一生的总收入“平滑”到每一年而得到持久收入，把收入中瞬时的、非连续的、偶然性的部分作为暂时收入。相应地，消费也划分为持久消费与暂时消费。Friedman(1957)假定，持久收入决定持久消费，暂时收入与持久消费无关；暂时收入决定暂时消费，持久收入与暂时消费无关。持久收入大致可以看作所观察到的若干年收入数值的加权平均数。持久收入假说与生命周期假说的区别仅仅在于持久收入假说通常使用无限期界，而生命周期假说使用有限期界。除此之外，二者没有本质的区别，因此常被统称为持久收入—生命周期假说(LC-PIH)。20世纪50年代以来的消费函数理论的大都以LC-PIH为基础。因此，检验PIH或LC-PIH能否反映中国居民的消费行为具有重要意义。
    厉以宁(1992)、樊纲和余根钱(1992)、臧旭恒(1994)、赵志君(1998)分别利用LC-PIH对我国居民的消费或储蓄行为进行了实证，结论基本一致：LC-PIH对于转轨时期居民消费行为有较强的解释力，但该理论所阐明的“一个人越接近生命的终点，其财富的边际消费倾向越大”与我国居民的消费行为不符。实际上，中国人除为自己的生活储蓄外，还为子女遗赠财富而储蓄。中国人的消费往往与一生中的几件大事相联系(Deng et al，2011)。万广华等(2003)以大样本农户家庭调查资料了影响中国农户家庭储蓄行为的因素。结果发现，当家庭财富与储蓄率呈负相关关系时，持久收入假说不成立。苏良军等(2005)将我国农村居民的当期收入对人均GDP回归，用拟合的收入作为持久收入，用残差作为暂时收入。他们发现，不同省份农村居民的暂时收入对消费的影响差别很大。祝伟和李元生(2006)基于持久收入理论分析了我国城镇居民收入差异变动对消费结构变化的影响，认为持久收入理论在一定程度上适用于我国城镇居民消费。孙巍等(2008)发现，2000-2006年，房地产价格的快速上涨对我国城镇各收入人群的消费均未产生任何拉动作用，即我国房地产市场不存在财富效应。这是符合持久收入理论的，房地产价格上升而得到的收益应该属于暂时性收入，与持久性消费没有稳定的比例关系。高梦滔等(2008)认为中国农户消费行为能够用LC-PIH来描述，但是流动性约束对部分农户的消费也有重要影响。Deng和Jin(2008)认为持久收入理论对中国城镇居民消费不适用，并运用“λ模型”探讨了中国城镇居民消费的过度敏感性。卢方元、鲁敏(2009)基于PIH分析了我国农村居民不同收入层次之间的消费差异，以及这种差异对农村居民消费结构的影响。他们发现，PIH较好地刻画我国农村居民的消费现状。但是在该理论框架下以面板模型改革以来中国各省份农村居民消费的文献鲜见，有待深入。同时，已有很少剖析持久收入理论的局限性，更没有基于持久收入和暂时收入不同分解方法的计量结果的比较分析。
    本文运用基于两种收入分解方法的省际面板模型、“λ模型”、面板误差修正模型持久收入理论对我国各省份农村居民消费的解释力，试图回答以下几个问题：基于两种收入的不同分解方法的计量模型检验结果一致吗？持久收入理论在多大程度上解释了我国农村居民的消费行为？如果不能完全解释，原因何在？两种收入的分解是持久收入理论的一个基本问题，第二部分将探讨这个问题。第三部分将持久收入理论转化为三个可供检验的假设。基于两种收入分解方法的两种面板模型设定的计量结果支持了两个假设，否定了一个假设。第四部分运用“λ模型”及面板误差修正模型检验发现农村居民消费对当期收入存在过度敏感性，导致持久收入理论“失灵”。进一步地运用不确定性和流动性约束理论解释了农村居民消费的过度敏感性。
    二、持久收入和暂时收入的分解方法
    Friedman(1957)按照下面的方法分解得到持久收入PY和暂时收入TY：
   
    也有学者提出了其他的分解方法。Muth(1960)提出了从可支配收入变化中观察持久收入变化的原始滤波方法。李拉亚(1995)采用卡尔曼滤波模型来分解持久收入和暂时收入。苏良军等(2005)是根据我国各地区的经济水平进行分解的。
    苏良军等(2005)认为，Friedman的分解方法是在单位根和协整理论出现之前提出来的，因此他没有考虑到数据的非平稳性问题。如果居民收入是非平稳的，按照弗里德曼分解方法得到的暂时收入也是非平稳的，因而暂时收入和持久收入之间可能存在协整关系。此外，暂时收入的均值肯定不为零。他们认为弗里德曼方法显然违背了Friedman关于持久收入和暂时收入定义的实质。为了得到对持久收入与暂时收入的估计，他们将消费者的人均收入对当地同期人均GDP进行回归，用拟合收入表示和经济水平相适应的持久收入，而残差部分代表的则是受许多偶然因素的影响而经常变动的不稳定的、意外的暂时收入(或损失)。
    本文采用弗里德曼方法和苏良军等的方法，运用面板模型对我国各省份农村居民的消费行为进行比较分析。
    (一)关于弗里德曼方法的分解计算
    在使用弗里德曼方法的文献中，持久收入一般取现期收入与前两年收入的平均值。持久收入表示居民对长期的稳定收入的预期，取三年平均值考虑的时期显然过短。但是如果考虑的时期太长，会产生计算繁琐等问题。因此，本文采用五年和十年的算术平均值并比较相应的计量结果。
    (二)关于苏良军等的方法的分解计算
    笔者参考苏良军等(2005)的方法，将各省份的农村居民家庭人均全年纯收入对同期的人均地区GDP回归，所得拟合收入视为持久收入，残差视为暂时收入。
    三、持久收入理论的面板模型及其三个假设的实证检验
    持久收入理论可以概括为3个假设：假设1：我国农村居民的消费与持久收入存在稳定的函数关系；假设2：我国农村居民的消费与暂时收入没有稳定的关系，暂时收入的边际消费倾向为零；假设3：对于给定的当期可观测收入变动，不同的农村消费者可能有不同的判断，有的认为变动是持久性的，有的断定变化是暂时性的，因而他们的边际消费倾向会有显著差异。就各省份而言，暂时收入的边际消费倾向可能不同。
    (一)数据描述
    除重庆、西藏及港澳台外，1980-2008年29个省份的人均地区GDP(

RGDP)、农村居民家庭全年平均每人纯收入(Y)，农村居民家庭全年平均每人消费性支出(C)数据来源于《中国统计年鉴》、《新中国六十年统计资料汇编》。这些数据的描述性统计见表1。本文使用的计量软件为EViews6.0。
   
    (二)计量模型与计量结果分析
    采用面板模型来估计持久收入PY和暂时收入TY的变动对消费C变动的影响。如果假设持久收入和暂时收入的系数对各省份都相同，模型为：
   
    采用Hausman检验选择固定效应或随机效应，估计结果见表2。基于三种分解方法得到的和估计值均在1%水平下显著。检验模型(1)中的和估计值是否相等，结果在1%或5%的显著水平下拒绝它们相等的假设。弗里德曼两种分解方法的估计值普遍大于估计值，而苏良军方法的估计值小于估计值。弗里德曼方法和苏良军方法的估计值不相等，估计值也不相等。弗里德曼方法得到的估计值大于苏良军方法的。对于弗里德曼方法，持久收入取当期收入与前9年收入的算术平均值时的估计值较小，好像是农村居民在估算暂时收入时越“恋旧”消费倾向就越低，越“忘旧”消费倾向就越高。三种分解方法的估计值均随着样本区间的推移而递增，表明农村居民消费行为的理性化趋势。
   
    模型(1)的估计结果支持假设1，否定假设2。为了检验假设3，笔者采用固定效应估计模型(2)*。
    *随机效应估计要求个体的个数大于组间随机效应新息方差的参数个数，但这里面板数据不满足这个条件
    从表3可以看出，两种分解方法得到的估计值都显著，相差0.024。各省份的估计值不同。弗里德曼分解方法得到的估计值，除天津、黑龙江和海南对应的估计值不显著外，其他均在1%水平上显著。苏良军等的分解方法得到的估计值，除安徽、黑龙江、吉林、陕西、甘肃、青海、云南和海南对应的估计值不显著外，其他的在1%、5%或10%水平上显著。由于用苏良军等的分解方法得到的持久收入和暂时收入正交，不同省份暂时收入系数的不同并不影响对的一致估计，所以表2与表3中苏良军等的方法中有相同的估计值0.714(1980-2008年)。然而，弗里德曼分解方法没有这个优点，模型(1)中的估计值为0.673、0.707，而模型(2)中的估计值为0.690，二者有明显差异。暂时收入的边际消费倾向大于1可解释为暂时收入的增加不仅引起农村居民消费暂时增加，而且还带动其消费和储蓄。暂时收入减少时与此相反。
    模型(2)的估计结果支持假设1和假设3。假设2对安徽、黑龙江、吉林、陕西、甘肃、青海、云南和海南等省份的农村居民成立，对其他省份不成立。持久收入理论不能完全解释我国农村居民的消费行为。该理论只能解释改革以来安徽、黑龙江、吉林、陕西、甘肃、青海、云南和海南等省农村居民的消费行为。对其他省份的农村居民消费，持久收入理论不适用，需要引入或新的消费理论。
   
    四、持久收入理论“失灵”的原因分析
    (一)过度敏感性表明持久收入理论解释我国农村居民消费的局限性
    Hall(1978)结合LC-PIH与理性预期理论，提出了随机游走假说(RE-PIH)。该假说是对传统消费理论的背叛，认为消费的变动具有不可预测性。而Flavin(1981)发现，消费与预期的劳动收入具有显著的正相关，称之为消费的“过度敏感性”(Excess Sensitivity)。Daly和Hadjimatheou(1981)、Muellbauer(1983)采用英国数据、Cuddington(1982)采用加拿大数据、Johnson(1983)采用澳大利亚数据分别检验了RE-PIH，结果与Flavin相似，意味着LC-PIH和RE-PIH都不能完全解释消费者的消费行为。
    什么原因导致了LC-PIH在解释中国农村居民消费行为上的失灵呢？申朴和刘康兵(2003)扩展了Campbell和Mankiw(1990)消费过度敏感性模型，采用时间序列数据了中国城镇居民消费行为的过度敏感性以及不确定性、流动性约束和实际利率对消费增长率的影响，认为消费的过度敏感性是LC-PIH解释城镇居民消费行为失效的原因。王芳(2007)运用面板模型发现，我国城镇不同阶层都存在过度敏感。Deng和Jin(2008)采用1986-2008年我国城镇居民消费的年度数据，通过状态空间模型，运用“λ假说”检验了消费对当期收入的过度敏感程度，并予以理论解释。也有学者农村居民消费的过度敏感性和预防性储蓄等问题。高梦滔等(2008)认为流动性约束对农户消费产生重要影响，导致农户消费的过度敏感。林坚等(2010)发现，浙江省农户在1995-2006年的储蓄行为均具有强烈的预防性储蓄动机。但是运用省际面板模型的鲜见。
    Deng和jin(2008)将所有消费者分成两类：一类消费者能进行理性预期，他们的消费行为符合Hall提出的理性预期持久收入假说；另一类消费者的消费行为具有凯恩斯绝对消费理论所描述的特征，即消费决策完全依赖于当期收入。Deng和Jin(2008)的模型为：
   
    而λ的大小恰好反映了消费对当期收入的依赖程度，也说明居民消费是否存在过度敏感性。本文采用Deng和Jin(2008)的理论框架探讨中国农村居民消费对当期收入的过度敏感程度。不同的是Deng和Jin运用了状态空间模型，本文用省际面板模型。面板模型设定为：
    　　　　　　　　(3)
    采用Hausman检验选择固定效应或随机效应，结果在表4中。就是Deng和Jin(2008)模型中的系数aλ(0＜a＜1)。1980-2008年我国农村居民的消费中，超过66.8%的消费根据当期收入进行；其他的消费是按照持久收入模式进行的。前者比后者更普遍。我国农村居民消费对当期收入是过度敏感的。1980-1992年的估计值高达0.749，在1%水平上显著。1992-2008年的估计值下降为0.653，1999-2008年的估计值为0.629，表明了我国农村居民消费行为的理性化趋势。Deng和Jin采用变参数模型估计的λ值在(0.45，0.95)之间，本文运用面板模型估计的λ值也在这个区间。
    模型(3)右边加上消费对当期收入回归残差的滞后项就成为面板误差修正模型：
  &n

     

bsp;
    模型(4)中估计值的显著水平达到1%，与模型(3)中的估计值相比变大了。误差修正项的系数为负，在1%水平上显著，表明消费的波动一定程度上受到拟合消费的线性趋势的影响。
   
    (二)不确定性和流动性约束导致消费的过度敏感性
    Leland(1968)与Sandmo(1970)在两期模型的基础上证明在效用函数的三阶导数大于零的条件下不确定性降低当前消费，从而提高预防性储蓄。收入下降时，增加的不确定性导致预防性储蓄增加；反之则反是。因此，不确定性使消费表现出对当期收入的过度敏感性。Carroll(1992)的储蓄缓冲存货理论认为，消费者的消费增长率与同期的不确定性负相关。
    我国经济社会的典型二元结构特征和农业本身的风险等因素造成我国农村居民收入增长乏力和不确定性。伴随着改革的深化，我国农村居民的收入来源日益多元化，农业收入和工资性收入已经成为其纯收入的绝大部分，但是这两部分收入的增长预期都呈现很大的不确定性。由于农业既要面对自然风险，又要面对技术风险与市场风险，我国的农产品价格与农业生产率难以大幅度提高，加之户籍管理所导致的“候鸟式”的流动以及制造业与服务业吸纳农村剩余劳动力的速度下降等因素的综合影响，势必导致农村居民的预防性储蓄动机，使消费呈现过度敏感性，从而违背持久收入理论。同时，我国农村社会保障体系的缺位及预期消费支出的不确定性也强化了农村居民的预防性储蓄动机。
    Deaton(1989)发现，面临流动性约束的消费者遵循最优消费决策时，储蓄行为是逆经济周期的。流动性约束可以分为即期的、远期的和观念上的流动性约束。由于金融服务的缺乏，农村居民面临即期的流动性约束。远期的流动性约束也会减少当前消费，增加储蓄。我国居民观念上的流动性约束对消费过度敏感性的放大效应尤其明显。按照中华的传统文化，节俭储蓄是美德，负债消费则是劣行。因此，经济繁荣时居民消费的扩张速度慢于经济的扩张速度，而经济衰退时居民消费的收缩速度则快于经济衰退的速度(李凌、王翔，2009)。
    不确定性和流动性约束都会导致消费函数的凹性，从而在对消费的影响上等效：引起预防性储蓄(Carroll和Kimball，2005)。未来收入或消费支出的不确定等同于未来还贷能力的不确定，不确定性的增大会在一定程度上强化远期的流动性约束，使过度敏感性系数增大。模型(4)中的误差修正项为消费围绕拟合消费的线性趋势的波动，体现了消费者对经济形势的预期，误差修正项的绝对值可以表征不确定性和远期流动性约束对农村居民消费的影响。为了定量分析这种影响，建立模型：
   
    表4中模型(5)的估计值比模型(3)的大，说明控制不确定性和流动性约束的影响后，消费的过度敏感性进一步增强。Blanchard和Fisher(1989)表明，在跨期最优化的假定下，不确定性增加了过度敏感性系数。如果消费者采用适应性预期，那么他们预期收入会持续下降，因而增加储蓄，结果导致敏感性系数进一步增大。申朴和刘康兵(2003)在他们模型中加入流动性约束、不确定性及利率变量后，城镇居民消费的敏感性也显著增强。β4的估计值在1%水平上显著小于零，表明不确定性和流动性约束对消费产生了明显的负面影响。
    五、结论与政策含义
    为了深入持久收入理论(PIH)对中国农村居民消费行为的解释力，本文将其概括为三个假设，并运用省际面板模型检验了这三个假设。为了比较，持久收入和暂时收入的分解采用弗里德曼方法和苏良军等的方法，两种面板模型设定为持久收入系数都相等，暂时收入系数分别相等与可能不相等。结果发现，我国农村居民消费与持久收入存在显著的相关关系；安徽、黑龙江、吉林、陕西、甘肃、青海、云南和海南等省农村居民的暂时收入边际消费倾向为零，而其他省份的农村居民消费与暂时收入有显著的相关关系，暂时收入的边际消费倾向不为零；就各省份而言，暂时收入的边际消费倾向不同。有理由推测，对于给定的当期可观测收入变动，不同消费者可能有不同的判断，有的认为变动是持久性的，有的断定变化是暂时性的，因而他们的边际消费倾向才有显著差异。苏良军等的持久收入和暂时收入分解方法具有弗里德曼方法没有的优点。
    “λ假说”检验表明，我国农村居民的消费对当期收入是过度敏感的，导致持久收入理论不能完全解释其消费行为。1980-2008年，在我国农村居民的消费中，超过66.8%的消费根据当期收入进行；其余的按照持久收入模式进行。前者比后者更普遍。对于面板误差修正模型，误差修正项的系数显著为负，表明消费的波动一定程度上受到拟合消费的线性趋势的影响。农业的弱质性及制度缺失等原因造成农村居民收入、消费的不确定性和信贷约束。选择误差修正项的绝对值表征不确定性和流动性约束对农村居民消费的影响，面板模型的检验结果显示，控制不确定性和流动性约束的影响后，消费的过度敏感性进一步增强。误差修正项绝对值的系数估计值显著小于零，表明不确定性和流动性约束对消费产生了明显的负面影响。
    本文的结论具有明确的政策含义：
    1.增加持久收入，兼顾暂时收入。对安徽、黑龙江、吉林、陕西、甘肃、青海、云南和海南等省的农村居民可以增加常规收入来刺激消费。启动其他省份的农村居民消费，提高常规收入和暂时收入“并重”。农村居民消费对当期收入的强烈过度敏感性说明增加当期收入是刺激消费的重要选择。
    2.降低不确定性、流动性约束的影响。启动农村居民消费的各种调控措施的出发点应是创造一种良好的经济和社会，改善收入和消费预期，以弱化预防性储蓄动机。加大教育、社会保障、公共设施等公共福利的投入；充分发挥、转移支付等政策工具对收入分配的调节功能；营造宽松的金融，积极消费信贷。各项改革应循序渐进，减轻和消除政策变动带来的不确定性。
    3.培养积极的消费观念势在必行。我国农村居民的消费心理和行为深深地打下了传统文化的烙印。按照传统文化，节俭储蓄是美德，积极消费是浪费，负债消费则是劣行。因此需要矫正落后的思维模式，倡导积极的消费理念。

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