趙海霞

內容摘要：本文從消費者預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)面板數據，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。結果發(fā)現，我國東中西部地區(qū)的消費特點存在較大差異，應實施差別化消費政策：東部地區(qū)應通過縮小貧富差距、中部地區(qū)應通過啟動新的消費熱點、西部地區(qū)應通過增加居民收入來刺激居民的消費需求。

關鍵詞：東中西部 短視消費 面板數據 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，對于消費問題的關注已成為轉型期經濟研究的重點之一。因此，對中國居民消費行為的研究不僅在經濟學理論還是在經濟政策中都具有重要意義。

國外現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濟背景下消費者的行為選擇，而我國經濟正處于轉軌時期，市場體制不健全，如果簡單地套用會出現很大的偏差。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，并據此進行OLS計量分析，得出“要刺激消費最重要的措施應該是使居民產生通貨膨脹預期”的結論。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論。艾春榮等（2008）利用1995-2005年省際面板數據對城鎮(zhèn)、農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，農村樣本支持流動性約束或短視假說的結論。李凌等（2009）利用1991-2006年省際面板數據卻得出城鎮(zhèn)居民消費支持短視行為假說，農村居民消費支持“損失厭惡”假說的結論。張邦科等（2012）根據制度變遷劃分時間段，分別對城鎮(zhèn)、農村居民的消費變異進行分析，得出農村居民消費由流動性約束演變?yōu)槎桃曅袨?、城?zhèn)居民消費由“損失厭惡”演變?yōu)槎桃曅袨榈慕Y論。譚洪業(yè)等（2015）通過誤差修正模型研究發(fā)現，農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)二元結構為出發(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)展水平的擴大內需政策提供實證依據。

計量模型設定及數據來源

考慮到中國經濟的發(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，在個體出現短視的情形下，消費對收入的上升和下降應當具有同樣的敏感性，即消費相對于收入的變動呈現出對稱性。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出的非理性和主觀性。但關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)，相應的員工收入將會增加，通過收入效應，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據進行計量分析。面板數據結合時序和截面空間的二維數據，其統(tǒng)計性質既包含時序的性質，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，本文采用面板數據進行計量分析。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)面板數據模型。

綜上所述，本文將模型（1）轉化為待估計的動態(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。同時，為了避免異方差的存在，本文將模型中變量取對數后進行計量分析。

本文采用的是中國城鎮(zhèn)居民1987-2013年省際面板數據（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，根據經濟概念，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）面板數據的單位根和協(xié)整檢驗

為了避免“偽回歸”，對計量模型采用的數據進行單位根和協(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，并通過面板數據的Johansen協(xié)整檢驗進行東中西部地區(qū)各變量間協(xié)整關系檢驗，結果如表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)整關系。但ADF檢驗中部分變量帶有趨勢項，為了體現時間趨勢對模型的影響，將計量模型（2）轉化為如下模型進行計量分析：

（3）

其中，Tit代表時間趨勢項。

（二）模型設定形式檢驗

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

（三）工具變量檢驗

由于本文模型為動態(tài)面板數據模型，且收入與消費存在雙向因果關系，故可能存在內生性問題。而對于內生性問題，一般是尋找工具變量來解決。鑒于數據的可獲得性，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，將內生變量分別對所有工具變量進行OLS回歸，結果發(fā)現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生性問題，通過Hausman檢驗對解釋變量進行內生性檢驗，發(fā)現фt不存在明顯內生性問題，而ct-1和yt均存在比較明顯的內生性問題。

（四）計量結果

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

（五）結果分析

實際消費與當期收入呈正相關關系。對于收入的向上下波動，東中西部地區(qū)均表現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比收入的向下波動反應強烈，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?？梢钥闯?，東中西部地區(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”。預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性收入增加，但財產性收入的不確定性較大，城鎮(zhèn)居民預期未來消費較高，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，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，不確定性對城鎮(zhèn)居民的消費行為沒有太明顯的影響。

結論與政策建議

根據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，消費結構趨同，使得消費在收入增長的情況下難以啟動。因此，需要供給結構升級優(yōu)化，不斷推出新技術和新產品，使消費產品升級換代，進而產生新的消費熱點，引起新一輪消費結構升級，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，國家應該繼續(xù)支持西部大開發(fā)戰(zhàn)略，促進西部地區(qū)經濟更快發(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，尤其是西部地區(qū)，系數變異較小。因此，進一步完善和推進現有擴大內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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