一般
3 杨汝岱, 湘潭大学中国农村发展研究中心、湘潭大学社会主义经济理论研究中心, 邮政编码:411105, 电子信箱:rudaiyang@
gmail. com ; 陈斌开(通讯作者) , 中央财经大学经济学院, 邮政编码:100081, 电子信箱:[email protected] 。作者感谢李实教授的
数据支持, 感谢国家社科基金项目(09B JL042) 、湖南省教育厅优秀青年项目和北京市科委软科学研究博士学位论文专项的资助, 感谢匿名审稿人的宝贵建议和评论。文责自负。
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定性的分析认为, 教育、医疗、住房制度改革和社会保障体系的不完善使得人们对未来收入和支出存在强烈的不确定性预期, 这将大大增强居民预防性储蓄倾向。但是, 这些分析都还比较粗糙, 迄今的研究成果中, 鲜有对造成我国居民强烈预防性储蓄动机的原因的规范而详细的定量分析, 这正是本文的出发点。
我们观察到这样一个经验事实:我国1990年代以来的经济发展过程中, 消费不振的现象并非一直存在, 最终消费率和居民消费率都经历过一个先上升后下降的过程。原因何在? 按照预防性储蓄理论, 收入和支出不确定性是导致居民少消费、多储蓄最重要的动因, 但在一个较为稳定的社会环境下, 收入和支出不确定性程度应该维持在一个较为稳定的水平, 预防性储蓄动机的强度也不应该发生很大的改变。基于中国数据的研究却表明, 预防性储蓄动机强度在2000年以后明显变大(施建淮等,2004) 。这可能与这一时期的经济体制改革直接相关:1990年代后期, 中国进行了几项规模较大的经济体制改革, 包括国有企业改革、教育体制改革、医疗体制改革、住房制度改革、社会保障体系改革等。正因为如此, 很多人都试图从教育、医疗、住房、社会保障等角度来思考导致消费持续不振的原因。然而, 现有文献同时还发现,2000年以后中国预防性储蓄动机增强是全国性的, 包括城镇居民和农村居民(易行健等,2008) 。与之不同的是, 医疗体制改革、、住房改革, 甚至社会保障体系改革都主要针对城镇居民, 原因。在几项重大经济体制改革中, , 都产生了很大的影响。由此, 我们认为, , 消费不振的重要影响因素。、经验观察
, , 总消费需求与经济发展绩效之间不能形成良
性循环, 。与此同时, 以扩招和收费制为核心内容的高等教
育改革使得我国高中教育和高等教育规模扩大了4倍, 居民教育支出上升了10倍, 这与同期全国低消费、高储蓄现象对比鲜明。
(一) 中国居民消费与储蓄演变从改革开放到上世纪90年代, 我国商品市场基本处于供不应求的状态, 物资较为稀缺, 而最近十多年, 整个形势发生了逆转, 供给过剩、需求不足成为日益引起我们担心的问题。2000年以来, 我国最终消费率呈逐年下降趋势, 消费需求日益萎缩, 居民储蓄则快速上升。图1描述了中国1995—2007年间中国最终消费率、居民消费率和居民储蓄率①的动态过程。从图中可以看出,2000年以前, 我国最终消费率缓慢上升, 由1996年的5811%上升到2000年的6213%; 同一时期, 居民消费率由4518%上升至4614%, 居民储蓄率由2911%下降至2514%。但自此以后, 最终消费率和居民消费率逐年下降:2007年, 最终消费率下降到4818%, 居民消费率下降至3514%; 同时, 居民储蓄率在这一时期大幅上升,2005年居民储蓄率高达3516%。
2000年以来居民消费率下降、储蓄率上升的原因何在? 2000年前后正是我国经济体制改革的重要阶段, 这一时期, 包括国有企业改革、教育体制改革、住房改革、医疗体制改革、社会保障体系改革等多项改革措施逐步展开。正因为如此, 很多学者试图从教育、住房、医疗、社会保障等角度来思考导致消费持续不振的原因。根据预防性储蓄理论, 各项市场化改革导致居民收入和支出不确定性增加, 居民收入和支出不确定性增加将提高居民预防性储蓄, 降低居民消费; 因此, 中国居民消费
①如无特别说明, 本文所有相关宏观数据均来自《中国统计年鉴》各卷。
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率下降、储蓄率上升可能与各项市场化改革有关。但是, 国有企业改革、住房改革、医疗改革, 甚至社会保障体系改革针对的主要对象是城镇居民, 对农村居民的影响非常小。同时, 我们却发现2000年以来居民消费下降是全国性的, 并非只是在城镇发生。由此可见, 国有企业改革、住房改革、医疗改革和社会保障体系改革难以解释全国性居民消费率下降、储蓄率上升的现象。相对于其他几项改革, 高等教育改
革的影响则是全国性的, 对城镇居民和农
图1 居民消费与储蓄(1995—2007) 村居民都会产生很大的影响, 高等教育改
革可能是导致我国居民预防性储蓄动机增强, 消费不振的重要影响因素。
(二) 1999年高等教育改革
1999年高等教育改革的核心内容是扩招和实行收费制。免学杂费制度, 高等教育经费几乎由国家财政全额拨付, 低。在这样一种制度安排下, , 使得我国高等教育在1999年高等教育改革之前发展较为缓慢, 1986年的57万人增加到1998年的108, 891986年的188万增加到1998年的341万人, 217万亿增加到815万亿, 增长215%①。。1999年的高等教育
7年时间, 普通高等学校2005年的招生人数和在校人数分别达到505, 比1998年分别增长368%和358%
。
图2
普通高等学校招生和在校人数图3 普通高校财政性收入和学杂费收入
与普通高等教育规模大幅扩张相伴随的是高等教育支出迅速增长(见图3) , 从1998年到2005
年, 高等教育支出由598亿元上升到2660亿元, 增长了345%。如此巨额的高等教育支出不可能延续改革以前由国家财政全额拨付的方法。这一时期, 国家财政对高等教育投入由357亿元增加到1090亿元, 增长速度虽然也非常快, 但还远远不能满足高等教育规模扩张的需要。由于高等教育资金缺口非常大, 学杂费收入、贷款、社会资助等成为高校弥补资金缺口的重要途径。从1999年开
①数据来源《中国统计年鉴》:。我们使用国内生产总值平减指数将各年国内生产总值标准化为2000年不变价格。
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始, 高校在扩招的同时实行收费制, 逐步取消大学生完全由国家培养的制度, 开始收取学杂费, 高校的学杂费收入由1998年的73亿元上升到2005年的792亿元,7年间增长了将近10倍。
1999年高等教育改革造成了两个直接的后果:家庭需要支付的教育支出大幅上升; 高校招生人数大幅上升。二者都对我国社会经济产生了非常深远的影响:一方面, 高等教育改革使得家庭教育支出大幅增加, 教育支出成为我国居民在解决基本生活需求之后首要考虑的问题; 另一方面, 扩招对人们的支出预期产生了影响, 高等教育支出可能性增加提高了居民为未来教育进行预防性储蓄的动机。换言之,1999年高等教育改革既大幅度增加了家庭的直接教育支出, 也改变了家庭关于未来教育支出的预期, 二者都增强了家庭的预防性储蓄动机, 导致居民消费水平下降。居民消费的宏观数据也印证了上述分析。居民消费的各个组成部分中, 食品、衣着等基本消费所占的比例逐年下降, 而教育支出的比例逐年上升。城镇居民教育支出占总支出的比例由1995年的9%左右上升到2002年的15%, 农村居民教育支出占总支出的比例由1995年的不足8%上升到2002年的12%。
上述分析表明, 高等教育改革对居民教育支出预期, 进而对居民消费和储蓄行为产生了深远的影响, 它可能是中国居民消费率下降、储蓄率上升的重要影响因素。教育改革对居民消费和储蓄行为的影响。
三、通过前文的分析, 影响。。
(一) (2007) 的研究, 使用的数据是社科院经济研究所收入年的城乡家庭与个人调查微观数据(CHIP ) , 具体的数据描述可参考李实、罗楚亮) 等相关文献。对预防性储蓄理论进行实证检验的最大难点在于寻找外生的不确定性度量指标(Engen and G ruber ,2001) 。现有文献一般采用两种方式来度量不确定性, 一是直接度量收入或支出的不确定性, 如K azarosian (1997) 利用家户未来15年收入的方差作为家庭收入不确定性的度量; 二是利用个体教育水平和工作性质等信息构建个体收入和支出不确定性的代理指标, 如Carroll (1994) 等。这种方法的最大缺陷在于这些不确定性度量指标可能反映了家户对不确定性的偏好, 而家户的偏好将直接影响家庭的消费-储蓄决策。换言之, 现有大部分文献使用的不确定性度量指标是内生的, 它将导致计量估计结果的非一致性。一种可能的解决方式是寻找外生的政策冲击, 如Engen and G ruber (2001) 利用美国失业保险制度改革的冲击识别家户预防性储蓄动机的强度。中国教育体制改革为实证检验预防性储蓄理论提供了很好的条件:对于家户而言, 教育体制改革可以视为外生的政策冲击, 它直接提高了家庭支出不确定性。研究高等教育改革对预防性储蓄的影响需要1999年高等教育改革前后的家庭收入和消费数据,1995年和2002年城镇和农村住户及个人调查数据刚好满足了这样的条件。为考察高等教育改革对家庭消费和储蓄的影响, 本文重点研究有大学生的家庭的消费行为在高等教育改革前后的差异, 并以边际消费倾向作为主要的研究变量。我们预期, 高等教育改革以后有大学生家庭的支出不确定性增加, 这将导致其边际消费倾向下降, 而没有大学生的家庭将不受到高等教育改革的影响。
我们的检验方法是:在控制住1995年和2002年居民消费行为的系统性差异的情况下, 检验有大学生的家庭是否存在边际消费倾向降低的现象。用C 表示消费, Y 表示收入,stu -college 表示家庭是否有大学生的虚拟变量(0表示没有,1表示有) , X 表示影响消费的一些其它控制变量以及与交叉项相关的变量, ε为误差项。我们设定如下检验方程:116
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C =α+βY +θY 3stu -college +γstu -college +ηX +ε(1)
我们关心的是回归系数θ, 如果θ显著为负, 则表明有大学生的家庭的边际消费倾向更低, 家
庭消费将显著受教育改革的影响。对于(1) 式, 可以分别用1995年和2002年的横截面数据进行回归, 以考察高等教育改革前后教育支出对家庭消费行为的影响。然而, 两个横截面数据回归结果的比较不能很好地控制两个年份的系统性差异, 为此, 我们可以进行混合截面数据回归检验。设定年份虚拟变量year (0表示1995年,1表示2002年) , 检验方程如下:
C =α+βY +δY 3stu -college 3year +λ1Y 3year +λ2Y 3stu -college
+λX +ε3year 3stu -college +λ4year +λ5stu -college +η
(2)
δ如果显著为负, 表明高等教育改革的确对有大学生的家庭产生了冲击, 影响了家庭消费决
①
策, 家庭将更多的收入用于教育支出, 降低了其它消费的边际消费倾向。
(二) 变量说明
原始调查数据包括家户数据和个人数据, 本文的研究以家庭为基本单位, 对消费、收入、资产等变量均取家庭人均值。教育支出是本文的关键变量, 。根据国家统计局的定义, 消费支出包括食品、衣着、家庭设备用品及服务、医疗保健、娱乐教育文化服务、居住、杂项商品和服务等八大项消费行为的影响, 而与此同时, 费行为产生较大的影响, 有鉴于此, , 本文的消费定义为其它
②
六大项。考虑到测量误差, %1%的家庭户从样本中剔除。
根据对消费函数的分析, , 这些变量主要包括家庭总
③
资产、医疗支出、、耐用消费品拥有情况、户主特征。此外, , 我们控制
省”。表1是一些主要变量的描述统计。从1995年到2002年, 家庭的48%, 而同期消费只增加716%, 远远落后于收入增长的速度。同期家庭人均资产增加了114倍, 远远高于收入的增长速度。而与此同时, 家庭人均教育支出增长超过3倍, 教育占总支出的份额越来越高, 这或许是导致其它消费支出增长相对缓慢的主要原因之一。此外, 人均受教育年限由6190年提高到7164年, 人们对人力资本投资越来越重视。
(三) 计量检验结果
根据前面的分析, 表2列举了计量检验结果, (a ) 为使用1995年数据(1) 式的检验结果, (b ) 为使用2002年数据(1) 式的检验结果, (c ) 为使用混合截面数据(2) 式的检验结果, 为简便起见, 表中没有列出耐用消费品和省份虚拟变量的回归结果。从(a ) 可以看到, 改革之前的1995年, 有大学生和没有大学生家庭的消费行为没有显著差异, 不存在教育支出对其它消费的挤出效应。(b ) 的结果
①如果要进行更为深入的讨论, 可以对stu -college 变量用工具变量的方式来处理, 我们也对此进行了尝试, 用家庭是否有
“适龄”青年作为是否有在校大学生的工具变量(也可以尝试其它变量) , 考虑到篇幅, 本文的回归结果中并没有列出这种处理结果, 一是因为这种方法对工具变量的选择还存在较大争议, 严谨性有待商榷, 对结论的支持力度不够, 二是因为这种回归结果和O LS 回归结果并没有根本性差别。
②此处使用的消费概念与前两部分中的居民消费率存在一定的差别:居民消费率来自国民经济核算, 而居民消费则一般来自家户调查。《中国统计年鉴》的数据显示, 这二者的趋势是非常吻合的, 限于篇幅, 我们没有对此进行详细论述。
③家庭总资产包括家庭金融资产、住房估计价值、生产性固定资产以及其它一些资产; 医疗支出包括住院费、手术费、药品费等; 受教育程度为家庭成员的平均受教育年限; 家庭规模是指家庭成员数量; 对于耐用消费品, 我们考虑家庭是否拥有摩托车、汽车、彩色电视机、冰箱、洗衣机等5种; 户主特征变量包括户主性别、年龄、婚姻状况和受教育情况四个方面。限于篇幅, 与数据处理和计量相关的诸多细节问题不能一一列出, 本文的最终数据、计量和模拟程序将相继公布于作者的学术博客上, 感兴趣的读者可以继续关注或者和我们联系。
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则对比鲜明,2002年, 家庭是否有大学生对边际消费倾向有显著的影响, 有大学生的家庭边际消费倾向要低0103, 约合12%, 这是非常明显的挤出效应。高等教育改革使得家庭为了支付孩子的大学学费, 需要少消费、多储蓄, 从而降低边际消费倾向。混合截面回归结果(c ) 加强了(a ) 和(b ) 的结论, 在控制住两个年份之间的系统性差异之后, 仍然得到了相同的结论, 相对于改革之前的1995年, 有大学生的家庭在2002年有显著更低的边际消费倾向。表1
年份
变量名称
C onsum ption Income stu -college total -asset edu -payment med -payment avg -edu pop -number hholder -gender hholder -age hholder -married hholder -edu
C onsum ption Income stu -college total --2002
avg -edu pop -number hholder -gender hholder -age hholder -married hholder -edu
主要变量描述统计
变量定义消费收入
总资产教育支出医疗支出家庭人口数量户主性别户主年龄消费医疗支出受教育年限户主性别户主年龄户主婚姻状况户主受教育年限
观测值个数1442614426
[***********][***********][***********][1**********]
1995
均值标准差最小值[***********]2302() () [**************]70. 121354420. 146. 902. 850. 173. 791. 25) () 070) () :13880
[**************]7. 64
[***********]32. 75
45550. 900. 150. 130. 33
最大值999214677
[**************]20. [***********][***********]9223
0() :13266;1() :2251
3. 651. 2310(女) :2517;1(男) :1300047. 068. 71
10. 723. 34
160
0(无配偶) :740;1(有配偶) :14769
注:消费、收入、总资产、教育支出、医疗支出、受教育年限等均为家庭人均变量; 由于本文需要同时采用两个年份的横截面数据回归和混合截面数据回归, 故以1995年为基准, 对2002年的相关变量做了价格调整; 所有货币单位均为人民币元。
需要指出的是, 我们前面分析,1999年高等教育改革将从两个方面影响家庭消费行为:一是收费制将直接提高家庭培育一个大学生的成本, 二是扩招大大提高了高中生考上大学的概率, 使得上大学更容易, 改变了家庭的预期, 家庭将会在孩子的高中教育阶段支出更多。前面的计量检验中stu -college 变量表示家庭是否有在校大学生, 检验的只是第一个方面的影响。要对第二个方面的
影响进行检验, 我们只需要改变stu -college 的定义方式即可, 前面我们以家庭有受教育年限在12年以上的在校学生表示有大学生, 现在我们则以家庭有受教育年限在9年以上的在校学生表示家庭有高中生。实际上, 改变stu -college 的定义方式, 我们得到了类似的计量检验结果:高等教育改革降低了家庭边际消费倾向, 挤出了其它消费。
从其他控制变量来看, 家庭总资产规模和家庭成员平均受教育年限对消费有显著正的影响, 这符合持久收入假说等消费理论的预测, 并且与很多的相关研究成果结论一致。相对于农村居民, 城市居民的消费水平更高, 这一方面反映出农村居民的预防性储蓄倾向较高(刘建国,1999) ; 另一方118
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面农村居民很多自产自销的消费支出很难统计到消费支出中, 这也会使得调查数据中农村居民消费支出比实际的偏低。此外, 家庭人口规模的回归系数均显著为负, 很显然, 这是因为我们选择的是所有家庭的变量的人均值。一般而言, 家庭户每增加一个人口而增加的边际消费量是递减的, 这必然导致家庭人口规模的回归系数为负, 而且由于家庭收入越高, 生活成本也越高, 这就使得家庭人口规模对人均消费的影响会随着家庭人均收入的提高而提高。表2计量检验结果
变量
Income
Income 3stu -college Income 3stu -college 3year year 3Income year 3total -asset
total -asset 3stu -college 3year year 3stu -college year
total -asset 3stu -college stu -college total -asset medical -payment education pop -urban hholder -gender hholder -age hhloder -married hhloder -edu constant Obs. Adj. R
2
(a ) (b )
t 值631071149
(c )
t 值74186-4112
系数
013493
333
系数
012603
333333
系数
013877
333
t 值781950160
33
01
0203-[1**********]2-010315-[***********]33
-2103-[***********]148-1111-[**************]63-[1**********]106-[**************]29
-010028-315141333-1107-3277107-[***********][1**********]5
[***********]-[1**********]143-[1**********]3
-010030-[***********]48114
333333333
[1**********]5
333333
39119
333
333333333
-[***********]4101
333
-[**************]90
333333333
-[**************]21
33333
333
-51136120
-[1**********]60
33333
87183
33
24120
333
2149442101
333
[***********]
[1**********]
[1**********]
[1**********]
注:333表示1%的显著性水平, 33表示5%的显著性水平, 3表示10%的显著性水平。下同。
四、理论模型
严格而言, 教育支出对个人决策的影响是非常复杂的, 涉及教育回报、机会成本等诸多方面, 而且是一个动态连续的过程。为了更详细地从微观个体层面考察教育改革对中国居民消费的影响的内在机制, 本节将在生命周期理论框架下构造一个包含教育经费支出的理论模型, 同时讨论教育改革的长期和动态影响。
(一) 模型设定与参数选择
与预防性储蓄的经典文献一致(Deaton ,1991;Carroll ,2001等) , 我们构建一个包含流动性约束的生命周期模型, 同时在模型中加入一次性的教育经费支出, 以考察教育经费支出对个体消费和储蓄决策的影响。模型设定如下:
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T
max E t
s =t
s -t
β∑u (C s )
s. t. W s +1≤R s +1(X s -C s ) 如果在s 期没有教育经费支出
W s +1≤R s +1(X s -C s -E s ) 如果在s 期有教育经费支出Y s +1=P s +1εs +1; P s +1=GP s ; X s +1=W s +1+Y s +1; X s ≥0
其中, W s +1是期初的财富水平, 来自s 期剔除消费支出而积累的财富, 收益率为R s +1, s 期的消费支出包括一般消费C s 和教育支出E s 。Y s +1是s +1期的劳动收入水平, 由持久性收入P s +1和一ε个均值为1的随机冲击εs +1组成, E s (s +1) =1, 持久收入每期以G 的速度增长。s +1期的总财富是期初的财富水平W s +1与s +1期劳动收入Y s +1之和。家户面临流动性约束, 从而不能借款进行消费和教育支出。
显然, 上述模型不存在显式解, 需要使用数值模拟的方法求解, 为简化分析, 做如下定义:c s =
C s ΠP s , w s =W s ΠP s , x s =X s ΠP s , y s =Y s ΠP s , e s =E s ΠP s 。假设家户具有相对风险规避系数不变的效用
1-(1-θ) 。从而, 模型的值函数形式可以简化为:函数(CRRA ) , 即u (c ) =(c -1) Π
1-θ
v t (x t ) =max u (c t ) +βE t [G v t +1(x t +1) ]
θ
s. t. w t +1=R ΠG (x t -c t ) 如果w t +1=R ΠG (x t -c t -e t ) t x t +1=t t +1x t 在模型求解之前, 。与经典宏观文
献一致, 04%, 同时, 即假设真实利率也为4%(Carroll ,2001) 。不同学者对相对风, 但一般认为其合理取值范围在1—5之间, 暂时性冲击刻画了个体, 与Carroll (2001) 一致, 我们取相对风险规避系数θ为2, 并假设暂时性冲击服从均值为1, 标准差为012的对数正态分布。考虑到可计算性, 我们使用Deaton (1991) 和Aiyagari (1993) 的方法将收入冲击的连续随机过程近似为一个由9种状态构成的独立同分布离散随机过
①程。我国1978—2006年间的年均经济增长率达到9%, 因此取持久性收入年均增长率G 为9%。
模型中生命期界T 为个体进行最优消费决策的时间区段, 若个体20岁开始进行独立的家庭消费决
②
策,60岁退出家户消费决策, 则个体生命周期T 为40年。
(二) 不考虑教育支出的消费-储蓄决策
③
首先基于前文的参数设定, 使用逆向求解方法来求解消费者消费函数。在没有教育支出的情形下, 消费者最优消费函数, 即最优消费水平随财富变化的轨迹如图4所示, 其中横轴表示总财
富水平, 纵轴表示最优消费水平。从图4可以看出, 不同时期的最优消费规则是不一样的, 最后一期的最优消费规则c (T ) 与45度线重合, 因为消费者将在最后一期消费完他所有的财富。在倒数第二期, 财富水平x (T -1) 接近10的个体的消费水平c (T -1) 略高于5, 说明个体基本将总财富在最后两期之间平均分配。然而, 对于财富水平比较低的个体, 其消费水平始终与45度线重合, 说明他们将消费其所有的财富, 这说明这些个体的借贷约束是紧的。财富水平比较低的个体消费其所有财富的经济学直觉是简单的:由于总财富水平很低, 所以本期消费的边际效用很大, 从而个体倾
) , 相应ε的状态空4σI 2=(1-7Π4σ4σ4σ①我们将实数轴分解为9个部分, I 1=(-∞,1-7Πε) 、ε,1-5Πε) …I 9=(1+7Πε, +∞
σ间为离散集{1-2σε, …,1+2ε}。
②更长的生命期限对我们的研究结果基本没有影响, 引入个体退休后消费决策对模型结果影响很小。③具体数值计算方法参见Carroll (2001) 。
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向于在本期更多的消费, 但同时受到借贷约束的限制, 消费者只能消费自己所拥有的财富。为更好地分析家户收入、消费和储蓄之间的动态关系, 我们对个体生命周期中的消费-储蓄决策进行数值模拟, 模拟结果如图5所示。收入是由对数正态分布lognormal (1,012) 随机产生的40个值。从图中可以看出, 消费波动比收入波动更为平滑, 其中收入的标准差为012082, 消费的标准差为011490。财富水平相对较低, 且在很多年份为零, 当财富在两期之间不变化时, 消费和收入是相等的。值得注意的时, 财富的水平一般只有收入水平的十分之一左右, 说明在不存在教育支出时, 预防性储蓄
①
水平很低。
图4
不存在教育支出时的消费函数5、消费和财富
(三) -储蓄行为的影响。前文表明, 1999, 同时家庭需要承担更高的教育支出。p 的随机性教育支出E s , 随机性教育支出的存在将使得家户有更强的预防性储蓄动机。《中国统计年鉴》数据显示, 我国2002年大学录取比率为0152, 由此我们将家户教育支出的概率p 设为0152。同时, 我国2002年的人均国内生产总值为9398元, 而四年大学教育支出约为40000元, 从而将平均教育支出-持久收入比的基准值设为e s =E s ΠP s =4。为简单起见, 假设个体在其生命周期的固定时点进行教育投资, 本文将教育投入时间设定为t e =20, 即个体在40岁时对其后代进行人力资本投资。人力资本投资将提高家户的持久收入水平, 实证研究表明中国高等教育回报率在40%左右(高梦滔,2007) , 由此, 本文将大学四年教育的回报率δ设定为014, 即家户持久性收入P s 上升40%。
在t e 以后, 由于个体面对最优消费决策问题相同, 存在教育支出和不存在教育支出时的个体消费函数性质相似。然而, 在t e 以前, 未来随机性教育支出的预期将导致不同情形下消费函数的不同, 个体最优消费函数如图6所示。
图6主要表明两个信息。首先, 对于财富水平很低的家户, 最优消费在不同情形下没有差异, 然而, 财富水平比较高的个体将为教育进行储蓄。这个结论是合乎直觉的:穷人本期消费的边际效用很高, 没有激励为教育进行预防性储蓄; 富人本期消费的边际效用水平较低, 从而为教育进行储蓄可以提高一生的总效用水平。其次, 从左右两图的比较中可以看出, 对于具有相同财富水平个体, 离教育支出的时间t (e ) 越远, 这种预防性储蓄的动机越弱。这个结果的直觉是简单的, 离教育
①显然, 模型结果受到参数的影响, 特别是表征个体耐心程度的相对风险规避系数θ和表征收入不确定性σε。然而, 当我
们使用更高θ和σε, 发现本文的主要结果变化很小, 结论的稳健性很好。
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杨汝岱、陈斌开:高等教育改革、预防性储蓄与居民消费行为
图6 不同情形下个体消费函数
支出的时间越远, 消费者拥有更长的时间进行财富积累。-储蓄的动态影响, 我们模拟了个体生命周期过程中消费和财富积累的动态过程, 结果如图7所示
。
图7 改革前后的消费-储蓄动态
左图为存在教育支出预期但最终没有进行教育投资的家户的财富、消费动态路径, 右图为存在
教育支出预期且最终进行了教育投资的家户的财富、消费动态路径。对于存在教育支出预期但最终没有进行教育投资的家户而言, 其收入随机过程与不存在教育支出预期的家户是完全相同的, 从而二者消费-储蓄决策的差异刻画了教育支出预期对家户消费-储蓄选择的影响。从左图可以看出, 个体生命周期的前十年和最后十年的消费-储蓄行为基本没有受到教育改革的影响, 这意味着教育改革对家户消费-储蓄选择的影响主要集中在教育支出的前后十年内。在教育支出以前(t 20) , 个体财富和消费水平都平滑地递减到与不存在教育支出时相近的水平。对于存在教育支出预期且最终进行教育投资的家户, 其消费行为在t e =20以前与存在教育支出预期但最终没有进行教育支出家户完全相同。然而, 从右图可以看出, 在t e 之后, 由于不同类型家户教育支出和持久收入的差异, 二者消费路径截然不同。
(四) 随机数值样本计量检验
为更好地考察模型结果与实证结果的一致性, 我们利用数值模拟的方法产生了600000个具有不同财富水平、不同收入水平、处于不同年龄段的虚拟样本(存在教育支出和不存在教育支出各122
2009年第8期
300000个) , 然后对这些虚拟样本进行计量回归分析, 并与前一部分的实证结果进行比较, 以观察本文实证结果与理论模型结果的一致性。计量结果如表3所示。模型(a ) 为不存在教育支出样本的回归结果, 模型(b ) 为存在教育支出样本的回归结果。与第三部分实证结果一致, 不确定性的教育支出导致家户边际消费倾向从012137下降到011822, 下降了1417%, 这从另一个角度为本文的实证研究结论提供了有力的佐证。
总体而言, 该理论模型及其数值模 表3
拟结果从微观个体层面考察了教育改革
变量影响我国居民消费储蓄决策的内在机
制, 同时讨论了教育改革的长期和动态Income
影响, 为实证检验结论提供了更为坚实Wealth
的微观理论基础。C onstant
Obs.
Adj. R 2数值模拟样本的计量回归结果(a ) (b ) t 值[**************]54系数[***********]333333333系数[***********]333333333t 值[**************]59五、结论与扩展
1990年代末期以来, 我国居民消费[***********]017793
需求持续低迷, , 还鲜, 以扩招和收费制为核心内容的19994倍, 居民教育支出上升了10倍, 这与同期全国低消费、, 我们以高等教育改革对微观, 。本文的:, CHIP 数据对高等教育改革与居民消费行为的关, , 相对于改革前, 高等教育改革对居民消费有显著的挤出效应12%, 混合截面数据分析也表明了类似的结论。第二, 为进, 本文在生命周期模型框架下, 引入教育支出, 并用数值模拟方法考察了其对个体消费行为的影响, 系统而全面地分析了高等教育改革对降低居民边际消费倾向、增强预防性储蓄动机强度的内在微观作用机制, 为实证检验结论提供强有力的支持。
最近十多年来, 市场化改革对我国居民的经济行为产生了巨大而深远的影响, 本文对高等教育改革与居民消费行为关系的理论与实证研究, 是理解我国改革影响的一个初步尝试, 从文献和方法论上对我国居民消费理论的研究都是有一定意义的。当然, 居民消费和储蓄行为本质上是一个动态决策过程, 由于数据的限制, 本文无法完全识别教育改革对居民储蓄行为的影响, 这有待利用更高质量的动态面板数据对教育改革的动态影响进行更详细的讨论。此外, 教育改革不仅影响到居民消费和储蓄, 同时也影响到居民的教育决策、劳动供给
, 进而影响到居民收入, 这些都还有待进一步研究。最后, 高等教育改革只是我国若干重大改革措施中的一项, 与此几乎同时进行的还有医疗、住房、社保体制改革等, 这些改革都对我国社会生活的各个层面产生了深远的影响, 也必将对居民消费和储蓄行为产生持续的影响, 这些都需要我们更进一步的深入研究。
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H igher Education R ang Rudai and Chen Binkai a b
a Center for Rural Research (CCRR ) , X iangtan University
:School of Economics , Central University of Finance and Economics )
Abstract :Substantialem pirical researches show that households in China have high incentive of precautionary saving ; however , few micro 2data 2based studies on the reas ons accounting for this incentive have been made. Based on the CHIP dataset , cross 2section analysis dem onstrates that higher education reform in 1999has a significant Squeeze 2out effect on household consum ption , and marginal propensity to consume of households with members attaining higher education had decreased by 12percent from 1995to 20021Under the Life Cycle M odel frame , a theoretical m odel is constructed with education being introduced in. S imulation analysis indicates that anticipation of increasing uncertainty as a result of higher education reform is the main reas on that accounts for the higher incentive of precautionary saving and thus the sluggish consum ption demand in China.
K ey Words :Higher Education Reform ; Precautionary Saving ; C onsumer Behavior
JE L Classification :I23, E21, D63
(责任编辑:詹小洪) (校对:晓 鸥)
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