中國城鎮(zhèn)居民短視消費行為的區(qū)際對比研究

趙海霞

內(nèi)容摘要：本文從消費者預(yù)期效用最大化模型出發(fā)，采用1987-2013年東中西部地區(qū)的城鎮(zhèn)省際動態(tài)面板數(shù)據(jù)，對中國東中西部地區(qū)之間城鎮(zhèn)居民消費行為的差異性進行了實證分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，我國東中西部地區(qū)的消費特點存在較大差異，應(yīng)實施差別化消費政策：東部地區(qū)應(yīng)通過縮小貧富差距、中部地區(qū)應(yīng)通過啟動新的消費熱點、西部地區(qū)應(yīng)通過增加居民收入來刺激居民的消費需求。

關(guān)鍵詞：東中西部 短視消費 面板數(shù)據(jù) 差別化消費政策

中圖分類號：F124.8 文獻標識碼：A

引言及研究概述

近年來隨著我國經(jīng)濟的快速平穩(wěn)發(fā)展，消費需求的不足日益突出，尤其是2000年以來中國居民消費占GDP的比重持續(xù)下滑，并已降至40%以下，對于消費問題的關(guān)注已成為轉(zhuǎn)型期經(jīng)濟研究的重點之一。因此，對中國居民消費行為的研究不僅在經(jīng)濟學理論還是在經(jīng)濟政策中都具有重要意義。

國外現(xiàn)代消費行為研究從凱恩斯的絕對收入假說到M.弗里德曼（1957）的持久性收入假說（PIH）和莫迪利安尼的生命周期假說（LCH），再到不確定性理論，都是在成熟的市場經(jīng)濟背景下消費者的行為選擇，而我國經(jīng)濟正處于轉(zhuǎn)軌時期，市場體制不健全，如果簡單地套用會出現(xiàn)很大的偏差。目前，中國學者已從多個視角、多種計量分析手段進行了一些符合我國消費特征的研究。余永定等（2000）比較早的分析中國居民消費行為的“短視”特點，并據(jù)此進行OLS計量分析，得出“要刺激消費最重要的措施應(yīng)該是使居民產(chǎn)生通貨膨脹預(yù)期”的結(jié)論。胡堅等（2005）修改金蛋模型對中國消費者短視行為進行分析，大致確定了短視期的平均長度為三年。吳曉明等（2007）從收入分配的視角出發(fā)，通過誤差修正模型和對數(shù)線性模型進行計量分析，得出收入分配差距的擴大引起居民平均消費傾向減小的結(jié)論。艾春榮等（2008）利用1995-2005年省際面板數(shù)據(jù)對城鎮(zhèn)、農(nóng)村居民的消費行為進行對比分析，得出城鎮(zhèn)樣本支持“損失厭惡”理論，農(nóng)村樣本支持流動性約束或短視假說的結(jié)論。李凌等（2009）利用1991-2006年省際面板數(shù)據(jù)卻得出城鎮(zhèn)居民消費支持短視行為假說，農(nóng)村居民消費支持“損失厭惡”假說的結(jié)論。張邦科等（2012）根據(jù)制度變遷劃分時間段，分別對城鎮(zhèn)、農(nóng)村居民的消費變異進行分析，得出農(nóng)村居民消費由流動性約束演變?yōu)槎桃曅袨椤⒊擎?zhèn)居民消費由“損失厭惡”演變?yōu)槎桃曅袨榈慕Y(jié)論。譚洪業(yè)等（2015）通過誤差修正模型研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村居民消費過程中的確存在短視消費行為特征。

前人已從多個視角對居民消費行為進行了有益探索，但有已有文獻多以城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)為出發(fā)點對居民消費行為進行對比研究，對東中西部居民消費差異性研究文獻較少。而本文對中國東中西部城鎮(zhèn)居民消費行為進行對比分析，為不同地區(qū)制定符合地區(qū)發(fā)展水平的擴大內(nèi)需政策提供實證依據(jù)。

計量模型設(shè)定及數(shù)據(jù)來源

考慮到中國經(jīng)濟的發(fā)展水平，中國居民由于受到未來長期目標不確定、信息缺乏、消費信貸市場不完善等影響，消費行為存在明顯的階段性，這種以實現(xiàn)當前階段效用最大化為目標的消費行為即是一種短視消費行為。同時考慮消費習慣、價格因素和不確定性因素的情況下，建立中國居民消費行為的理論模型如下：

其中，ct、ct-1、yt、pt、фt分別代表消費者t期的消費、t-1期的消費、可支配收入、價格和不確定性因素，h代表消費者的短視周期，εt為誤差項。為簡化起見，本文建立一個兩階段的消費模型：消費者當期消費主要依賴于本期的收入yt和下期收入yt+1，即令h=1。

收入變動對于消費變動的非對稱性分析，Shea（1995）和Darkos（2002）指出，在個體出現(xiàn)短視的情形下，消費對收入的上升和下降應(yīng)當具有同樣的敏感性，即消費相對于收入的變動呈現(xiàn)出對稱性。而流動性約束下的消費行為是不對稱的，相對收入下降來說，消費對于收入的增加反應(yīng)更為強烈。本文通過H-P濾波法將收入的趨勢分離出來，記為t。將yt高于t的年份定為收入的上升階段，yt低于t的年份定為收入的下降階段。預(yù)期收入部分yt+1用t+1來量化。

當存在消費習慣時，人們對以前的消費存在心理依賴，即具有時間不可分性，造成人們當期效用水平不僅取決于當期支出水平，也受制于前期已經(jīng)形成的習慣，（0<<1）即代表消費習慣的強度。習慣越強，當期消費支出所帶來的效用水平就越低。

不確定性方面反映居民在進行消費決策過程中表現(xiàn)出的非理性和主觀性。但關(guān)于不確定性的測度方面，學界尚未形成統(tǒng)一的意見。本文借鑒李凌等（2009）的分析方法，用收入的波動部分對不定確定進行量化。

物價水平方面，較高的物價水平會使較多的企業(yè)處于盈利狀態(tài)，相應(yīng)的員工收入將會增加，通過收入效應(yīng)，社會的總體消費水平將會提高。然而，物價水平提高，實際工資和實際財富將會減少，將對社會需求產(chǎn)生抑制作用。因此，物價水平的變化對消費需求的總影響有待實證研究解決。物價水平采用消費價格指數(shù)進行量化。

計量分析方面，最近幾年的研究多采用省際面板數(shù)據(jù)進行計量分析。面板數(shù)據(jù)結(jié)合時序和截面空間的二維數(shù)據(jù)，其統(tǒng)計性質(zhì)既包含時序的性質(zhì)，又含有一定的橫截面特點，在回歸分析中有很多優(yōu)點，因此，本文采用面板數(shù)據(jù)進行計量分析。由于模型的解釋變量中含有被解釋變量的滯后一期，因此這是一個動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型。

綜上所述，本文將模型（1）轉(zhuǎn)化為待估計的動態(tài)面板模型如下：

其中，d1、d2是一組虛擬變量，當收入上升時，d1=1，d1=0，當收入下降時，d1=0，d1=1。變量下標中，i代表省份，ηi為各省影響消費的非觀測效應(yīng)。同時，為了避免異方差的存在，本文將模型中變量取對數(shù)后進行計量分析。

本文采用的是中國城鎮(zhèn)居民1987-2013年省際面板數(shù)據(jù)（不包括西藏及港澳臺、重慶和西藏，共29個省市區(qū)），來自《國家統(tǒng)計年鑒》、《新中國五十年統(tǒng)計資料匯編》和《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》。其中各名義變量均已用1987年不變價格折算為實際變量?；谥袊鴸|中西部地區(qū)發(fā)展的不平衡性特點，我們將樣本分為東中西部三個子樣本。參考林毅夫等（2003）的分法，根據(jù)經(jīng)濟概念，將京、津、滬、遼、魯、蘇、浙、閩、粵9個?。ㄊ校﹦潪闁|部地區(qū)；將冀、晉、內(nèi)蒙古、吉、黑、皖、贛、豫、湘、鄂、瓊11個?。▍^(qū)）劃為中部地區(qū)；將桂、云、貴、川、陜、甘、寧、青、新9個?。▍^(qū)）劃為西部地區(qū)。

實證分析

（一）面板數(shù)據(jù)的單位根和協(xié)整檢驗

為了避免“偽回歸”，對計量模型采用的數(shù)據(jù)進行單位根和協(xié)整檢驗。本文選用相同單位根的LLC方法和不同單位根的Fisher-ADF方法對各個變量進行檢驗，并通過面板數(shù)據(jù)的Johansen協(xié)整檢驗進行東中西部地區(qū)各變量間協(xié)整關(guān)系檢驗，結(jié)果如表1、表2所示。

通過表1可以看出東中西部各變量均通過ADF檢驗，表示模型中所包含的變量基本都是平穩(wěn)的，同時表2顯示，ct、yt、yt+1、фt和pt之間存在協(xié)整關(guān)系。但ADF檢驗中部分變量帶有趨勢項，為了體現(xiàn)時間趨勢對模型的影響，將計量模型（2）轉(zhuǎn)化為如下模型進行計量分析：

（3）

其中，Tit代表時間趨勢項。

（二）模型設(shè)定形式檢驗

在建立面板數(shù)據(jù)模型時必須控制不可觀測的個體特征，以避免模型設(shè)定的偏差并改進參數(shù)估計的有效性。用面板數(shù)據(jù)建立的模型通常有三種：混合模型、固定效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)模型。本文將對截距項ηi 是固定常數(shù)還是為隨機變量進行檢驗，檢驗結(jié)果如表3所示。通過表3可以看出，對于東中西部地區(qū)，檢驗結(jié)果都拒絕混合模型和隨機效應(yīng)模型的設(shè)定，因此，本文將東中西部地區(qū)的模型均設(shè)定為個體固定效應(yīng)模型。

（三）工具變量檢驗

由于本文模型為動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，且收入與消費存在雙向因果關(guān)系，故可能存在內(nèi)生性問題。而對于內(nèi)生性問題，一般是尋找工具變量來解決。鑒于數(shù)據(jù)的可獲得性，本文分別選取ct-2、ct-3、yt-1、yt-2、yt-3、фt-1和фt-2作為可能存在內(nèi)生性問題的ct-1、yt和фt的工具變量。首先對工具變量進行有效性檢驗，將內(nèi)生變量分別對所有工具變量進行OLS回歸，結(jié)果發(fā)現(xiàn)ct-3存在弱工具變量問題，舍棄此工具變量，同理舍棄東部地區(qū)的yt-2和yt-3、西部地區(qū)的yt-3、西部地區(qū)的фt-2。其次檢驗解釋變量的內(nèi)生性問題，通過Hausman檢驗對解釋變量進行內(nèi)生性檢驗，發(fā)現(xiàn)фt不存在明顯內(nèi)生性問題，而ct-1和yt均存在比較明顯的內(nèi)生性問題。

（四）計量結(jié)果

在檢驗工具變量后，運用Eviews7.0對式（3）進行2SLS回歸，結(jié)果如表4所示。

（五）結(jié)果分析

實際消費與當期收入呈正相關(guān)關(guān)系。對于收入的向上下波動，東中西部地區(qū)均表現(xiàn)出短視或流動性約束特性。居民消費對收入的向上波動反應(yīng)比收入的向下波動反應(yīng)強烈，顯示出流動性約束的放松使得消費者增加了消費的靈活性。這也是城鎮(zhèn)居民對于融資約束所作出的理性反應(yīng)?？梢钥闯觯瑬|中西部地區(qū)城鎮(zhèn)居民的滯后一期消費對居民消費行為影響顯著，表明我國城鎮(zhèn)居民消費存在較強的“棘輪效應(yīng)”。預(yù)期收入對當期消費的影響：東部地區(qū)和西部地區(qū)的影響為負，中部地區(qū)的影響為正。主要原因是：東部地區(qū)除工資性收入以外的財產(chǎn)性收入增加，但財產(chǎn)性收入的不確定性較大，城鎮(zhèn)居民預(yù)期未來消費較高，所以，近期增加儲蓄平滑未來消費；西部地區(qū)發(fā)展相對落后，社會保障體系落后于東中部地區(qū)，預(yù)防性儲蓄動機較強，因此，為了平滑未來的較高消費，增加當期預(yù)防性儲蓄；中部地區(qū)社會保障體系相對西部較完善，而工資性收入外的財產(chǎn)性收入相對東部較低，故相對東西部來說不確定性較小，當期消費會隨預(yù)期收入的增加而增加。

價格對東中西部城鎮(zhèn)居民消費的整體影響為正，可能是由于我國CPI統(tǒng)計以居民生活必需品為主，當物價上漲時，由于生活必需品缺乏彈性，因此，居民對這部分商品的消費支出是增加的。

在控制了其他因素后我們發(fā)現(xiàn)，東中西部地區(qū)不確定性的變化對總消費的變動影響不顯著且系數(shù)較小，可以認為不確定性因素對消費的影響較弱，也就是說，在樣本考察區(qū)間內(nèi)，不確定性對城鎮(zhèn)居民的消費行為沒有太明顯的影響。

結(jié)論與政策建議

根據(jù)上面的實證分析可知，不同地區(qū)的消費需求特點存在較大的差別，因此，政府應(yīng)該針對不同地區(qū)提出差異化的消費政策：

第一，東部地區(qū)發(fā)展較快，但發(fā)展的不平衡性也愈加顯著，居民收入差距擴大，導(dǎo)致居民消費能力和消費意愿相背離。因此，鼓勵居民消費需求的關(guān)鍵是解決收入分配嚴重失衡的問題。

第二，中部地區(qū)當期收入對城鎮(zhèn)居民的消費影響不顯著，因為消費缺乏新熱點，消費結(jié)構(gòu)趨同，使得消費在收入增長的情況下難以啟動。因此，需要供給結(jié)構(gòu)升級優(yōu)化，不斷推出新技術(shù)和新產(chǎn)品，使消費產(chǎn)品升級換代，進而產(chǎn)生新的消費熱點，引起新一輪消費結(jié)構(gòu)升級，增強居民消費意愿。

第三，西部地區(qū)的消費水平較低，對當期收入依然有較強的過度敏感性，所以，國家應(yīng)該繼續(xù)支持西部大開發(fā)戰(zhàn)略，促進西部地區(qū)經(jīng)濟更快發(fā)展，增加西部地區(qū)城鎮(zhèn)居民收入水平，以激發(fā)西部地區(qū)的消費潛能。同時適當降低產(chǎn)品價格，對增加西部地區(qū)居民的消費具有一定的激勵作用。

第四，政策制度對東部作用效果比較顯著，對中西部地區(qū)的作用效果未很好呈現(xiàn)，尤其是西部地區(qū)，系數(shù)變異較小。因此，進一步完善和推進現(xiàn)有擴大內(nèi)需政策在中西部地區(qū)的有效實施，對促進城鎮(zhèn)居民消費提高、改善居民生活水平具有重要意義。

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