中國城鎮居民邊際消費傾向結構突變的統計檢驗

郭永建，王津港

(1.天津財經大學 理工學院，天津 300222；2.華中科技大學 經濟學院，武漢 430074)

0 引言

為應對當前日益加劇的全球金融危機及各主要發達經濟體增長放緩給中國經濟增長帶來的壓力，中國政府于2008年11月明確提出實行適當寬松的貨幣政策和積極的財政政策，并相繼出臺了十項擴大內需、促進經濟增長的措施。同時，在2008年12月舉行的中央經濟會議上又進一步把保持經濟平穩較快發展作為2009年經濟工作的首要任務，把擴大內需作為保證經濟增長的根本途徑，并強調擴大國內需求的核心是擴大居民最終消費需求。由此可見，擴大居民最終消費需求既是解決當前問題的應急之策，更是保持社會經濟持續穩定發展的長久之計。

雖然擴大消費內需的關鍵在于增加居民的可支配收入，但是在全球經濟衰退、中國經濟受到明顯沖擊的背景下，大幅度增加居民收入變的舉步維艱。因此，在當前居民對經濟預期謹慎的條件下，擴大居民最終消費需求的方式不能僅依賴于居民收入的提高，更應著眼于通過政策引導實現居民邊際消費傾向的改善。

1 數據與模型

1.1 數據和無結構突變的居民消費函數動態面板模型

本文分別以中國城鎮家庭年人均可支配收入和年人均消費性支出度量收入和消費水平。樣本期為1992～2007年，以中國大陸的31個省、自治區、直轄市（不包括臺灣省，香港和澳門特別行政區）為截面形成面板數據。文中數據按各地區城鎮居民消費價格指數調整為以1992年為基期的可比數據。數據來源于國家統計局官方網站及中經網數據庫。

Hall將理性預期引入消費函數，認為人們可以根據原因變量的實際值對結果變量進行預期，但是實際上往往達不到預期的結果，因此需要對結果變量的預期值進行調整。在消費函數中，假設第t期消費預期值是收入W的函數，即=a+bW。用Ct代表可以近似的表達為以Wt和Ct-1為解釋變量的函數形式：Ct=f(Wt,Ct-1)，將該函數引入到生命周期或持久收入模型中，并表達為面板數據形式，得出本文所采用的計量模型：

其中Cit和Wit分別為第i個截面t時期的消費和收入，隨機誤差項由兩部分組成：ηi為個體效應為異質性沖擊，并且假定 E(ηi)=E(εit)=E(ηiεit)=0。Wit的系數 β1即為邊際消費傾向。

1.2 內生結構突變的動態面板模型

本文所研究的樣本期包含了中國典型的一個增長周期及不同形態的通貨膨脹調整過程。其間，教育、醫療、住房改革不斷深化，貨幣及財政政策幾經變化，這些因素都會對消費者產生影響，改變其消費行為，即消費函數有可能發生結構性變化。因此，記內生結構突點為τ(τ=3，…，T)，定義虛擬變量Dτ，當模型(1)在τ處發生結構變化，則Dτ在τ至τ處為1，否則為0，于是，具有內生結構突變的模型(1)可以表述為：

與模型(1)相比較，模型(2)的斜率系數、個體效應均在τ處發生了結構突變。Wachter的研究證明，如果模型(2)確實存在著結構突變而忽視它，其GMM或SGMM的估計結果將是非一致的。并在此基礎上，進一步發展了內生結構突變的檢驗。 同時，Andrews、Lu 和 Ahn、Lee和 Schmidt也曾提出了這一問題。我們知道，現有文獻關于動態面板數據模型的研究主要集中于估計和檢驗，對其內生結構突變檢驗的研究鮮少有之，而且研究進程也非常緩慢。造成這一現象的根本原因在于：構建檢驗統計量和推導相應的分布，因估計動態面板模型的復雜性而變得異常困難。因為，當發生結構突變時，在突變點前后的矩函數會隨之變化，從而造成構建檢驗統計量的困難。正因如此，動態面板模型的內生結構突變檢驗，就成為最前沿和最困難的研究方向。本文應用了Wachter所發展的內生結構突變檢驗統計量，對模型(2)進行內生結構突變檢驗，以期在此方面有所突破。

2 內生結構突變檢驗及模型估計

2.1 居民消費函數內生結構突變點的識別及檢驗

如前所述，在受到沖擊后，居民消費函數很有可能發生結構突變。基于此點，為檢驗中國城鎮居民消費函數是否發生內生性結構突變，我們首先設定原假設(Ho)為無結構突變即數據支持模型(1)，備選假設(HA)為模型(2)即發生結構突變。由于發生結構突變的時間未知，即結構突變可能發生在τ=3，…，T，因此，所謂內生結構突變檢驗，在發生結構突變的條件下，不僅應拒絕無結構突變的原假設，還應基于統計量的值和分布確定相應的結構突變點。

Wachter的檢驗方法建立在為人熟知的Arellaon-Bond動態面板GMM估計的框架下，允許模型的斜率系數及個體效應在未知時刻 存在著結構突變，并且不約束后者的突變具有同質性。以原假設（模型沒有結構突變）和每一個備選假設 （個體效應、斜率系數或者二者同時存在著結構突變）下GMM目標函數值的差作為檢驗統計量的基礎，將其最大差值的時刻τ作為潛在的斷點。該統計量漸進服從漸近的多元卡方分布，因而除最大值的分量外，顯著的次最大值所對應的時間點亦可看作是相應的結構突變點，但結構突變的強度可能明顯弱于最大值所對應的強度。Wachter設計并實現的蒙特卡洛模擬，不僅給出了有限樣本的分位數，其結果還表明，與Andrews和Lu的檢驗方法相比，這一方法具有更好的小樣本性質。本文正是應用Wachter未知斷點的檢驗方法和Wachter給出的分位數，檢驗中國城鎮居民消費函數是否具有內生結構突變。檢驗結果如下：

表1的結果說明：在1992～2007年間，中國城鎮居民消費函數發生了顯著的結構突變，突變點為1999年。我們認為，產生該結果的主要原因是1997年的亞洲金融危機。受當時金融危機的影響，中國經濟增長率從1997年的9.6%急速下降到1998年的7.3%和1999年的7.9%。經濟增長速度的放緩直接影響到居民的收入水平及其對未來收入的預期，并在一定程度上促使人們減少消費。因此，本文所檢驗的結構突變點，較為準確地反映了居民消費函數的結構變化特征。

表1 居民消費函數內生結構突變的檢驗結果

表2 居民邊際消費傾向估計結果

2.2 居民消費函數的系統廣義矩估計

不同于時間序列的自回歸模型，動態面板模型(1)中的滯后項與隨機誤差項相關而形成內生性，Hsiao和Nickell的研究表明使用固定效應和隨機效應的OLS估計將產生有偏與非一致的估計量，因此，模型(1)的估計只能是基于與擾動項的差分正交的工具變量而形成的一階差分的廣義矩簡記為GMM)估計。GMM估計基于滯后內生回歸元的水平值與隨機誤差項的一階差分正交而構成矩函數：

不難看出，當t=3時，s=1，工具變量為Ci1，依此類推，由式(3)產生的工具變量記為ZD，但是，當工具變量與擾動項的一階差分弱相關時，ZD就成為弱工具變量，GMM估計量具有較大的偏誤。為解決這一問題，Blundell在Arellano和Bover的基礎上提出了系統廣義矩 (system GMM，簡記為SGMM)估計，其核心在于個體效應外生于內生滯后項的差分，即 E(△citηi)=0。 于是，基于 εit本身序列無關，以及 E(ηi)=E(εit)=E(ηiεit)，有：

類似的，當 t=3時,s=1，工具變量為△Ci1，依此類推，由式(4)產生的工具變量為ZL。于是，將式(3)和式(4)聯立，就形成SGMM估計的總體矩函數：

通過對Wachter動態面板模型的內生結構突變點的識別，不僅揭示了中國城鎮居民消費函數存在著結構突變，而且也隱含著所確定的子樣本中不存在顯著的結構突變。因此，對城鎮居民消費函數模型的子樣本使用SGMM方法可得到估計參數的一致性估計，估計結果列入表2。

表2中的Sargan檢驗表明，對于兩個子樣本，我們基于式(5)定義的水平和差分的工具變量是聯合有效的。SGMM估計假設隨機誤差項不存在一階自相關，否則選取的工具變量就是無效的，AR(2)檢驗一階差分后的殘差項是否具有二階自相關，即檢驗模型(1)的殘差是否具有一階自相關。所有樣本期的檢驗不接受隨機誤差項有一階自相關的假設，進一步支持所有工具變量的有效性。兩個子樣本的計量模型中的解釋變量系數在5%的水平下都是顯著的。據此，兩個子樣本的居民邊際消費傾向估計是準確的。

表2的結果說明：中國的城鎮居民消費傾向呈整體下降趨勢。居民邊際消費傾向由1992～1998年的0.76下降到1999～2007年的0.62，降幅為18%。究其原因，本文認為凱恩斯的邊際消費傾向遞減規律只能部分解釋該結論。中國改革過程中出現的復雜情況，有著更深層的原因：一是居民收入差距的不斷擴大。反應居民收入分配差距的指標基尼系數顯示，中國居民基尼系數由1992年代表收入差距基本合理的0.34，擴大到2007年代表收入差距較大的0.45，這說明國民收入分配不合理，導致大量貨幣財富集中在少數人手中，加大了貧富差距，促使整體邊際消費傾向的下降；二是居民收入及預期收入增長放緩。統計數據顯示，自亞洲金融危機以來，居民收入增長速度呈下降趨勢，城鎮居民人均可支配收入由1992～1998年平均每年增長20.1%，下降到1999～2007年間的10.9%。其中，需要特別指出的是居民對未來支出的不確定性增加：20世紀90年代以來社會保障制度發生了重大變革，同時教育、住房等價格快速上漲，居民預期支出的增長速度遠遠超過了預期收入的增長速度，促使居民盡量減少消費，增加儲蓄，進一步降低了邊際消費傾向。

3 結論及政策含義

通過對中國城鎮居民消費函數動態面板模型的分析及對邊際消費傾向的估計，我們發現：中國城鎮居民消費函數發生了顯著的結構突變，突變點為1999年。同時，邊際消費傾向呈整體下降趨勢，且降幅較大。同時，該結論也在一定程度上表明了當前中國城鎮居民消費傾向的實際水平可能更低，面臨的情況也更加嚴峻。中國城鎮居民邊際消費傾向的結構性變化恰恰始于亞洲金融危機后的1999年，這在一定程度上說明整體經濟形勢的衰退會對居民消費傾向的改變產生消極影響。而此次全球性的金融危機對世界各主要經濟體和中國經濟發展的影響無論是從力度、廣度或是持續時間上都遠大于上次金融危機，居民對未來經濟發展的信心也會受到更大打擊。因此，居民消費傾向也有可能發生更為劇烈地結構性變化。

基于上述分析，我們認為，為了更快地恢復居民對未來經濟發展的信心，提升居民的消費意愿，緩解金融危機對中國經濟發展的壓力，促進中國經濟的持續增長，應該進一步堅持與完善中國政府現行的擴大內需的經濟政策。具體包括：

（1）進一步深化與居民生活息息相關的一系列民生改革,增強居民消費信心。

各類諸如養老、醫療、失業、住房、子女教育等與居民切身利益相關的改革措施應逐漸完善，改革速度應不斷加快。改革拖得時間越長,居民對未來預期的不確定性就越高,從而將進一步增強居民的預防性儲蓄意愿。相反,成熟的房地產市場、醫療服務和藥品市場以及規范的教育收費體制,將使這些方面的支出明朗化,清晰化，從而在很大程度上穩定消費者的預期支出，增強其消費信心，有利于改變居民邊際消費傾向。

（2）進一步完善、健全現行的社會保障體系，穩定居民的收支預期。

社會保障體系的完善是改善人們消費心理,穩定居民收支預期,擴大居民消費的關鍵。目前中國的社會保障體系建設明顯滯后,表現在保障面窄,保障水平低,和保障的社會化程度低。因此，中國各級政府應落實社會保障金的投入，優化社會保障金的分配,免除人們的后顧之憂,增強其消費信心。從而逐步消除居民對未來生活的擔憂和顧慮,增加當期消費支出,適當減少為將來生活而進行的過多儲蓄積累。

（3）進一步調整收入分配政策,逐步縮小居民收入差距

要充分發揮稅收等經濟杠桿的作用,加大收入分配調節力度,合理調整國民收入分配格局,切實縮小居民收入差距。積極利用稅收政策和財政轉移支付手段來緩解收入分配差距懸殊的問題,提高社會分配的總體公平程度。對于高收入者,要加強個人收入所得稅征管工作,適時開征遺產稅、贈與稅等稅種,適當擴大消費稅的征稅范圍,對一些奢移品課以高稅。對于城鄉低收入者,政府有責任保障他們的最低消費水平,應當把向高收入者征收的部分稅收轉移給這個群體。

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