城鄉(xiāng)居民理性預(yù)期與理性消費(fèi)關(guān)系研究

賈 晶 副教授

（武漢商學(xué)院 湖北武漢 430056）

自20世紀(jì)90年代起，我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度和市場機(jī)制逐漸合理化（羅江等，2016）。但隨著我國城鄉(xiāng)居民在醫(yī)療、教育以及養(yǎng)老等方面承擔(dān)的風(fēng)險(xiǎn)逐漸增加，如何促進(jìn)理性消費(fèi)的增長成為目前的重要研究課題（王相寧等，2018）。傳統(tǒng)消費(fèi)理性研究認(rèn)為，消費(fèi)理性的根本問題是適合實(shí)現(xiàn)特定數(shù)量的消費(fèi)商品效用最大化，而個(gè)體消費(fèi)是實(shí)現(xiàn)效用最大化的參與主體。隨著通脹預(yù)期和理性預(yù)期理論研究的深入，國內(nèi)外學(xué)者通過理性預(yù)期檢驗(yàn)來對(duì)消費(fèi)者的消費(fèi)行為進(jìn)行研究。我國學(xué)者關(guān)于理性消費(fèi)的研究主要是在國外理論研究的基礎(chǔ)上，針對(duì)我國基本國情進(jìn)行居民消費(fèi)增長的理論研究，但是研究不夠深入，對(duì)于促進(jìn)我國城鄉(xiāng)居民消費(fèi)增長的路徑研究也相對(duì)較少（冷晨昕等，2016）。因此，探究我國城鄉(xiāng)居民理性消費(fèi)現(xiàn)狀和增長路徑不僅具有重要的理論意義，同時(shí)還具有一定的現(xiàn)實(shí)意義。

持久收入理性預(yù)期和理性消費(fèi)分析

（一）城鎮(zhèn)居民理性持久收入預(yù)期檢驗(yàn)

持久收入理性預(yù)期假說（REPIH）中，持久收入是決定消費(fèi)的主要因素，而不確定性則主要是由隨機(jī)收入所產(chǎn)生的，若以Ct-1表示除滯后一期消費(fèi)，那么在t期之前的所有經(jīng)濟(jì)指標(biāo)均不能夠支持對(duì)Ct的預(yù)測(cè)。REPIH檢驗(yàn)主要有正交性檢驗(yàn)和敏感性檢驗(yàn)兩部分構(gòu)成，其中正交性檢驗(yàn)Et（Ct-1，It-1）又包括消費(fèi)高階滯后項(xiàng)以及收入滯后項(xiàng)兩種預(yù)測(cè)能力的檢驗(yàn)，敏感性檢驗(yàn)Et（Ct-1，Xt-Et-1，Et-1Xt）則主要是依靠收入水平來判斷預(yù)期部分對(duì)于消費(fèi)變動(dòng)的解釋能力（陳亮等，2016）。

1.城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的正交性檢驗(yàn)。本文選擇消費(fèi)和收入作為經(jīng)濟(jì)變量，其中收入指的是城鎮(zhèn)居民家庭人均收入，消費(fèi)指的是城鎮(zhèn)居民的實(shí)際消費(fèi)水平為了便于分析，將2000～2018年我國省際面板數(shù)據(jù)進(jìn)行價(jià)格調(diào)整（1997=100），其中利率為一年定期存款的利率。采用Hall法，依次將城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)和收入滯后項(xiàng)進(jìn)行正交性檢測(cè)，具體估算公式如下：

對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行正交性檢驗(yàn)時(shí)，設(shè)原假設(shè)為H0：βj=0，（j=1，2，...q）。如檢驗(yàn)結(jié)果接受原假設(shè)，則REPIH能夠用于對(duì)消費(fèi)行為的解釋；反之，如檢驗(yàn)結(jié)果拒絕原假設(shè)，則REPIH不能夠用于對(duì)消費(fèi)行為的合理解釋，即消費(fèi)并非隨機(jī)游走。通過居民實(shí)際消費(fèi)水平結(jié)合上述公式對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行正交性實(shí)驗(yàn)，因?yàn)楸唤忉屪兞繉儆谝浑A差分，因此本文通過選擇公式1中右側(cè)滯后兩期數(shù)據(jù)和公式2右側(cè)滯后一期數(shù)據(jù)，從而降低樣本損失。各變量面板數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)的結(jié)果如表1所示。從表1中可以看出，無論是不同根下的ADF檢驗(yàn)還是相同根下的LLC檢驗(yàn)，結(jié)果均表明各變量都是平穩(wěn)序列，說明通過了平穩(wěn)性檢驗(yàn)。

根據(jù)公式1所選擇的三種模型的殘差平方和S1、S2和S3分別為0.479、0.528和0.622，F(xiàn)2統(tǒng)計(jì)量為1.348，P值為1。結(jié)果表明應(yīng)選擇不變參數(shù)隨機(jī)效應(yīng)模型。根據(jù)公式2選擇的三種模型殘差平方和S1、S2和S3分別為0.527、0.581和0.646，F(xiàn)2統(tǒng)計(jì)量為1.203，P值為0.8104，結(jié)果同樣表明應(yīng)選擇不變參數(shù)隨機(jī)效應(yīng)模型。

表2為城鎮(zhèn)居民持久收入預(yù)期正交實(shí)驗(yàn)結(jié)果。檢驗(yàn)結(jié)果顯示，收入以及消費(fèi)高階滯后項(xiàng)在對(duì)當(dāng)期消費(fèi)的影響程度并不明顯，兩者對(duì)與當(dāng)期消費(fèi)支出不具備預(yù)測(cè)能力；利率對(duì)于消費(fèi)的影響作用同樣不明顯，這可能是由于較為寬松的利率政策所導(dǎo)致的。消費(fèi)和收入滯后項(xiàng)影響結(jié)果表明接受原假設(shè)，即正交檢驗(yàn)通過。

2.城鎮(zhèn)居民收入的敏感性檢驗(yàn)。對(duì)于敏感性的檢驗(yàn)主要依靠收入Y，檢驗(yàn)公式如下：

設(shè)原假設(shè)為H0：ρ1=0。如果t檢驗(yàn)結(jié)果顯示接受原假設(shè)，說明REPIH針對(duì)消費(fèi)性能能夠給出合理解釋，反之則不能。實(shí)際消費(fèi)Yt主要由可預(yù)期和不可預(yù)期兩部分構(gòu)成，分別對(duì)應(yīng)于公式3中的ρ2[lnYt-Et-1（lnYt）]和ρ3ln（1+i）項(xiàng)。根據(jù)敏感性檢驗(yàn)選取的三種模型殘差平方和 S1、S2、S3分別為 0.362、0.453、0.59，統(tǒng)計(jì)量 F1和F2分別為2.451和1.192，P值為1，表明應(yīng)選擇的模型類型是隨機(jī)效應(yīng)變截距模型。城鎮(zhèn)居民收入預(yù)期敏感性檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示，可以看出收入的可預(yù)期部分和不可預(yù)期部分相比較，不可預(yù)期部分在對(duì)消費(fèi)行為的影響方面更加明顯，而利率變動(dòng)在對(duì)消費(fèi)行為的影響方面表現(xiàn)不明顯。參數(shù)ρ1對(duì)應(yīng)的P值大小說明原假設(shè)被接受，即通過了敏感性檢驗(yàn)。

表1 變量面板數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果（城鎮(zhèn)）

表2 正交性檢驗(yàn)參數(shù)（城鎮(zhèn)）

表3 敏感性檢驗(yàn)參數(shù)結(jié)果（城鎮(zhèn)）

表4 變量面板數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果（農(nóng)村）

表5 正交性檢驗(yàn)參數(shù)估計(jì)結(jié)果（農(nóng)村）

表6 敏感性檢驗(yàn)參數(shù)結(jié)果（農(nóng)村）

（二）農(nóng)村居民持久收入理性預(yù)期檢驗(yàn)

農(nóng)村居民消費(fèi)的正交性檢驗(yàn)。農(nóng)村居民消費(fèi)正交性檢驗(yàn)的方法、公式和原假設(shè)以及檢驗(yàn)過程均與城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的正交性檢驗(yàn)一致。即通過農(nóng)村居民實(shí)際消費(fèi)數(shù)據(jù)Ct和公式1、2，對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)，具體檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示，可以看出兩種檢測(cè)方法所得到的最終結(jié)果均表明各序列具有較好的平穩(wěn)性，即通過了面板數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)。協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明，公式1中的變量之間存在一種以上的協(xié)整關(guān)系，公式2中的變量之間存在兩種以上的協(xié)整關(guān)系。

根據(jù)公式1所選擇的三種模型的殘差平方和S1、S2和S3分別為1.253、1.478和1.621，統(tǒng)計(jì)量F1和F2分別為1.289和1.183，P值為0.0728，根據(jù)結(jié)果選擇的模型為固定效應(yīng)變截距模型。根據(jù)公式2選擇的三種模型的S1、S2和S3分別為1.047、1.348和1.515，統(tǒng)計(jì)量F1和F2分別為1.341和1.188，P值為0，同樣應(yīng)選擇固定效應(yīng)變截距模型。農(nóng)村居民持久收入正交性檢驗(yàn)結(jié)果如表5所示。可以看出當(dāng)顯著性水平為10%時(shí)，收入以及消費(fèi)高階滯后項(xiàng)在農(nóng)村居民消費(fèi)行為方面表現(xiàn)出較為明顯的影響，說明兩者能夠很好地預(yù)測(cè)當(dāng)期的農(nóng)村居民消費(fèi)；此外，利率變動(dòng)同樣會(huì)對(duì)消費(fèi)決策產(chǎn)生比較明顯的影響，且利率和消費(fèi)支出具有相同的變化趨勢(shì)，這說明農(nóng)村居民消費(fèi)的增長并非是因?yàn)槔收叩恼{(diào)整，因此正交性檢驗(yàn)沒有通過。

農(nóng)村居民收入的敏感性檢驗(yàn)。根據(jù)公式3選擇三種形式模型的殘差平方和S1、S2和S3分別為1.273、1.538和1.782，統(tǒng)計(jì)量F2為0.568和1.192，P值為0，因此應(yīng)選擇不變參數(shù)固定效應(yīng)模式。敏感性檢驗(yàn)結(jié)果如表6所示，可以看出收入的可預(yù)期和不可預(yù)期部分對(duì)于農(nóng)村居民當(dāng)期消費(fèi)增長的影響程度并不相同，當(dāng)不可預(yù)期收入不能解釋消費(fèi)增長時(shí)，原假設(shè)被接受，敏感性檢驗(yàn)通過；但是結(jié)果顯示利率和消費(fèi)的變化具有相同的趨勢(shì)，這說明利率政策并不是促進(jìn)農(nóng)村居民消費(fèi)增長的主要原因。所以，正交性檢驗(yàn)不通過。

通貨膨脹理性預(yù)期和理性消費(fèi)分析

在經(jīng)濟(jì)理論的基礎(chǔ)上，通過解釋變量的選擇以及對(duì)滯后期通貨膨脹影響的考慮，來對(duì)通貨膨脹預(yù)期和消費(fèi)理性進(jìn)行分析。所用數(shù)據(jù)為1999～2018年的省際面板數(shù)據(jù)，以居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（1999=100）來對(duì)物價(jià)的水平變化進(jìn)行衡量。考慮到經(jīng)濟(jì)增長也會(huì)造成通脹的發(fā)生，因此通過分析收入來反應(yīng)物價(jià)的變化情況，以建立經(jīng)濟(jì)模型的方式比較通貨膨脹預(yù)期。模型的公式如下：

式（4）中的Pt表示t期的實(shí)際價(jià)格水平，Pte表示預(yù)期價(jià)格水平，yt-1表示t-1期的收入，pt-j表示滯后j期的通脹率，εt表示白噪聲序列。通過式（4）可得出預(yù)期通脹率，然后將其和實(shí)際經(jīng)濟(jì)中的通脹率進(jìn)行線性擬合，最終根據(jù)擬合結(jié)果來判斷理性通脹預(yù)期是否存在。

表9 價(jià)格預(yù)期模型分析結(jié)果（農(nóng)村）

表7 價(jià)格預(yù)期模型分析結(jié)果（城鎮(zhèn)）

表8 理性通脹預(yù)期檢驗(yàn)結(jié)果（城鎮(zhèn)）

（一）城鎮(zhèn)居民通貨膨脹預(yù)期理性檢驗(yàn)

城鎮(zhèn)居民預(yù)期通貨膨脹率。以我國在1999-2018年城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和消費(fèi)物價(jià)指數(shù)的省際數(shù)據(jù)建立城鎮(zhèn)居民預(yù)期通貨膨脹率面板數(shù)據(jù)，然后對(duì)我國城鎮(zhèn)居民預(yù)期通貨膨脹率進(jìn)行分析，結(jié)果如表7所示。表中的參數(shù)βi用于衡量收入對(duì)價(jià)格的影響，ωi，1用于衡量不同截面滯后一期價(jià)格增長對(duì)當(dāng)期價(jià)格增長的影響。可以看出，不同截面居民通脹預(yù)期會(huì)受到收入政策不同程度的影響，其中四川省城鎮(zhèn)居民通脹預(yù)期受收入政策的影響程度最大，影響程度最小的省份是遼寧省?？傮w來看，我國東部、中部和西部地區(qū)的收入影響回歸系數(shù)分別為0.072、0.084和0.093，說明經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與城鎮(zhèn)居民通脹預(yù)期存在負(fù)相關(guān)的關(guān)系，這主要是因?yàn)榈貐^(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，城鎮(zhèn)居民的收入和物價(jià)水平也相對(duì)較高，因此對(duì)于商品價(jià)格的變動(dòng)表現(xiàn)出較低的敏感程度。收入政策對(duì)于促進(jìn)落后地區(qū)的城鎮(zhèn)居民消費(fèi)增長具有顯著的效果，但是同樣也會(huì)帶來嚴(yán)重的通脹預(yù)期，最終會(huì)造成居民消費(fèi)的下降。

城鎮(zhèn)居民通貨膨脹預(yù)期理性檢驗(yàn)。表8為城鎮(zhèn)居民理性通脹預(yù)期檢驗(yàn)結(jié)果。從表中可以看出，所有省份的δ大小均為1，對(duì)應(yīng)統(tǒng)計(jì)量為0，說明原假設(shè)被接受。從殘差序列單根檢驗(yàn)結(jié)果可看出，參與分析的29個(gè)省份中，除了青海省和四川省外，其余27個(gè)省份的序列均具有較高的平穩(wěn)性。因此，總體來看，我國城鎮(zhèn)居民具有理性通脹預(yù)期。

（二）農(nóng)村居民通貨膨脹預(yù)期理性檢驗(yàn)

通過正交性檢驗(yàn)可知，農(nóng)村居民消費(fèi)不具有理性持久收入預(yù)期，且數(shù)列沒有通過協(xié)整檢驗(yàn)，因此選擇作為價(jià)格水平變動(dòng)的解釋變量，則lnyt/ct能夠在很大程度上準(zhǔn)確的反映出儲(chǔ)蓄增長趨勢(shì)，從而從側(cè)面可判斷居民收入的變化趨勢(shì)。模型三種形式的S1、S2和S3分別為0.251、0.280和0.292，統(tǒng)計(jì)量F2大小為0.844，因此應(yīng)選擇不變參數(shù)模型，具體參數(shù)估計(jì)結(jié)果如圖9所示。通過比較可以發(fā)現(xiàn)，參數(shù)β的顯著性不強(qiáng)，與之相比參數(shù)ω1表現(xiàn)出明顯的顯著性。因此，收入政策和消費(fèi)行為在促進(jìn)農(nóng)村居民通脹預(yù)期形成方面影響不顯著，大部分農(nóng)村居民在對(duì)未來價(jià)格趨勢(shì)進(jìn)行判斷時(shí)，通常是參照以往的價(jià)格趨勢(shì)做出判斷，這主要是因?yàn)檗r(nóng)村居民消費(fèi)和收入均存在較高的敏感性。

表10 農(nóng)村居民理性通脹預(yù)期檢驗(yàn)結(jié)果

表10為農(nóng)村居民理性通貨膨脹預(yù)期檢驗(yàn)的結(jié)果。從表中可以看出，在10%和5%的顯著性水平下，北京市、上海市、云南省和浙江省存在通脹預(yù)期，剩余25個(gè)省份的農(nóng)村居民均不具有理性通脹預(yù)期。從δ=1的檢驗(yàn)結(jié)果中可以看出，29個(gè)省份均通過了檢驗(yàn)，但是其中僅有上述四個(gè)省市的殘差序列表現(xiàn)出了平穩(wěn)性。因此，根據(jù)結(jié)果可以得出農(nóng)村居民不具有理性通脹預(yù)期的結(jié)論。

城鄉(xiāng)居民理性消費(fèi)增長的路徑

城鎮(zhèn)居民的理性消費(fèi)增長路徑。第一，穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)政策。穩(wěn)定的政策能夠使得經(jīng)濟(jì)信號(hào)的導(dǎo)向性更前，消費(fèi)者對(duì)于不確定性辨別的能力和信心得到提高，從而有助于形成良好的消費(fèi)循環(huán)。第二，進(jìn)一步完善醫(yī)療和養(yǎng)老體制改革。完善社會(huì)保障體系，不僅能夠提升居民的生活質(zhì)量，同時(shí)還能夠消除居民在進(jìn)行消費(fèi)行為時(shí)的顧慮，對(duì)于居民消費(fèi)增長具有較好的促進(jìn)作用，同時(shí)還有助于降低居民消費(fèi)習(xí)慣的形成。第三，轉(zhuǎn)變消費(fèi)觀念。城鄉(xiāng)居民自身要以積極的態(tài)度來對(duì)待消費(fèi)行為，通過對(duì)新型消費(fèi)觀念的學(xué)習(xí)和各項(xiàng)技能的更新，來不斷提高居民抵御不確定性影響的能力，從而適應(yīng)新的經(jīng)濟(jì)發(fā)展形勢(shì)，實(shí)現(xiàn)自身消費(fèi)行為的合理性。

農(nóng)村居民的理性消費(fèi)增長路徑。第一，不斷提高農(nóng)村居民的收入及其穩(wěn)定性。收入的提高是促進(jìn)居民消費(fèi)增長的源動(dòng)力，只有農(nóng)村居民的收入提高了，居民對(duì)于不確定性的辨別和抵御能力才會(huì)得到提升。第二，穩(wěn)定農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)。對(duì)于收入水平較低的農(nóng)村居民來說，物價(jià)穩(wěn)定性越高，農(nóng)村受到不確定性的影響程度越小，而穩(wěn)定農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格水平必須依靠完善的社會(huì)保障制度，因此要首先完善農(nóng)村居民的社會(huì)保障制度。第三，加強(qiáng)農(nóng)村地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)?；A(chǔ)設(shè)施的加強(qiáng)不僅能夠提高農(nóng)村地區(qū)資源的利用率，同時(shí)還能夠促進(jìn)農(nóng)村地區(qū)建設(shè)的規(guī)范化，提高農(nóng)村地區(qū)的經(jīng)濟(jì)水平和發(fā)展環(huán)境，除此之外，還有助于農(nóng)村地區(qū)消費(fèi)觀念的轉(zhuǎn)變和新型消費(fèi)方式的傳播。