經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌與城鎮(zhèn)化進(jìn)程中的居民消費行為特征

摘要：基于中國9個省1396戶城鎮(zhèn)家庭的面板數(shù)據(jù)，運用系統(tǒng)廣義矩估計法對一個包括習(xí)慣形成和不確定性的歐拉方程進(jìn)行估計以考察家庭消費是否跨時演進(jìn)，研究結(jié)果表明，偏好的設(shè)定偏誤是傳統(tǒng)的生命周期——持久收入模型不能很好地詮釋中國城鎮(zhèn)家庭消費決策的一個原因，在解釋消費決策的影響因素時假定偏好的跨時可分性會得出錯誤的結(jié)論，城鎮(zhèn)居民消費偏好的跨時不可分性以及由收入和支出不確定性引發(fā)的預(yù)防性儲蓄動機(jī)是導(dǎo)致居民消費傾向持續(xù)偏低的重要原因。

關(guān)鍵詞：消費行為；城鎮(zhèn)化；習(xí)慣形成；預(yù)防性儲蓄

中圖分類號：F063.2 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1003-3890（2013）07-0019-07

一、引言及文獻(xiàn)綜述

改革開放以來的三十多年里，我國經(jīng)歷了人類歷史上規(guī)模最大的城市化加速過程，但發(fā)展中也伴生著突出的不平衡不協(xié)調(diào)不可持續(xù)問題，其突出表現(xiàn)之一是內(nèi)需與外需失調(diào)，內(nèi)需不足在很大程度上體現(xiàn)為消費需求不足，特別是居民消費不足。由于經(jīng)濟(jì)增長過多依靠投資拉動，投資與消費失衡已成為長期困擾我國發(fā)展的一個難題，因此中央經(jīng)濟(jì)工作會議適時提出要著力提高城鎮(zhèn)化質(zhì)量，將城鎮(zhèn)化作為擴(kuò)大內(nèi)需的重要途徑。然而利用城鎮(zhèn)化擴(kuò)大內(nèi)需是一把雙刃劍，一方面，由于城鎮(zhèn)化進(jìn)程使得大量農(nóng)村居民成為城鎮(zhèn)居民，相應(yīng)地擴(kuò)大了消費需求規(guī)模，另一方面，城鎮(zhèn)化引起的人口、產(chǎn)業(yè)集聚也會加大對城市基礎(chǔ)設(shè)施和公共服務(wù)設(shè)施建設(shè)等多方面的投資需求，從而進(jìn)一步加劇投資與消費失衡問題。消費需求是最終需求，居民消費率長期偏低，不利于經(jīng)濟(jì)的良性循環(huán)和可持續(xù)增長。在內(nèi)需不足的經(jīng)濟(jì)中，啟動消費需求可以加快短期經(jīng)濟(jì)增長，城鎮(zhèn)居民消費是支撐中國消費需求增長的主要動力，在中國城鄉(xiāng)居民收入和消費水平差距較大，農(nóng)村消費市場難以啟動的客觀情況下，在持續(xù)數(shù)十年的經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌、社會轉(zhuǎn)型和城鎮(zhèn)化的時代背景下，合理解析城鎮(zhèn)居民的消費行為特征，從而找到提高城市居民消費率的途徑，成為經(jīng)濟(jì)學(xué)界研究者的重要現(xiàn)實任務(wù)之一。

在計劃經(jīng)濟(jì)向市場經(jīng)濟(jì)的轉(zhuǎn)軌過程中，尤其是在20世紀(jì)80年代后期以來，城鎮(zhèn)居民的平均消費傾向出現(xiàn)了較大幅度的下降，以此為標(biāo)志，中國城鎮(zhèn)居民的消費行為在近二十多年來的轉(zhuǎn)軌過程中發(fā)生了較大的變異[1]。我國城鎮(zhèn)居民的平均消費傾向在1989年為88%，到2005年降至75.7%，“十一五”期間，城鎮(zhèn)居民的平均消費傾向繼續(xù)呈下降態(tài)勢，2010年為70.5%，2011年則進(jìn)一步下降到69.5%。與長期消費不振相對應(yīng)的是居高不下的儲蓄水平，根據(jù)中國統(tǒng)計年鑒，1989年我國城鄉(xiāng)居民人民幣儲蓄存款余額為5 146.9億元，到2006年底達(dá)161 587億元，而截至2012年底則突破40萬億元。中國居民的收入在持續(xù)增長，但卻比過去更加傾向于儲蓄，20世紀(jì)80年代把收入的約15%納入儲蓄，現(xiàn)在則是儲蓄收入的30%。中國居民尤其是城鎮(zhèn)居民的消費并未表現(xiàn)出標(biāo)準(zhǔn)的生命周期和持久收入假說（LCPIH）模型所描述的特征。根據(jù)LCPIH假說，儲蓄應(yīng)該與持久收入水平無關(guān)，中國家庭的儲蓄水平應(yīng)該遠(yuǎn)低于現(xiàn)在的水平。許多研究者已經(jīng)用歐拉方程方法或消費函數(shù)證明標(biāo)準(zhǔn)的LCPIH模型關(guān)于消費路徑的預(yù)言與中國居民的消費行為并不吻合，然而模型失效的原因并不確定。對此，通常的一個解釋是，失效是因為經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型期居民面臨的不確定性[2][3][4]。正如Deaton（1992）所言，不確定性會從根本上改變消費者行為[5]。但此類研究往往假定偏好是時間可分的，這一假定意味著個體的消費決策不需要作任何形式的比較，既不跟周圍的人的消費作比較，也不跟自己過去的消費決策比較，然而，此假定與我們感受到的現(xiàn)實并不相符，既無法解釋中國居民消費行為存在的慣性特征，以此假定為基礎(chǔ)對中國居民的消費需求進(jìn)行預(yù)測也難以取得令人滿意的效果。要使前述典型化事實與消費選擇的經(jīng)濟(jì)學(xué)原理相符，一個可行的方法是在效用函數(shù)中引入“習(xí)慣形成”（Habit Formation）。

習(xí)慣形成假說認(rèn)為效用函數(shù)在時間上是不可分的，當(dāng)前的效用不僅依賴于當(dāng)前的支出，還依賴于用滯后支出表示的“習(xí)慣存量”。習(xí)慣形成假說的起源可追溯到Duesenberry（1949）提出的“棘輪效應(yīng)”。Brown（1952）對此進(jìn)行修正并正式提出習(xí)慣持續(xù)假說，認(rèn)為前期實際消費是比前期收入更恰當(dāng)?shù)慕忉尞?dāng)期消費的滯后變量，習(xí)慣效應(yīng)是由先前的實際消費水平產(chǎn)生的。習(xí)慣形成假說在宏觀領(lǐng)域可以解釋資產(chǎn)溢價之謎，導(dǎo)致高增長中的高儲蓄水平和消費的過度平滑性[6]。在微觀層次，由于受數(shù)據(jù)所限，習(xí)慣影響消費決策的經(jīng)驗證據(jù)相對缺乏。國外文獻(xiàn)中Alessie和Teppa（2010）利用荷蘭家庭數(shù)據(jù)[7]，Guariglia和Rossi（2002）利用英國家庭數(shù)據(jù)證明了消費偏好存在顯著的時間不可分性[8]。國內(nèi)文獻(xiàn)中龍志和、王曉輝和孫艷（2002）、艾春榮和汪偉（2008）、杭斌和郭香俊（2009）等考察了中國居民消費的習(xí)慣特征[9][10][11]。以上國內(nèi)研究中除龍志和等（2002）以外均采用總量數(shù)據(jù)，然而，要探究居民消費需求不足的原因以及如何促進(jìn)居民消費，僅僅從宏觀總量上進(jìn)行把握顯然是不夠的，還必須從微觀上研究居民消費行為的特點，首先，總量數(shù)據(jù)不能控制個體之間不可觀測的異質(zhì)性，會造成估計結(jié)果有向上的偏誤，高估家庭消費的習(xí)慣形成效應(yīng)。其次，龍志和等（2002）雖然采用了家庭的微觀數(shù)據(jù)，但是樣本量太小，且未考慮變量的內(nèi)生性問題及不確定性下的情形。最后，上述文章中均未對消費習(xí)慣和不確定性的形成機(jī)理進(jìn)行深入探討。基于以上原因，本文首次利用家庭水平的面板數(shù)據(jù)運用歐拉方程方法考察中國城鎮(zhèn)居民家庭消費的偏好性質(zhì)，在習(xí)慣形成模型中引入收入或支出不確定性，在一個考慮習(xí)慣因素的消費理論框架下對城鎮(zhèn)居民的消費行為進(jìn)行分析，從而發(fā)現(xiàn)處于經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌和城鎮(zhèn)化進(jìn)程中的城鎮(zhèn)居民消費行為特征并進(jìn)一步探究其形成機(jī)理。

二、理論和模型

依前述分析，研究中國居民的消費行為除考慮生命周期和持久收入外，還需考慮消費習(xí)慣因素和預(yù)防性儲蓄動機(jī)。習(xí)慣形成假說認(rèn)為，在習(xí)慣形成的情況下，t期的效用函數(shù)不僅包括當(dāng)前的消費水平也包括習(xí)慣存量Ht，即Ut=U（ct-？酌Ht），？酌的取值代表家庭消費決策中習(xí)慣的影響力，如果？酌為正，效用隨Ht遞減，這是傳統(tǒng)意義上的習(xí)慣情形。在這種情形下，如果？酌越大，習(xí)慣存量增加，在每期消費相同數(shù)量的商品給消費者帶來的效用越來越少，要獲得同樣的效用就需要更多的消費。另一方面，如果？酌為負(fù)，我們可以把Ht解釋為過去的消費產(chǎn)生的服務(wù)流，因此，在這種情形下，效用函數(shù)納入了消費的耐用性。在耐用性的情形，消費在不同時期是替代的而不是互補的，現(xiàn)在和過去的消費都產(chǎn)生效用。？酌的符號揭示了家庭的消費習(xí)慣表現(xiàn)出耐用性還是持續(xù)性（Deaton，1992）。而根據(jù)預(yù)防性儲蓄假說，當(dāng)效用的三階導(dǎo)數(shù)為正時，未來不確定性因素的增加，會提高未來預(yù)期消費的邊際效用，從而吸引人們更多地儲蓄，與確定性情況相比，所增加的這部分的儲蓄被稱為預(yù)防性儲蓄。除了二次型的效用函數(shù)之外，常相對風(fēng)險厭惡效用函數(shù)（CRRA）和常絕對風(fēng)險厭惡效用函數(shù)（CARA）都可以滿足這一假定。習(xí)慣形成使支出平滑，而耐用性增加消費波動的方差，從而增加預(yù)防性儲蓄，使消費對收入沖擊更敏感。預(yù)防性儲蓄是習(xí)慣形成強度的一個減函數(shù)，但是商品耐用性的一個增函數(shù)。如果消費增長由于習(xí)慣形成展現(xiàn)出正的自相關(guān)，那么預(yù)防性儲蓄應(yīng)該比在一個時間可分模型中更小。而如果消費增長由于耐用性展現(xiàn)出負(fù)的自相關(guān)，那么預(yù)防性儲蓄應(yīng)比在時間可分模型中更大[12]。

Guariglia和Rossi（2002）在將不確定性引入習(xí)慣模型時，假設(shè)在無限計劃期界下，代表性消費者最大化常相對風(fēng)險厭惡效用函數(shù)以選擇當(dāng)前和未來消費，從而在非期望效用模型假設(shè)下可導(dǎo)出消費的封閉解，即消費函數(shù)主要包含三方面的內(nèi)容：勞動收入和總財富的水平、不確定性和過去的消費，假定δR=1，則導(dǎo)出不確定性下習(xí)慣形成模型的歐拉方程：

式中ct表示代表性消費者的t期消費，δ為主觀貼現(xiàn)因子，R是利息因子，ε*是前述的不確定性項，符號為負(fù)，這意味著不確定性項正向影響消費的變動，消費者面臨不確定性時會推遲消費。根據(jù)（1）式，t期消費的變動主要取決于t-1期消費的變動和不確定性項。中國城鎮(zhèn)家庭的主要消費決策通常由戶主做出，通過控制戶主的性別、年齡等“口味轉(zhuǎn)換”變量，可以控制消費者偏好的轉(zhuǎn)變?？紤]到效用函數(shù)有可能隨著代表口味轉(zhuǎn)換的人口學(xué)特征以及家庭特征等因素變化，將這些變量加入歐拉方程中的控制變量向量Xit，并對（1）式中的消費取對數(shù)，將（1）式改寫為如下經(jīng)驗?zāi)Ｐ停?/p>

三、數(shù)據(jù)和變量說明

（一）數(shù)據(jù)來源

所用數(shù)據(jù)來自“中國健康和營養(yǎng)調(diào)查（CHNS）”1989—2006年七次調(diào)查的城鎮(zhèn)家庭樣本，包括遼寧、黑龍江、江蘇、山東、河南、湖北、湖南、廣西、和貴州等東、中、西部9個省1989年、1991年、1993年、1997年、2000年、2004年和2006年共7個年度的非平衡面板數(shù)據(jù)，共1 396戶，總計8 871個觀測值。實際采用的樣本數(shù)在各個回歸中有所不同，這主要取決于模型設(shè)定差異及相關(guān)變量缺失值的數(shù)量。

（二）變量說明

1. 家庭消費增長率？駐lncit：消費支出采用家庭總消費支出和食品支出兩種衡量指標(biāo)，均以2006年不變價格進(jìn)行調(diào)整。本文沿用Guariglia和Rossi（2002）的做法[8]，以食品作為非耐用消費品的代理變量。由于缺乏家庭食品消費的直接數(shù)據(jù)，國內(nèi)相關(guān)研究大多采用總量數(shù)據(jù)。本文利用CHNS中的家庭三天總食品實際消費量以及社區(qū)水平的食品價格數(shù)據(jù)，計算出家庭的食品消費金額。從CHNS社區(qū)調(diào)查的數(shù)百種食品中選取了八大類共36種食品作為日常食品的代表，然后依據(jù)1991版《食物成分表》（全國代表值）和《中國食物成分表2002》中的食品代碼將消費量與價格進(jìn)行匹配，二者相乘得到食品消費支出金額[13]。食品消費的變化并不能緊密跟隨總消費的變化，與食品消費支出相比，總消費支出中不僅包含非耐用品消費的信息，而且還包含了耐用品消費的信息，一些文獻(xiàn)假定效用是時間可分的（例Dynan，1993），因為耐用品不只在一個時期影響效用，從而將耐用品支出排除在分析范圍以外[14]。Wilson（1998）則認(rèn)為假定耐用品和非耐用品的效用是可分的，將非耐用消費品和耐用消費品都考慮在內(nèi)的一個模型，對預(yù)防性儲蓄的精確估計更重要[15]。由于本文同時考察城鎮(zhèn)居民的習(xí)慣偏好和預(yù)防性動機(jī)，因此對影響家庭總消費和食品消費決策的因素均進(jìn)行分析。

2. 不確定性VARit：文獻(xiàn)中多使用收入的波動或者離散程度來量化不確定性因素，孫鳳（2001）采用收入的方差[16]，萬廣華、張茵和牛建高（2001）采用收入增長的預(yù)測誤差值的平方作為收入不確定性的代理變量[17]，為了考察中國城鎮(zhèn)居民家庭對未來的不確定性的反應(yīng)，本文同時考察收入不確定性和支出不確定性對居民消費的影響。首先，采用收入增長率的方差作為不確定性變量的量化指標(biāo)。收入風(fēng)險會正向影響消費的變動，消費者面臨收入不確定性時會推遲消費，從而增強預(yù)防性儲蓄動機(jī)。其次，我們用消費的波動衡量消費者面臨的風(fēng)險。消費的波動是對風(fēng)險更好的衡量，因為一個追求最優(yōu)化行為的家庭的消費變化僅是對收入中未預(yù)期到的變化的反應(yīng)，這種未預(yù)期到的變化代表了真正的風(fēng)險，家庭預(yù)期到收入下降后，為了平滑消費將會儲蓄更多，但如果收入波動的衡量指標(biāo)不能在同等比例上反映收入的下降程度，那么即使沒有預(yù)防性動機(jī)的存在，收入波動與儲蓄也是正相關(guān)的（Dynan，1993）。我們采用兩個指標(biāo)衡量支出不確定性，一是消費增長率的平方（Dynan，1993），二是消費增長率的方差（Carroll，1992）[18]。未來消費波動的不確定性越大，預(yù)期消費增長率就越高，預(yù)防性儲蓄就越多。

3. 其他控制變量：包括財富變量、實際利率、家庭規(guī)模，中部和西部地區(qū)虛擬變量，戶主的性別、年齡、年齡的平方、婚姻狀況、受教育年限等人口學(xué)變量以及年度虛擬變量。其中，家庭總財產(chǎn)作為家庭非人力財富的代理變量，以房產(chǎn)和家庭用具的價值總和來衡量家庭的總財產(chǎn)，人力財富的衡量采用家庭凈收入數(shù)據(jù)，財富變量均以2006年不變價格進(jìn)行調(diào)整；采用一年期銀行存款利率作為市場利率，并與同期城市CPI指數(shù)相減得到市場實際利率；地區(qū)虛擬變量以東部地區(qū)作為參考基準(zhǔn)，并通過在所有模型設(shè)定中加入年度虛擬變量來解釋時間固定效應(yīng)。

表1是主要變量的描述性統(tǒng)計。從中可以看出，1989—2006年，樣本中城鎮(zhèn)家庭食品消費增長率均值為12.2%，家庭總消費增長率平均-6.3%，年凈收入增長率均值為-1.3%，這說明城鎮(zhèn)的恩格爾系數(shù)仍然是偏高的，且收入增長率持續(xù)偏低。城鎮(zhèn)家庭的總?cè)藬?shù)規(guī)模平均為3.35；戶主平均年齡53歲，平均受教育年限僅為7.6年，由于西部地區(qū)僅有貴州省城鎮(zhèn)居民的樣本，故僅占樣本總體的12.3%。男性戶主和已婚戶主占樣本比例分別為74.3%、83.2%，從中可以看出，我們的數(shù)據(jù)集具有相當(dāng)?shù)拇硇?，可以?jù)此考察中國城鎮(zhèn)居民的消費決策情況。

四、實證分析

（一）估計方法和結(jié)果

由于本文將要估計的經(jīng)驗?zāi)Ｐ停?）實際是一個動態(tài)面板模型，因此采用系統(tǒng)廣義矩估計（System GMM）的方法最為合適，以有效克服動態(tài)方程中的內(nèi)生性問題。滯后期消費可能會與一些不可觀測的但會影響家庭消費的因素有關(guān)，如文化等，因此模型可能會存在遺漏變量偏差。此外，消費支出與模型中的一些解釋變量，如不確定性，可能存在雙向因果關(guān)系，從而產(chǎn)生聯(lián)立性偏差。這兩類內(nèi)生性問題均可用系統(tǒng)廣義矩估計法較好地解決。[19][20]在進(jìn)行系統(tǒng)廣義矩估計的過程中，考慮到滯后一期消費增長率和不確定性變量可能會有時變的測量誤差和內(nèi)生性問題，我們用系統(tǒng)內(nèi)部工具即內(nèi)生變量的所有滯后值作為工具變量，對應(yīng)的Sargan檢驗P值表明模型中的工具整體有效。估計結(jié)果見表2和表3。

（二）實證分析

1. 在總消費還是在非耐用品消費的歐拉方程估計中，消費的滯后期增長率對當(dāng)期消費增長率在統(tǒng)計上均有顯著的負(fù)影響，即習(xí)慣系數(shù)？酌為負(fù)，意味著效用函數(shù)呈現(xiàn)出耐用性。因此，估計結(jié)果說明忽略家庭偏好的習(xí)慣形成會得出錯誤的結(jié)論。？酌的負(fù)號意味著消費者從過去的消費水平中得到效用，在其他條件不變的情況下，消費模式應(yīng)該表現(xiàn)為遞減而非常數(shù)，城鎮(zhèn)居民在總消費支出上的習(xí)慣表現(xiàn)為耐用性?？傁M包括耐用品消費和非耐用品消費，為深入考察我國城鎮(zhèn)居民的消費行為，需進(jìn)一步分析影響非耐用品消費的因素，本文采用食品消費作為非耐用品消費的代理變量，同時，由于CHNS不提供其他非耐用品的消費信息，為便于實證研究，假定食品和其他非耐用品的偏好可分，估計結(jié)果如表3所示，各列均顯示耐用性影響當(dāng)前的消費決策。前期消費增長10%會導(dǎo)致本期消費減少約2%左右，這一效應(yīng)意味著過去的消費水平越高，要使個體保持相同的效用，本期的消費越低。

2. 無論在總消費還是在非耐用品消費的歐拉方程估計中，以收入波動或消費波動衡量的不確定性變量的系數(shù)在統(tǒng)計上均顯著為正，正如理論所預(yù)期的，耐用性增加消費波動的方差，從而增加預(yù)防性儲蓄，使消費對收入沖擊更敏感。在預(yù)期到未來的收入風(fēng)險或支出不確定性后，城鎮(zhèn)居民的消費行為更加謹(jǐn)慎，消費呈現(xiàn)出陡峭的輪廓，城鎮(zhèn)居民表現(xiàn)出強烈的預(yù)防性儲蓄動機(jī)。西方經(jīng)濟(jì)學(xué)的預(yù)防性儲蓄假說是在假設(shè)不存在重大社會變革的情況下展開分析和討論的，認(rèn)為收入不確定性是居民進(jìn)行預(yù)防性儲蓄的主要原因，而我國正處于經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌和社會轉(zhuǎn)型時期，長期處于制度變遷過程中的城鎮(zhèn)居民將感受并預(yù)期到支出的不確定性，導(dǎo)致預(yù)防性儲蓄增加而降低當(dāng)前的消費水平，本文的經(jīng)驗證據(jù)表明，支出的不確定性同樣是導(dǎo)致預(yù)防性儲蓄的原因。

3. 家庭凈收入增長率前面的系數(shù)顯著為正，無論是總消費還是食品消費都呈現(xiàn)出對收入的過度敏感性。但所估計的食品消費敏感系數(shù)（0.14）遠(yuǎn)低于艾春榮和汪偉（2008）用總量數(shù)據(jù)估計的結(jié)果（0.84）。這表明，隨著城鎮(zhèn)居民收入逐步增長，城鎮(zhèn)居民家庭恩格爾系數(shù)雖然在逐年下降，但總消費和食品消費支出仍然與收入緊密相關(guān)。估計結(jié)果同時顯示，城鎮(zhèn)居民消費存在顯著的地區(qū)差異，事實上，東、中、西部地區(qū)的城鎮(zhèn)居民存在明顯的收入差距，在消費對收入敏感的情況下，中西部地區(qū)的居民的消費必然會顯著低于東部地區(qū)。

五、中國居民的消費傾向為何持續(xù)偏低

與國內(nèi)以往的相關(guān)研究不同，本文利用中國的大樣本城鎮(zhèn)家庭面板數(shù)據(jù)，結(jié)合習(xí)慣形成假說和預(yù)防性儲蓄假說，運用歐拉方程方法估計了影響中國城鎮(zhèn)家庭消費決策的因素。估計結(jié)果同Guariglia和Rossi（2002）的一致，滯后一期的消費變動對當(dāng)前的消費變動有強烈的負(fù)效應(yīng)，消費習(xí)慣表現(xiàn)為耐用性。也就是說，關(guān)于偏好是跨時可分的假定是錯誤的，這在一定程度上解釋了標(biāo)準(zhǔn)的生命周期持久收入模型為何在實證檢驗中屢屢失靈。估計同時顯示，收入不確定性和支出不確定性都是影響消費變化的重要因素，城鎮(zhèn)居民存在強烈的預(yù)防性儲蓄動機(jī)。具體而言：

（一）居民消費偏好的跨時不可分性即習(xí)慣特征意味著消費的服務(wù)流是跨期持續(xù)的，從而導(dǎo)致居民消費傾向偏低

居民消費偏好的習(xí)慣特征原因涉及幾個方面：第一，消費習(xí)慣以一定時期的社會物質(zhì)生活條件為基礎(chǔ)，居民的消費行為特征與生產(chǎn)力的發(fā)展水平密切相關(guān)，具有明顯的階段性特征，一定的物質(zhì)條件、自然條件和地理環(huán)境因素形成一定的消費習(xí)慣并擴(kuò)散，因此除非物質(zhì)生活條件有相當(dāng)程度的改變從而對某一習(xí)慣特征形成巨大沖擊，習(xí)慣的惰性很難得到改變。第二，消費習(xí)慣受到一個社會的正式制度的約束。我國從經(jīng)濟(jì)到社會、從生產(chǎn)到消費均呈現(xiàn)典型的二元結(jié)構(gòu)特征，已有的經(jīng)驗證據(jù)也已表明，中國城鄉(xiāng)居民的消費習(xí)慣特征并不相同。第三，消費習(xí)慣的形成與固化深受社會非正式制度的影響。一個社會的居民群體有什么樣的消費習(xí)慣與文化傳統(tǒng)、風(fēng)俗習(xí)慣密切關(guān)聯(lián)。中國的歷史、文化等因素與西方國家不同，這些因素決定了中國居民的消費行為有自己的特點，例如崇尚節(jié)儉消費，喜歡量入為出，厭惡負(fù)債消費等等，使得中國居民消費傾向偏低的慣性特征包含了大量文化傳承因素在內(nèi)。

考慮到本文估計結(jié)果中城鎮(zhèn)居民消費對收入的過度敏感性，可以展望在收入出現(xiàn)大幅度變化的情況下，強烈的收入沖擊極可能會改變居民消費的既有習(xí)慣，比如國民收入倍增計劃實施成功后，習(xí)慣參數(shù)可能會有較大程度的減小，則中國居民的消費習(xí)慣具有階段性特征。城鎮(zhèn)化進(jìn)程和轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)中的一些典型事實也支持這一結(jié)論，例如由于城鎮(zhèn)化的快速推進(jìn)主要建立在過多地依靠高污染、高耗能、低產(chǎn)出的粗放型投資基礎(chǔ)之上，造成環(huán)境污染、生態(tài)破壞、水源短缺等一系列黑色發(fā)展問題，居民的消費習(xí)慣已經(jīng)受到?jīng)_擊，可再生能源或清潔能源的使用已得到越來越多消費者的認(rèn)可。消費習(xí)慣受到嚴(yán)重沖擊的另一個典型事實在食品消費領(lǐng)域，接踵而至的毒奶粉、地溝油等食品安全事件已經(jīng)將許多城鎮(zhèn)居民的食品消費來源從國產(chǎn)產(chǎn)品轉(zhuǎn)向進(jìn)口產(chǎn)品，由此集聚的累積效應(yīng)將進(jìn)一步加劇內(nèi)需和外需失調(diào)的矛盾。綠色發(fā)展需要政府和全民行動，綠色消費習(xí)慣需要進(jìn)行市場培育和法制維護(hù)，僅從這兩個典型事實來看，重視并有意識地培育居民消費的習(xí)慣對于加快經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變，走綠色發(fā)展道路及新型城鎮(zhèn)化道路便有戰(zhàn)略性意義。

（二）我國城鎮(zhèn)居民儲蓄行為中存在較強的預(yù)防性動機(jī)，強烈的支出不確定性預(yù)期和收入不確定性預(yù)期導(dǎo)致居民消費傾向持續(xù)偏低

從制度層面分析，城鎮(zhèn)居民不斷增強的預(yù)防性儲蓄動機(jī)也可以追溯到兩方面的原因。一方面，長達(dá)數(shù)十年的經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌、社會轉(zhuǎn)型導(dǎo)致支出不確定性預(yù)期增強。具體表現(xiàn)在兩點，一是經(jīng)濟(jì)體制改革的既成事實導(dǎo)致支出不確定性增強。20世紀(jì)90年代以來，我國確立了建立社會主義市場經(jīng)濟(jì)體制的目標(biāo)，并在一系列關(guān)系國計民生的領(lǐng)域不斷推進(jìn)涉及居民未來收支的制度改革，如住房制度改革、養(yǎng)老保障制度改革、醫(yī)療制度改革、教育制度改革、國有企業(yè)改革、國家機(jī)構(gòu)改革等。不斷增長的子女教育費用、醫(yī)療費用、暴漲的住房價格以及滯后的社會保障制度建設(shè)都直接增大了居民對未來支出的不確定性預(yù)期，由于一定時期內(nèi)支出都具有相當(dāng)程度的不確定性，為防止未來的不確定性導(dǎo)致消費水平急劇下降，城鎮(zhèn)居民被迫進(jìn)行更多的預(yù)防性儲蓄，支出的不確定性越大，預(yù)防性動機(jī)越強，相應(yīng)的預(yù)防性儲蓄也越多，實踐已經(jīng)表明，即便開征利息稅也難以分流為住房、教育、醫(yī)療、婚姻、家屬撫養(yǎng)所做的預(yù)防性儲蓄，從而造成居民儲蓄的超常增長以及長期偏低的居民消費傾向。二是對體制改革的制度變遷預(yù)期導(dǎo)致支出不確定性預(yù)期增強。由于中國實行的是漸進(jìn)式改革，體制轉(zhuǎn)軌的時間跨度較長，制度變遷的進(jìn)程較為緩慢，受教育程度較高的城鎮(zhèn)居民親身感受到難以確定制度定型的時點，一直處于對制度變遷預(yù)期的不確定狀態(tài)，為預(yù)防制度變遷所可能引起的消費支出，預(yù)防性儲蓄的傾向大大提高。漸進(jìn)式改革過程中同時也出現(xiàn)了通貨膨脹以及由此形成的通貨膨脹預(yù)期，比如1988年、1991年和1994年都出現(xiàn)了大幅的通貨膨脹，但同時也都是改革措施最多的年份。[21]與此同時，改革開放后一直處于經(jīng)濟(jì)持續(xù)高速增長狀態(tài)下的居民對政府能夠長時間控制政治和經(jīng)濟(jì)局勢、維持金融和市場秩序持有信心，在這種情況下，人們并未像西方通貨膨脹理論敘述的那樣，較高的通貨膨脹預(yù)期導(dǎo)致當(dāng)期消費增加或儲蓄減少，反而形成了更強的制度變遷預(yù)期，儲蓄出現(xiàn)大幅度增長。

另一方面，前所未有的城鎮(zhèn)化快速推進(jìn)導(dǎo)致收入不確定性預(yù)期增強。城市的發(fā)展必然促使大量農(nóng)村地區(qū)人口向城鎮(zhèn)地區(qū)轉(zhuǎn)移以及勞動等各種生產(chǎn)要素向城市聚集，這種實際居住、工作地區(qū)的改變帶來了人口消費結(jié)構(gòu)的變化，由原來嚴(yán)格的城鄉(xiāng)隔離戶籍制度下形成的原有的城鎮(zhèn)戶口居民單一結(jié)構(gòu)演變?yōu)橛赊r(nóng)村進(jìn)城務(wù)工人員、由城鎮(zhèn)化等原因生成的新增城鎮(zhèn)戶口居民及原有城鎮(zhèn)戶口居民三種類型居民生成的復(fù)合結(jié)構(gòu)。相比原有的單一結(jié)構(gòu)而言，復(fù)合結(jié)構(gòu)的城鎮(zhèn)居民群體的收入不確定性預(yù)期更強，收入波動的可能性更大。具體而言，第一，對原有城鎮(zhèn)戶口居民來說，隨著就業(yè)制度的改革，許多大中專學(xué)生出現(xiàn)“畢業(yè)即失業(yè)”等現(xiàn)象，而隨著國有企業(yè)的改革，國企職工的薪酬更多情況下與績效和企業(yè)盈利能力掛鉤，同時，大部分人就業(yè)于中小企業(yè)。中小企業(yè)提供了近80%的城鎮(zhèn)就業(yè)崗位，其創(chuàng)造的價值相當(dāng)于國內(nèi)生產(chǎn)總值的60%，納稅額占稅收總額的50%，但與國有企業(yè)相比，中小企業(yè)獲取資源與財政支持政策較為困難，更易受經(jīng)濟(jì)波動影響，從而城鎮(zhèn)就業(yè)人員的收入較國企改革前面臨更大的不確定性。此外，城鎮(zhèn)化導(dǎo)致的高密度的生產(chǎn)要素聚集作用在創(chuàng)造大量就業(yè)崗位，帶動餐飲住宿業(yè)、房產(chǎn)業(yè)以及交通運輸業(yè)等相關(guān)行業(yè)的發(fā)展速度加快的同時，由于這些行業(yè)的發(fā)展與實行“兩棲”生活模式的農(nóng)村進(jìn)城務(wù)工人員這一龐大消費群體的聯(lián)系較為緊密，前述相關(guān)行業(yè)的從業(yè)人員收入也較易發(fā)生波動。第二，對于新增城鎮(zhèn)戶口居民而言，部分新增居民進(jìn)入城鎮(zhèn)范圍時可能獲得大額的財產(chǎn)性收入，比如拆遷戶，但由于這部分新增城鎮(zhèn)居民實際上是一種被動城市化的過程，融入城市經(jīng)濟(jì)的能力不足，沒有穩(wěn)定持續(xù)的收入來源，一定時期內(nèi)也具有較大的收入不確定性。綜上，除重視和有意識地培育有益于國家轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的居民消費習(xí)慣以外，未來如何明確政策導(dǎo)向和制度設(shè)計，調(diào)整居民的制度變遷預(yù)判，降低其對收入不確定性和支出不確定性的預(yù)期，也是決策層在提出擴(kuò)大內(nèi)需政策時應(yīng)著重考慮的問題。

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責(zé)任編輯、校對：關(guān) 華