我國(guó)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)行為比較研究

摘 要：本文首先從共性和差異性入手，對(duì)我國(guó)城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民的消費(fèi)行為特征進(jìn)行了對(duì)比。然后根據(jù)西方經(jīng)濟(jì)學(xué)家提出的消費(fèi)函數(shù)模型對(duì)我國(guó)城鄉(xiāng)居民的消費(fèi)行為進(jìn)行了實(shí)證研究，最后得出結(jié)論，我國(guó)城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民的消費(fèi)行為特征基本符合西方消費(fèi)函數(shù)模型中的絕對(duì)收入假說(shuō)，其中，收入水平對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平的影響程度存在差異。我國(guó)仍需堅(jiān)持以擴(kuò)大內(nèi)需帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略。

關(guān)鍵詞：消費(fèi)行為特征；消費(fèi)函數(shù)模型；收入水平

1 引言

作為典型的二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)國(guó)家，我國(guó)城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展有失均衡。從十六大提出“統(tǒng)籌城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)社會(huì)”，到十八大提出“推動(dòng)城鄉(xiāng)發(fā)展一體化”，表明了在一個(gè)13億多人口的大國(guó)實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)一體化協(xié)調(diào)發(fā)展的任務(wù)的艱巨性。研究當(dāng)前城鄉(xiāng)居民消費(fèi)行為的規(guī)律性，分析其消費(fèi)差異的內(nèi)在原因，對(duì)于保證宏觀政策的落實(shí)、宏觀經(jīng)濟(jì)的運(yùn)行，具有深刻的現(xiàn)實(shí)意義。

西方消費(fèi)理論始于20世紀(jì)30年代，其在宏觀經(jīng)濟(jì)理論體系中占有重要地位，應(yīng)用較多的是“絕對(duì)收入假說(shuō)”、“生命周期假說(shuō)”、“持久收入假說(shuō)”及“X假說(shuō)”等。基于國(guó)外成熟的消費(fèi)理論，我國(guó)學(xué)者利用中國(guó)的數(shù)據(jù)進(jìn)行了大量的實(shí)證分析：臧旭恒[1] （1994）利用生命周期—持久收入假說(shuō)估計(jì)了全國(guó)居民的消費(fèi)函數(shù)。吳瑞華[2]（2012）指出，收入是影響我國(guó)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)的首要因素。董文杰、溫濤[3]（2010）運(yùn)用生命周期理論研究了我國(guó)1952-2008年的農(nóng)村居民消費(fèi)行為，并對(duì)此進(jìn)行實(shí)證分析。馮春麗[4]（2010）認(rèn)為穩(wěn)定持續(xù)增長(zhǎng)的收入和資產(chǎn)性財(cái)富的增加有助于提高農(nóng)村居民消費(fèi)。相反地，一些學(xué)者則否定了生命周期—持久收入假說(shuō)對(duì)我國(guó)居民消費(fèi)行為的適用性。余永定、李軍[5]（2000）認(rèn)為，無(wú)論是生命周期假說(shuō)還是永久收入假說(shuō)，都難以應(yīng)用于分析中國(guó)居民的消費(fèi)行為，這是因?yàn)楫?dāng)時(shí)中國(guó)經(jīng)濟(jì)中的資本市場(chǎng)還不完善，并且?guī)缀醪淮嬖谙M(fèi)信貸。申樸、劉康兵[6]（2003）利用1982-2000年間中國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)有關(guān)數(shù)據(jù)，采用工具變量法對(duì)轉(zhuǎn)軌時(shí)期城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)行為進(jìn)行了詳盡的實(shí)證分析，證明了城鎮(zhèn)居民的當(dāng)前消費(fèi)對(duì)當(dāng)前收入具有顯著的過(guò)度敏感性，從而拒絕了生命周期-持久收入假說(shuō)在我國(guó)城鎮(zhèn)居民中的適用性。

目前對(duì)我國(guó)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)行為的比較研究主要側(cè)重于用實(shí)證方法來(lái)解釋居民“低消費(fèi)、高儲(chǔ)蓄”的消費(fèi)行為特征，從研究?jī)?nèi)容上來(lái)看要么籠統(tǒng)的分析全國(guó)居民，要么只單獨(dú)研究城鎮(zhèn)居民或農(nóng)村居民的消費(fèi)行為特征，對(duì)我國(guó)城鄉(xiāng)居民的消費(fèi)行為進(jìn)行比較研究的還非常少。從研究時(shí)間跨度看，現(xiàn)有研究大都停留在2010年以前?；诖丝杖保疚牟捎梦覈?guó)最新的1990-2013年城鎮(zhèn)居民消費(fèi)數(shù)據(jù)，對(duì)城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民消費(fèi)行為特征進(jìn)行對(duì)比研究，并根據(jù)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)行為特點(diǎn)比對(duì)西方消費(fèi)函數(shù)模型進(jìn)行了假設(shè)檢驗(yàn)，對(duì)實(shí)證結(jié)果和實(shí)際意義進(jìn)行了討論。

2 城鎮(zhèn)居民與農(nóng)村居民消費(fèi)行為特征性分析

2.1 我國(guó)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)行為共性分析

如上圖所示，1990-2013年間，城鄉(xiāng)居民人均收入、人均存款余額以及人均消費(fèi)支出都大致呈逐年遞增狀態(tài)。對(duì)比圖1和圖3，我們看到，城鄉(xiāng)居民人均收入和人均消費(fèi)支出變動(dòng)趨勢(shì)大體一致。據(jù)此我們推斷收入水平是影響城鄉(xiāng)居民消費(fèi)支出的一個(gè)重要因素，但由于城向居民的生活質(zhì)量、消費(fèi)行為以及所處的經(jīng)濟(jì)環(huán)境不同，故收入水平對(duì)其消費(fèi)支出的影響程度有所不同。對(duì)比圖2和圖3，其變化趨勢(shì)大體一致，故我們可以做出推斷，城鄉(xiāng)居民人均存款余額是影響城鄉(xiāng)居民消費(fèi)支出的又一因素。由于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)具有生產(chǎn)周期長(zhǎng)的特點(diǎn)，農(nóng)村居民本期的消費(fèi)主要依靠上期的收入和儲(chǔ)蓄，因此農(nóng)村居民的消費(fèi)支出受存款余額的影響較為明顯，故我們認(rèn)為這個(gè)因素對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)行為與農(nóng)村居民消費(fèi)行為的影響程度有所不同。

2.2 我國(guó)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)行為差異性分析

上圖分別顯示了1990-2013年間城鄉(xiāng)居民人均收入增長(zhǎng)率、存款增長(zhǎng)率以及消費(fèi)增長(zhǎng)率的變化。從圖4可以看出，我國(guó)城鄉(xiāng)居民的收入增長(zhǎng)率是相近的，但在1998年到2004年間，我國(guó)城鎮(zhèn)居民人均收入增長(zhǎng)率明顯高于農(nóng)村居民人均收入增長(zhǎng)率，這也直接導(dǎo)致我國(guó)城鄉(xiāng)居民經(jīng)濟(jì)水平進(jìn)一步拉大。我們從圖5中可以看出，對(duì)于農(nóng)村居民來(lái)說(shuō)，存款增長(zhǎng)率保持在一個(gè)比較均衡的水平，對(duì)他們來(lái)說(shuō)，不管消費(fèi)行為如何，相應(yīng)的儲(chǔ)蓄對(duì)他們來(lái)說(shuō)是必不可少的生活保障。而對(duì)于城鎮(zhèn)居民，情況有所差別。城鎮(zhèn)居民人均儲(chǔ)蓄增長(zhǎng)率波動(dòng)趨勢(shì)比較明顯，反映出城鄉(xiāng)居民消費(fèi)心理的差別。圖6反映出我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)增長(zhǎng)率變動(dòng)幅度明顯大于城鎮(zhèn)，這也從側(cè)面反映出我國(guó)農(nóng)村居民在消費(fèi)行為中受不確定性因素影響更大。對(duì)比圖4，我們看出，我國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)增長(zhǎng)率和城鎮(zhèn)居民收入增長(zhǎng)率的趨勢(shì)大體一致，反映出我國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平變動(dòng)的主要影響因素就是收入水平。

3 城鄉(xiāng)居民消費(fèi)行為實(shí)證研究

3.1 理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

3.1.1 城鄉(xiāng)居民消費(fèi)行為與絕對(duì)收入假設(shè)消費(fèi)理論

根據(jù)上文對(duì)城鄉(xiāng)居民收入水平與消費(fèi)水平的對(duì)比分析，城鄉(xiāng)居民消費(fèi)支出變動(dòng)趨勢(shì)和收入水平變動(dòng)趨勢(shì)是基本一致的，據(jù)此我們得出推斷，影響城鄉(xiāng)居民消費(fèi)支出的一個(gè)重要因素是收入水平。而凱恩斯絕對(duì)收入函數(shù)假說(shuō)認(rèn)為消費(fèi)由收入唯一確定，基于此，本文提出如下假設(shè)：

H1：城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)行為服從絕對(duì)收入假設(shè)消費(fèi)理論；

H2：農(nóng)村居民的消費(fèi)行為服從絕對(duì)收入假設(shè)消費(fèi)理論。

3.1.2 城鄉(xiāng)居民消費(fèi)行為與“不可逆性”假設(shè)消費(fèi)理論

根據(jù)杜生伯利的研究，消費(fèi)者的消費(fèi)支出水平還會(huì)受自己歷史上曾經(jīng)實(shí)現(xiàn)的消費(fèi)水平的影響。據(jù)此，我們提出如下假設(shè)：

H3：城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)行為服從“不可逆性”假設(shè)消費(fèi)理論；

H4：農(nóng)村居民的消費(fèi)行為服從“不可逆性”假設(shè)消費(fèi)理論。

3.1.3 城鄉(xiāng)居民消費(fèi)行為與生命周期假設(shè)消費(fèi)理論

根據(jù)上文對(duì)城鄉(xiāng)居民存款狀況與消費(fèi)行為的對(duì)比分析，我們可以得出，存款余額是影響城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平的又一因素，根據(jù)莫迪利亞尼的生命周期理論，我們可以做出以下假設(shè)：

H5：城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)行為服從生命周期假設(shè)消費(fèi)理論；

H6：農(nóng)村居民的消費(fèi)行為服從生命周期假設(shè)消費(fèi)理論。

3.2 假設(shè)檢驗(yàn)

3.2.1 變量選取與數(shù)據(jù)收集

本文分析所用的全部數(shù)據(jù)均來(lái)自《2014年中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》以及《2013年中國(guó)金融年鑒》。其中，主要變量有城鎮(zhèn)居民人均存款余額和農(nóng)村居民人均存款余額，分別用字母S和s來(lái)表示；城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入和農(nóng)村居民家庭人均純收入，分別用字母X和x來(lái)表示；城鎮(zhèn)居民家庭人均現(xiàn)金消費(fèi)支出和農(nóng)村居民家庭平均每人現(xiàn)金消費(fèi)支出，分別用字母Y和y來(lái)表示。

3.2.2 數(shù)據(jù)的分析與結(jié)果

（1）城鎮(zhèn)居民消費(fèi)行為分析。首先建立消費(fèi)與收入函數(shù)模型，對(duì)模型的殘差進(jìn)行異方差檢驗(yàn)，Probability=0.0032，小于0.05，故拒絕同方差假設(shè)，認(rèn)為模型的隨機(jī)項(xiàng)存在異方差。為消除異方差，我們對(duì)模型進(jìn)行對(duì)數(shù)轉(zhuǎn)換，得到的結(jié)果如表一示，此模型通過(guò)了異方差檢驗(yàn)，我們使用Breusch-Godfrey來(lái)檢驗(yàn)序列自相關(guān)性。經(jīng)檢驗(yàn)P值為0.0048，小于顯著性水平，故認(rèn)為模型的殘差序列存在自相關(guān)。接下來(lái)我們用差分方法消除模型的自相關(guān)性，得到最終結(jié)果：

此模型將原模型的形式進(jìn)行了變換，也降低了之前模型變量之間存在的共線性。此外，此模型統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)全部通過(guò)，參數(shù)顯著，且不存在序列自相關(guān)性和異方差性，擬合優(yōu)度也達(dá)到了99.9%，故模型成立。從模型中我們可以得出，收入是影響城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的最主要因素。故我們沒(méi)有充分理由拒絕假設(shè)H1。

接著我們采用“不可逆性”相對(duì)收入假設(shè)消費(fèi)函數(shù)模型對(duì)城鎮(zhèn)居民進(jìn)行分析，得到：

從模型結(jié)果我們可以看出，變量Xt-1的系數(shù)沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，且根據(jù)其D.W.值我們可以看出該模型的殘差序列存在一階自相關(guān)。故該模型不能使用，我們拒絕假設(shè)H3。

從結(jié)果中我們分析得，模型參數(shù)估計(jì)量的經(jīng)濟(jì)意義不合理，且變量St的系數(shù)沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。通過(guò)D.W.值我們也可以看出，該模型的殘差序列存在自相關(guān)性。故我們拒絕假設(shè)H5。

（2）農(nóng)村居民消費(fèi)行為分析。首先，我們采用絕對(duì)收入函數(shù)模型對(duì)城鎮(zhèn)居民進(jìn)行分析并模型進(jìn)行異方差檢驗(yàn)，得出P值為0.329657，大于顯著性水平0.05，故該模型不存在異方差。根據(jù)BG檢驗(yàn)我們得出P值為0.003715，小于顯著性水平，故存在序列自相關(guān)。下面我們使用差分方法消除自相關(guān)性，并變換模型形式，克服變量之間的相關(guān)性。此模型各項(xiàng)系數(shù)均通過(guò)顯著性水平檢驗(yàn)，不存在異方差，且通過(guò)了BG檢驗(yàn)，即不存在序列自相關(guān)性。從模型中我們可以得出，收入也是影響農(nóng)村居民消費(fèi)的最主要因素。故我們沒(méi)有充分理由拒絕假設(shè)H2。

接著，我們采用“不可逆性”相對(duì)收入假設(shè)消費(fèi)函數(shù)模型對(duì)農(nóng)村居民進(jìn)行分析，從模型結(jié)果我們可以看出，變量Xt-1的系數(shù)同樣沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，且根據(jù)BG檢驗(yàn)我們可以看出該模型存在殘差序列自相關(guān)性。故該模型不能使用，我們拒絕假設(shè)H4。

最后，我們使用生命周期假設(shè)農(nóng)村居民消費(fèi)函數(shù)模型，同樣以存款余額表示資產(chǎn)存量，我們分析結(jié)果可知，模型參數(shù)的經(jīng)濟(jì)意義均合理，但是變量St的系數(shù)沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。通過(guò)D.W.值我們也可以看出，模型殘差序列存在一階自相關(guān)。故我們拒絕假設(shè)H6。

4 研究結(jié)論及建議

通過(guò)對(duì)我國(guó)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)行為的實(shí)證分析可知， 絕對(duì)收入假設(shè)可以用來(lái)描述我國(guó)城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民的消費(fèi)行為。也就是說(shuō)，欲從城鄉(xiāng)消費(fèi)市場(chǎng)角度著手拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，首當(dāng)其沖的是提高我國(guó)城鄉(xiāng)居民的人均收入水平。但是，作為同樣的影響因素，收入水平對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平的影響程度存在差異。城鎮(zhèn)居民人均收入的彈性系數(shù)為0.9181，而農(nóng)村居民人均收入的彈性系數(shù)為1.1496。這也從側(cè)面反映出我國(guó)城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)水平的差距和不協(xié)調(diào)性。因此，需要我國(guó)實(shí)施切實(shí)可行的政策來(lái)擴(kuò)我國(guó)城鄉(xiāng)居民的消費(fèi)需求。

第一，提高城鄉(xiāng)居民整體收入水平，特別是農(nóng)村居民收入水平。切實(shí)提高農(nóng)民收入，是刺激消費(fèi)、縮小城鄉(xiāng)差距、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)健康快速協(xié)調(diào)發(fā)展的重要著力點(diǎn)。

第二，實(shí)施積極的宏觀調(diào)控，控制我國(guó)的物價(jià)水平。物價(jià)水平的持續(xù)增長(zhǎng)也會(huì)增加城鄉(xiāng)居民消費(fèi)的不確定性，降低我國(guó)城鄉(xiāng)居民的消費(fèi)水平。

第三，完善社會(huì)保障制度。只有建立起完善的養(yǎng)老、醫(yī)療保障體系，才能從根本上使農(nóng)村居民的實(shí)際可支配收入增加，消費(fèi)水平和生活質(zhì)量提高。

參考文獻(xiàn)：

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作者簡(jiǎn)介：王琳（1993—），女，山東菏澤人，山東財(cái)經(jīng)大學(xué)統(tǒng)計(jì)學(xué)院碩士，研究方向：計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)。