龍海明，熊 黎，柳沙玲

改革開放以來，湖南省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)快速增長，由此形成的旺盛內(nèi)需為湖南省經(jīng)濟(jì)的持續(xù)快速發(fā)展做出了歷史性的貢獻(xiàn).但是20世紀(jì)90年代中期以來，湖南省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)增速放緩，平均消費(fèi)傾向呈總體下降趨勢，消費(fèi)需求的下降已成為并有可能長期成為制約湖南省經(jīng)濟(jì)持續(xù)穩(wěn)定增長的重要因素.＊收稿日期：2010－04－14

?通訊聯(lián)系人，E－mail：longhaiming＠263.net因此，有必要對(duì)改革開放以來湖南省城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)行為進(jìn)行深入研究，分析其消費(fèi)行為模式轉(zhuǎn)變的規(guī)律及影響因素，并依此探討刺激湖南省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)需求的對(duì)策.

1 湖南省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)行為實(shí)證模型的構(gòu)建

1.1 湖南省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)行為的內(nèi)在設(shè)定

按照古典經(jīng)濟(jì)學(xué)的觀點(diǎn)，并參照臧旭恒對(duì)消費(fèi)者的假定［1］，為研究方便，本文對(duì)湖南省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)行為進(jìn)行4個(gè)方面的內(nèi)在設(shè)定：理性主體；消費(fèi)者的效用函數(shù)具有可加可分性的特點(diǎn)且滿足合意性原則［2］；規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)；時(shí)間偏好.

1.2 改革開放以來湖南省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)行為模式分析

由圖1可以看出，湖南省城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出在改革開放初期增長較快，20世紀(jì)90年代中期（1995年）以后增速放緩.因此，可以1995年為界，分階段分析湖南省城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)行為模式，并構(gòu)建與之相應(yīng)的實(shí)證模型.

圖1 1978－2008年湖南省城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出Fig.1 The average per capita consumption expenses of Hunan urban residents during 1978to 2008

1.2.1 第一階段：改革開放初期至20世紀(jì)90年代中期（改革開放—1995年）

這一階段，湖南省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)行為模式的主要特點(diǎn)表現(xiàn)為：消費(fèi)對(duì)一些常規(guī)的影響因素較敏感.

一方面，1978年以來湖南省經(jīng)濟(jì)以年均增長9%的速度持續(xù)快速發(fā)展，國民收入分配全面向居民傾斜，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的收入約束得以緩解；另一方面，勞動(dòng)就業(yè)、公費(fèi)醫(yī)療和教育補(bǔ)貼等傳統(tǒng)福利制度得到加強(qiáng)，弱化了城鎮(zhèn)居民未來的不確定性，因而削弱了城鎮(zhèn)居民的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī).

在未來確定、真實(shí)利率為常數(shù)、一生共有T期的情況下，居民個(gè)人的預(yù)算約束為［3］：

式中：r為真實(shí)利率；A0為初始財(cái)富；Yt為第t期的收入；Ct為第t期的消費(fèi).

理論推導(dǎo)的結(jié)果表明，在確定性的條件下，居民對(duì)真實(shí)利率和效用貼現(xiàn)率的變動(dòng)敏感，如果真實(shí)利率下降，居民將會(huì)增加當(dāng)期消費(fèi).此外，若考慮消費(fèi)的約束條件，則影響居民消費(fèi)的因素還包括收入水平、財(cái)富水平以及消費(fèi)者習(xí)慣.這一階段城鎮(zhèn)居民未來的不確定性并不明顯，其對(duì)未來的預(yù)期在很大程度上屬于一種符合持久收入假說的后顧型預(yù)期.因此，這一階段湖南省城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)行為模式可以用如下的消費(fèi)函數(shù)來刻畫：

式中：βi為變量系數(shù)；Ct，Ct－1為當(dāng)期和滯后一期消費(fèi)；Yt，Yt－1為當(dāng)期和滯后一期收入；St－1為滯后一期儲(chǔ)蓄；rt為當(dāng)期利率；πt為當(dāng)期通貨膨脹率；ut為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng).

1.2.2 第二階段：20世紀(jì)90年代中期至今（1995年—）

這一階段，湖南省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)行為模式的主要特點(diǎn)表現(xiàn)為：消費(fèi)主要受到收入和未來不確定性的影響［4］.

20世紀(jì)90年代中期以來，一方面，湖南省經(jīng)濟(jì)繼續(xù)保持快速發(fā)展，居民收入水平不斷提高，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的收入約束得到進(jìn)一步緩解；另一方面，勞動(dòng)就業(yè)體制、收入分配體制、福利體制以及價(jià)格體制等各方面的深化改革使得城鎮(zhèn)居民產(chǎn)生對(duì)未來的不確定性預(yù)期，而與此同時(shí)，適應(yīng)社會(huì)主義市場經(jīng)濟(jì)的社會(huì)保障制度尚未建立健全，大部分城鎮(zhèn)居民只能通過在既定的收入水平下增加預(yù)防性儲(chǔ)蓄來盡可能地鎖定未來的不確定性［5］.

根據(jù)生命周期假說，假定居民效用函數(shù)三階可導(dǎo)，則居民的消費(fèi)最優(yōu)化問題可以表示為：

式中：ct是第t期的消費(fèi)；r為利率；wt為第t期的財(cái)富；yt為第t期的收入；u（·）為居民的效用函數(shù)；β為時(shí)間貼現(xiàn)因子，0＜β＜1［6］.

運(yùn)用動(dòng)態(tài)規(guī)劃求解該模型，可得：

對(duì)u＇（ct＋1）進(jìn)行二階泰勒級(jí)數(shù)展開，忽略高階無窮小量，整理可得預(yù)期消費(fèi)增長率為：

根據(jù)Leland的研究［7］，如果u＇＞0，當(dāng)未來存在不確定性時(shí)，居民會(huì)進(jìn)行預(yù)防性儲(chǔ)蓄.此時(shí)，δ＞，居民因未來存在不確定性而預(yù)期下期消費(fèi)增加，因此導(dǎo)致本期預(yù)防性儲(chǔ)蓄增加.在收入既定的情況下，本期預(yù)防性儲(chǔ)蓄的增加必然導(dǎo)致本期消費(fèi)的下降［8］.

因此，這一階段湖南省城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)一方面因?yàn)槭杖胨降某掷m(xù)提高而增長，另一方面又因?yàn)閷?duì)未來的不確定性預(yù)期所引致的預(yù)防性儲(chǔ)蓄而受到抑制.這一階段湖南省城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)行為模式可以用如下的消費(fèi)函數(shù)來刻畫：

式中：βi為變量系數(shù)（理論上β1為正，β2為負(fù)）；Ct為消費(fèi)；Yt為收入；Xt為反映未來不確定性的變量；ut為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng).

2 湖南省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)行為的計(jì)量實(shí)證

2.1 改革開放以來湖南省城鎮(zhèn)居民收入對(duì)消費(fèi)影響的整體實(shí)證

收入水平在任何環(huán)境下都是消費(fèi)的重要影響因素.雖然二者之間的作用機(jī)制尚無定論，但是收入始終會(huì)對(duì)消費(fèi)產(chǎn)生規(guī)模上的約束作用［9］.改革開放以來，湖南省城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)和人均可支配收入均呈增長態(tài)勢，二者明顯正相關(guān).因此，本文首先就湖南省城鎮(zhèn)居民收入對(duì)消費(fèi)的影響進(jìn)行整體實(shí)證.以Ct表示人均消費(fèi)，Yt表示人均可支配收入，GCt表示人均消費(fèi)增長率，GYt表示人均可支配收入增長率，數(shù)據(jù)見表1.

表1 湖南省城鎮(zhèn)居民Ct，Yt，GCt和GYt數(shù)據(jù)Tab.1 Data of Hunan urban residents Ct，Yt，GCtand GYt

2.1.1 數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為避免出現(xiàn)偽回歸，本文首先采用ADF方法對(duì)湖南省城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)和人均可支配收入數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn).檢驗(yàn)結(jié)果見表2.

根據(jù)協(xié)整的定義，如果兩個(gè)時(shí)間序列均為一階單整，而這兩個(gè)時(shí)間序列的某個(gè)線性組合是平穩(wěn)的，那么這兩個(gè)時(shí)間序列是協(xié)整的.湖南省城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)和人均可支配收入均為二階單整，則它們的一階差分?jǐn)?shù)據(jù)有可能存在協(xié)整關(guān)系.出于對(duì)經(jīng)濟(jì)意義的考慮，本文對(duì)湖南省城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)增長率與人均可支配收入增長率之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證.采用ADF方法對(duì)湖南省城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)增長率和人均可支配收入增長率數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn).檢驗(yàn)結(jié)果見表3.

表2 湖南省城鎮(zhèn)居民Ct和Yt的平穩(wěn)性檢驗(yàn)Tab.2 Stationary test of Hunan urban residents Ctand Yt

表3 湖南省城鎮(zhèn)居民GCt和GYt的平穩(wěn)性檢驗(yàn)Tab.3 Stationary test of Hunan urban residents GCtand GYt

2.1.2 協(xié)整回歸

建立湖南省城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)增長率（GCt）和人均可支配收入增長率（GYt）的協(xié)整方程：

運(yùn)用Eviews軟件進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，得回歸結(jié)果：

采用ADF方法對(duì)殘差序列＾ut進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表4.

表4 殘差序列＾ut的平穩(wěn)性檢驗(yàn)Tab.4 Stationary test of residual serial＾ut

協(xié)整回歸的結(jié)果表明，湖南省城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)增長率和人均可支配收入增長率之間存在長期均衡關(guān)系.從長期來看，在其他條件不變的情況下，人均可支配收入增長率每提高1%，平均將使人均消費(fèi)增長率提高1.105 684%；當(dāng)人均可支配收入的增長低于其均衡增長路徑時(shí)，會(huì)使人均消費(fèi)的增長放緩.因此，收入水平是湖南省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的重要影響因素.

2.1.3 誤差修正模型（ECM）

存在協(xié)整關(guān)系的時(shí)間序列可以運(yùn)用誤差修正模型來進(jìn)行擬合.建立湖南省城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)增長率（GCt）和人均可支配收入增長率（GYt）的誤差修正模型：

式中：ΔGCt為GCt的一階差分；ΔGYt為GYt的一階差分；ecmt－1為滯后一期殘差.

對(duì)誤差修正模型擬合的結(jié)果為：

誤差修正模型擬合的結(jié)果表明：湖南省城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)增長率的增量與人均可支配收入增長率的增量同方向變動(dòng)，二者正相關(guān)；當(dāng)人均消費(fèi)增長率短期偏離與人均可支配收入增長率相適應(yīng)的均衡值時(shí)，存在－1.405 021的修正力量使人均消費(fèi)增長率在下期向均衡值靠攏.這進(jìn)一步說明了收入水平是湖南省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的重要影響因素.

2.2 改革開放以來湖南省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)行為模式的實(shí)證

2.2.1 第一階段：改革開放初期至20世紀(jì)90年代中期（改革開放—1995年）

根據(jù)前文對(duì)這一階段湖南省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)行為模式的分析，建立如下回歸方程：

式中：LCt，LYt和LSt分別為湖南省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)總額、收入總額和儲(chǔ)蓄總額的對(duì)數(shù)值.此處使用上述變量的對(duì)數(shù)值是為了減小數(shù)據(jù)的波動(dòng)幅度以增強(qiáng)回歸結(jié)果的顯著性，使用總量數(shù)據(jù)而非人均數(shù)據(jù)是出于數(shù)據(jù)的可得性.

以湖南省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)總額的對(duì)數(shù)（LCt）為被解釋變量，分別以湖南省城鎮(zhèn)居民收入總額的對(duì)數(shù)（LYt）、滯后一期收入總額的對(duì)數(shù)（LYt－1）、滯后一期消費(fèi)總額的對(duì)數(shù)（LCt－1）、滯后一期儲(chǔ)蓄總額的對(duì)數(shù)（LSt－1）、利率（rt）和通貨膨脹率（πt）衡量當(dāng)期收入、未來收入的預(yù)期、消費(fèi)習(xí)慣、資產(chǎn)存量、資產(chǎn)收益率和儲(chǔ)蓄的機(jī)會(huì)成本對(duì)其消費(fèi)行為的影響.

對(duì)回歸方程擬合的結(jié)果為：

從擬合結(jié)果可以看出，回歸方程的擬合優(yōu)度系數(shù)高達(dá)0.999 225，但是LYt－1，LCt－1和rt的回歸系數(shù)不顯著（t值不高）.這可能是因?yàn)長Yt－1和LCt－1之間存在較強(qiáng)的相關(guān)性.因?yàn)槭杖胪ǔＪ窍M(fèi)的主要影響因素，所以保留LYt－1，去除LCt－1，重新對(duì)回歸方程進(jìn)行擬合，結(jié)果為：

從此次擬合的結(jié)果可以看出，除了rt，其他變量的回歸系數(shù)的t值都大幅提高.這可能是因?yàn)槲覈蕸Q定的市場化程度不高，利率水平不能真實(shí)反映市場資金供求.去除rt，再次對(duì)回歸方程進(jìn)行擬合，得到這一階段湖南省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)行為模式的最終實(shí)證結(jié)果：

從最終實(shí)證結(jié)果可以看出，當(dāng)期收入、滯后一期收入和通貨膨脹率對(duì)這一階段湖南省城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)行為有顯著的正向影響.消費(fèi)隨著當(dāng)期收入的增加而增加，說明收入水平是影響居民消費(fèi)行為的重要因素；消費(fèi)隨著未來預(yù)期收入的增加而增加，體現(xiàn)了居民以一生效用最大化為目標(biāo)的最優(yōu)消費(fèi)行為；消費(fèi)隨著一般價(jià)格水平的上升而增加，說明居民對(duì)資金的時(shí)間價(jià)值敏感.

2.2.2 第二階段：20世紀(jì)90年代中期至今（1995年—）

這一階段湖南省城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)行為主要受到收入和未來不確定性的影響.根據(jù)前文的分析，未來的不確定性可以用預(yù)期消費(fèi)增長率來測度，因此本文選用湖南省城鎮(zhèn)居民預(yù)期人均消費(fèi)增長率（Et［GCt＋1］）來衡量未來的不確定性對(duì)其消費(fèi)行為的影響.假設(shè)湖南省城鎮(zhèn)居民的預(yù)期為后顧型預(yù)期，即Et［GCt＋1］＝GCt－1.由此建立如下回歸方程：

式中：Ct，Yt和GCt－1分別為湖南省城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)、人均可支配收入和滯后一期人均消費(fèi)增長率.

對(duì)回歸方程擬合的結(jié)果為：

實(shí)證結(jié)果表明：湖南省城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)與人均可支配收入顯著正相關(guān)，這說明20世紀(jì)90年代中期以來收入水平仍然是影響湖南省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)行為的重要因素；人均消費(fèi)與滯后一期人均消費(fèi)增長率負(fù)相關(guān)，說明隨著改革開放的深化，對(duì)未來的不確定性預(yù)期制約了湖南省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的增長.

3 結(jié) 論

實(shí)證研究表明：改革開放以來，收入的增長始終是影響湖南省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)增長的重要因素；在不同的時(shí)期，由于面臨不同的消費(fèi)環(huán)境，湖南省城鎮(zhèn)居民選擇了不同的消費(fèi)行為模式.改革開放初期至20世紀(jì)90年代初期，由于未來的不確定性并不明顯，湖南省城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)行為對(duì)一些常規(guī)的影響因素比較敏感，收入水平的快速提高和未來收入持續(xù)上升的預(yù)期使得這一時(shí)期湖南省城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)增長迅速；20世紀(jì)90年代中期以來，隨著改革開放的深化，湖南省城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)一方面因?yàn)槭杖胨降某掷m(xù)提高而增長，另一方面又因?yàn)閷?duì)未來的不確定性預(yù)期所引致的預(yù)防性儲(chǔ)蓄而受到抑制，因此這一時(shí)期湖南省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)增速放緩.

穩(wěn)定增長的消費(fèi)需求是實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)健康、快速、可持續(xù)發(fā)展的關(guān)鍵.就湖南省而言，當(dāng)前應(yīng)采取有效措施全面刺激城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)需求，為湖南省經(jīng)濟(jì)的持續(xù)穩(wěn)定增長提供可靠的內(nèi)需保障.

首先，應(yīng)著力提高城鎮(zhèn)居民的收入水平，并穩(wěn)定城鎮(zhèn)居民對(duì)未來收入增長的預(yù)期.無論是對(duì)城鎮(zhèn)居民收入與消費(fèi)相關(guān)性的整體實(shí)證，還是分階段對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)行為的實(shí)證，結(jié)果都表明改革開放以來收入的增長始終是影響湖南省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)增長的重要因素.提高城鎮(zhèn)居民的收入可以從整體上直接刺激其消費(fèi)需求，促進(jìn)其消費(fèi)支出的增長.同時(shí)，實(shí)證結(jié)果也證明了穩(wěn)定未來收入增長預(yù)期的重要性.一方面，如果預(yù)期未來收入增加，居民以一生效用最大化為目標(biāo)的最優(yōu)消費(fèi)行為是增加當(dāng)期消費(fèi)；另一方面，未來的不確定性會(huì)抑制居民消費(fèi)，穩(wěn)定未來收入增長預(yù)期能弱化未來不確定性對(duì)居民消費(fèi)的負(fù)面影響.因此，有必要通過各種經(jīng)濟(jì)調(diào)控措施減小城鎮(zhèn)居民的收入波動(dòng)，穩(wěn)定城鎮(zhèn)居民對(duì)未來收入增長的預(yù)期，激發(fā)城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)意愿與消費(fèi)潛能.

其次，應(yīng)建立健全適應(yīng)社會(huì)主義市場經(jīng)濟(jì)的社會(huì)保障制度，從根本上消除城鎮(zhèn)居民未來的不確定性.實(shí)證表明，20世紀(jì)90年代中期以來湖南省城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)由于對(duì)未來的不確定性預(yù)期所引致的預(yù)防性儲(chǔ)蓄而受到抑制，這是這一時(shí)期湖南省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)增速放緩的原因所在.應(yīng)加大投入，盡快建立健全覆蓋教育、勞動(dòng)、住房、醫(yī)療、養(yǎng)老等方面的全面的社會(huì)保障制度，穩(wěn)定城鎮(zhèn)居民對(duì)未來生活的預(yù)期，從根本上消除城鎮(zhèn)居民未來的不確定性，為城鎮(zhèn)居民創(chuàng)造一個(gè)沒有后顧之憂的良好消費(fèi)環(huán)境，弱化預(yù)防性儲(chǔ)蓄對(duì)消費(fèi)的抑制，激發(fā)城鎮(zhèn)居民的潛在消費(fèi)能力.

此外，應(yīng)全面推動(dòng)消費(fèi)金融的發(fā)展，為城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的增長提供有力的金融支持.一方面，消費(fèi)金融的存在是城鎮(zhèn)居民跨期分配收入和規(guī)劃消費(fèi)的必要條件，城鎮(zhèn)居民通過消費(fèi)金融的支持能有效解除提前消費(fèi)時(shí)所遇到的流動(dòng)性約束，這就使得城鎮(zhèn)居民以一生效用最大化為目標(biāo)對(duì)各期消費(fèi)進(jìn)行最優(yōu)化安排成為可能；另一方面，消費(fèi)金融能夠在城鎮(zhèn)居民遇到臨時(shí)流動(dòng)性不足時(shí)為其提供融資，這在一定程度上減小了未來的不確定性對(duì)城鎮(zhèn)居民的影響，弱化了城鎮(zhèn)居民的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)，增強(qiáng)了城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)能力.因此，應(yīng)全面發(fā)展消費(fèi)金融，擴(kuò)大消費(fèi)金融的覆蓋面并提高消費(fèi)金融對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的支持力度，以此促進(jìn)湖南省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的快速增長.

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