通脹預(yù)期理性修正模型與居民消費(fèi)約束檢驗(yàn)

肖紅葉+白東杰

摘要：目前擴(kuò)大國內(nèi)消費(fèi)是我國經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整的著力點(diǎn)。借鑒FRB/Global模型的通脹預(yù)期理性修正技術(shù)，構(gòu)建我國消費(fèi)測度的通脹預(yù)期理性修正模型，分析影響居民消費(fèi)因素可知，基于2000—2011年季度數(shù)據(jù)的預(yù)期修正模型可較好地解釋我國消費(fèi)現(xiàn)實(shí)。通過收入對消費(fèi)影響程度增加，通脹預(yù)期上升，但居民仍然出現(xiàn)儲蓄意愿增強(qiáng)和消費(fèi)下降，以及居民消費(fèi)支出占可支配收入比例與居民消費(fèi)支出增長率表現(xiàn)出的負(fù)相關(guān)的信息，對居民消費(fèi)約束進(jìn)行檢驗(yàn)。

關(guān)鍵詞：通脹；消費(fèi)模型；適應(yīng)性預(yù)期；理性預(yù)期；居民消費(fèi)；產(chǎn)能過剩；投資與驅(qū)動；美聯(lián)儲

中圖分類號：F224 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1007-2101（2014）04-0014-04

一、引言

目前我國面臨經(jīng)濟(jì)下行，產(chǎn)能過剩的困局。增長的長期投資驅(qū)動，是造成投資與消費(fèi)失衡的重要原因。因此經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整的著力點(diǎn)是進(jìn)一步擴(kuò)大國內(nèi)消費(fèi)。相關(guān)研究文獻(xiàn)表明，受制于社會保障、教育、住房、人口結(jié)構(gòu)、可支配收入、消費(fèi)信貸等一系列與消費(fèi)相關(guān)因素的直接約束及其預(yù)期影響，是消費(fèi)增長難以實(shí)現(xiàn)期望目標(biāo)的主要因素（余永定、李軍2000、劉建民、歐陽俊和靳云匯2003、劉曉越2004、何新華2005、李武2007、高鐵梅2007）。上述結(jié)論基本是基于經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)，采用適應(yīng)性預(yù)期計(jì)量模型得到的，其面臨消費(fèi)收入關(guān)系檢驗(yàn)獨(dú)立于環(huán)境變動的盧卡斯批判質(zhì)疑（Lucas 1976①）。因此有些文獻(xiàn)通過提出理性預(yù)期框架不能完全解釋中國居民消費(fèi)行為（劉建民、歐陽俊和靳云匯2003）；以及假定我國通貨膨脹適應(yīng)性預(yù)期與理性預(yù)期等價（余永定、李軍2000）方式規(guī)避盧卡斯批判。其表明在我國采用理性預(yù)期理論方法的消費(fèi)研究仍需要進(jìn)一步探索。特別是近年來，在全球金融危機(jī)沖擊下，各國經(jīng)濟(jì)嚴(yán)重失衡，經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的不確定性、風(fēng)險性巨增，背景環(huán)境的陡變，導(dǎo)致經(jīng)驗(yàn)信息作用弱化，需要進(jìn)一步強(qiáng)調(diào)理性預(yù)期信息作用。

問題在于如何刻畫居民消費(fèi)行為中的理性預(yù)期。預(yù)期概念出自對就業(yè)與通脹關(guān)系的宏觀研究。包括1967年費(fèi)爾普斯（Phelps 1967②）借鑒卡甘（Cagan 1956③）提出行為人根據(jù)以往經(jīng)驗(yàn)教訓(xùn)對未來預(yù)期調(diào)整的思想，提出的適應(yīng)性預(yù)期概念，以及1972年盧卡斯（Lucas④）在穆斯（Muth 1961⑤）提出的理性預(yù)期概念基礎(chǔ)上形成的理性預(yù)期理論體系。明福特（Minford 1992⑥）給出的理性預(yù)期定義為：在可獲信息條件下，行為人對未來結(jié)果預(yù)期的主觀概率分布與實(shí)際概率分布是一致的。若將理性預(yù)期概念應(yīng)用于居民消費(fèi)研究，其關(guān)鍵是居民未來的主觀預(yù)期如何測度，以及其與實(shí)際分布的一致性又怎樣識別。美聯(lián)儲在其公布的FRB/Global（1997）相關(guān)通脹測度模型中，給出利用經(jīng)驗(yàn)信息矯正居民長期通貨膨脹率主觀預(yù)期的處理技術(shù)。本文將其應(yīng)用于中國實(shí)際，提出具體操作方法，并將該處理方法稱為預(yù)期理性修正。本文基于這一概念構(gòu)建適應(yīng)性預(yù)期與理性預(yù)期混合模型，測度通脹以及分析影響我國消費(fèi)的因素作用。研究發(fā)現(xiàn)基于季度數(shù)據(jù)的理性預(yù)期修正模型可較好地解釋我國消費(fèi)現(xiàn)實(shí)。其中，收入對消費(fèi)影響程度增加的信息，表明近年社保相關(guān)改革，已降低了居民的風(fēng)險預(yù)期，增強(qiáng)了其消費(fèi)意愿。但另一方面從通脹預(yù)期上升，但居民仍然出現(xiàn)儲蓄意愿增強(qiáng)和消費(fèi)下降，以及居民消費(fèi)支出占可支配收入比例與居民消費(fèi)支出增長率表現(xiàn)出的負(fù)相關(guān)信息中，也得到目前社會保障體制的完善程度不足與住房支出壓力沒有出現(xiàn)根本性改變，其仍然是約束消費(fèi)增長重要因素的結(jié)論。

二、模型設(shè)定

本文借鑒FRB/Global（1997）相關(guān)模型，建立可支配收入、實(shí)際利率、消費(fèi)占收入比例、勞動力供給占人口比例4個因素決定居民消費(fèi)機(jī)制模型。其中FRB/Global將實(shí)際利率需要剔除的通脹因素界定為預(yù)期長期通脹率。

1. 預(yù)期長期通脹率形成機(jī)理。FRB/Global將時期定義為季度，其以年度表示長期。因居民預(yù)期是基于經(jīng)驗(yàn)信息的，為適應(yīng)性預(yù)期。FRB/Global采用在這一適應(yīng)性預(yù)期中逐步加入理性預(yù)期修正信息，以遞歸線性混合模型給予測度。第一層次模型為：dpexp=？籽1dpexp.r+（1-？籽1）dpexp.a。式中的dpexp表示預(yù)期長期通脹率，其通過理性預(yù)期長期通脹率dpexp.r與dpexp.a適應(yīng)性預(yù)期長期通脹率的加權(quán)平均機(jī)制得到。權(quán)重為0<？籽1<1，其反映理性長期預(yù)期通脹率的邊際通脹份額。第二層次是對理性預(yù)期長期通脹率與適應(yīng)性預(yù)期長期通脹率測度的線性模型：dpexp.r=？籽2dpc1+（1-？籽2）dpexp+1與dpexp.a=？籽3dpc1+（1-？籽3）dpexp-1。式中dpc1是以本期t前四期（季度）實(shí)際環(huán)比通脹率？仔t-1～？仔t-4計(jì)算得到的長期（年度）實(shí)際通脹率；dpexp-1和dpexp+1分別是本期t前和后四期（季度）預(yù)期環(huán)比通脹率？仔et-1～？仔et-4和？仔et+1～？仔et+4計(jì)算得到的預(yù)期長期（年度）通脹率，其中？仔e均為居民的主觀預(yù)期值。這樣理性預(yù)期長期通脹率是通過權(quán)重0<？籽2<1參數(shù)對dpc1和dpexp+1信息加權(quán)的均值；適應(yīng)性預(yù)期長期通脹率是通過權(quán)重0<？籽3<1參數(shù)對dpc1和dpexp-1信息加權(quán)的均值。顯然通過建立實(shí)際數(shù)據(jù)信息矯正居民主觀預(yù)期信息的機(jī)制，可以修正居民主觀預(yù)期概率分布與實(shí)際概率分布的偏離。對上述兩個層次線性模型合并整理可得：dpexp=[（1-？籽1）？籽2+？籽1？籽3]dpc1+（1-？籽1）（1-？籽2）dpexp+1+？籽1（1-？籽3）dpexp-1。其中若設(shè)？籽1=？籽2=？籽3=0.5，則有：

2. 我國消費(fèi)預(yù)期理性修正模型。構(gòu)造以實(shí)際居民消費(fèi)支出cc為被解釋變量；以實(shí)際利率，即扣除預(yù)期長期通脹率dpexp的長期利率rl，實(shí)際可支配收入ypd，勞動力供給lf占人口pop.x比例lf/pop.x，消費(fèi)cc占收入ypd比例cc/ypd為解釋變量的我國消費(fèi)預(yù)期理性修正模型如下：

3. 經(jīng)驗(yàn)研究變量數(shù)據(jù)定義。（1）實(shí)際居民消費(fèi)支出cc由價格指數(shù)調(diào)整名義居民消費(fèi)支出c？淄=c？淄ch×pech+c？淄nc×penc得到。式中c？淄ch和pech為城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出和城鎮(zhèn)人口，c？淄nc和penc為農(nóng)村居民人均現(xiàn)金消費(fèi)支出和鄉(xiāng)村人口。其中，居民消費(fèi)價格指數(shù)與相關(guān)人均消費(fèi)支出數(shù)據(jù)源于《中國經(jīng)濟(jì)景氣月報(bào)》；相關(guān)人口數(shù)據(jù)源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》年度數(shù)據(jù)的季度調(diào)整。（2）預(yù)期長期通脹率dpexp采用（1）式。其中季度實(shí)際通脹率由居民消費(fèi)價格指數(shù)計(jì)算得到；兩個預(yù)期長期通脹率，是通過搜集并綜合2011和2012年度，各機(jī)構(gòu)對季度居民消費(fèi)價格指數(shù)的預(yù)測數(shù)據(jù)得到的。（3）實(shí)際可支配收入變量ypd由價格指數(shù)調(diào)整名義可支配收入yp=ypch×pech+ypnc×penc得到。式中ypch為城鎮(zhèn)居民人均可支配收入，ypnc為農(nóng)村居民人均純收入。相關(guān)數(shù)據(jù)也源于《中國經(jīng)濟(jì)景氣月報(bào)》。

三、計(jì)量分析

1. 樣本數(shù)據(jù)說明。季度數(shù)據(jù)樣本區(qū)間為2000—2011年。其中對存在季節(jié)性變化變量進(jìn)行了季節(jié)調(diào)整。

2. 平穩(wěn)性分析與估計(jì)。其中表1為ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果；表2和（4）式為估計(jì)結(jié)果。

方程各變量的回歸系數(shù)有正有負(fù)，說明各因素對實(shí)際個人消費(fèi)支出變動的作用方向交互影響。從影響程度來看，長期預(yù)期通脹率變動一個單位，使得實(shí)際個人消費(fèi)支出的短期波動負(fù)向變動0.012 9；實(shí)際個人可支配收入短期波動變動1%，使得實(shí)際個人消費(fèi)支出的短期波動正向變動0.618 7%；個人消費(fèi)支出占可支配收入的比例變動1%，使得實(shí)際個人消費(fèi)支出的短期波動負(fù)向變動1.197 7%，各變量的影響均是顯著的。

3. 消費(fèi)分類計(jì)量分析。為了解釋個人消費(fèi)支出占可支配收入的比例與實(shí)際個人消費(fèi)支出增長率呈負(fù)向變動關(guān)系，本文基于《中國經(jīng)濟(jì)景氣月報(bào)》的消費(fèi)分類，通過居民消費(fèi)分類支出信息，分析消費(fèi)構(gòu)成的影響。其包括，居民居住消費(fèi)支出cc2、居民交通與通訊消費(fèi)支出cc3，居民娛樂與教育消費(fèi)支出cc4以及扣除上述4項(xiàng)以外的居民消費(fèi)支出cc1。因?qū)嶋H通脹率在消費(fèi)支出分類后的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)不顯著，因此分類消費(fèi)模型設(shè)定為：

相關(guān)經(jīng)驗(yàn)估計(jì)工作包括：（1）數(shù)據(jù)定義。季度數(shù)據(jù)樣本區(qū)間為2000—2011年。各變量采用名義季度價格數(shù)據(jù)⑦。（2）平穩(wěn)性分析與估計(jì)。表3為ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果。表4和（6）式為估計(jì)結(jié)果。其中注意到四個分類消費(fèi)與可支配收入比變量系數(shù)和為0.968 0，這是與可支配收入系數(shù)0.963 2極為接近的信息。一個解釋是相比可支配收入，分類消費(fèi)變量較小，可支配收入仍然是決定消費(fèi)的重要因素。

四、主要結(jié)論與政策空間

其一，美聯(lián)儲在其公布的FRB/Global（1997）相關(guān)消費(fèi)模型中給出利用經(jīng)驗(yàn)信息矯正居民長期通貨膨脹率主觀預(yù)期的處理技術(shù)。本文將其應(yīng)用于中國實(shí)際，提出具體操作方法，構(gòu)建了通脹適應(yīng)性預(yù)期與理性預(yù)期混合模型，并通過2000—2011年季度經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)測度通脹，以及分析影響我國消費(fèi)的因素作用。本文研究所設(shè)定消費(fèi)函數(shù)通過統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，結(jié)論與中國消費(fèi)事實(shí)基本一致，其表明基于季度數(shù)據(jù)的通脹適應(yīng)性預(yù)期與理性預(yù)期混合模型可以較好測度中國的通脹，對相關(guān)研究具有一定參考價值。

其二，在影響我國居民消費(fèi)的因素中，存在三方面并不一致的信息，一是可支配收入仍是主要影響因素。與國內(nèi)前期研究比對，我國收入對消費(fèi)的影響程度表現(xiàn)出增加趨勢。二是通脹預(yù)期上升，但居民仍然出現(xiàn)儲蓄意愿增強(qiáng)和消費(fèi)下降。三是居民消費(fèi)支出占可支配收入比例與居民消費(fèi)支出增長率表現(xiàn)出的負(fù)相關(guān)。綜合其信息可以得到，一方面雖然近年來我國在教育、醫(yī)療和養(yǎng)老等領(lǐng)域的改革相關(guān)，在一定程度上降低了人們風(fēng)險預(yù)期，但目前社會保障體制的完善程度沒有出現(xiàn)根本性提高，其仍然是約束消費(fèi)增長的重要因素。另一方面因購置住房相關(guān)支出沒有包括在消費(fèi)統(tǒng)計(jì)范圍之內(nèi)，其是消費(fèi)增長低于收入增長的重要原因，也為消費(fèi)增長的重要約束。

注釋：

①參見Lucas Robert E. ，Jr. 1976. Econometric policy evaluation：a critique. In The Phillips Curve and Labor Markets， Ed. K. Brunner and A. H. Meltzer，19-46. Amsterdam： North-Holland，1976.

②參見Phelps，Edmund（1967），Phillips Curves， Expectations of Inflation and Optimal Unemployment over Time， Economica， 34， 254-281.

③參見Cagan， Phillip （1956），The Monetary Dynamics of Hyperinflation. In Friedman， Milton （ed.）. Studies in the Quantity Theory of Money. Chicago： University of Chicago Press. ISBN 0-226-26406-8.

④參見Lucas， R. （1972）， Expectations and the Neutrality of Money， Journal of Economic Theory， vol. 4， pp. 103-124.

⑤參見Muth， J.（1961），Rational expectations and the theory of price movements， Econometrica， 29（3）： 315-335.

⑥參見Patrick Minford. （1992）， Rational expectations macroeconomics： an introductory handbook. Oxford， UK： Blackwell.

⑦缺失的農(nóng)村數(shù)據(jù)采用的補(bǔ)全方法為：2001年第X季度/（2002年第X季度/2001年第X季度），X=1，2，3，4（其中，居住、交通與通訊只取X=3，4）。

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責(zé)任編輯、校對：張?jiān)鰪?qiáng)

⑦缺失的農(nóng)村數(shù)據(jù)采用的補(bǔ)全方法為：2001年第X季度/（2002年第X季度/2001年第X季度），X=1，2，3，4（其中，居住、交通與通訊只取X=3，4）。

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責(zé)任編輯、校對：張?jiān)鰪?qiáng)

⑦缺失的農(nóng)村數(shù)據(jù)采用的補(bǔ)全方法為：2001年第X季度/（2002年第X季度/2001年第X季度），X=1，2，3，4（其中，居住、交通與通訊只取X=3，4）。

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責(zé)任編輯、校對：張?jiān)鰪?qiáng)