城鎮居民家庭收入特征及消費特點研究

段彥輝（廣州松田職業學院 廣州 511370）

消費行為與消費趨同文獻綜述

（一）消費行為

消費行為長期以來一直是經濟學的關注對象之一，消費理論從20世紀30年代中期的凱恩斯絕對收入假說（Keynes，1936）發端發展至今，期間的著名論述包括杜森貝里的相對收入假說（Duesenberry，1949），莫迪利亞尼及弗里德曼的生命周期-持久收入假說，霍爾的隨機游走假說（Hall，1978）等。此外，由利蘭（Leland，1968）首次提出的預防性儲蓄理論非常受到學術界的重視，近年來圍繞這一理論的論述也較多（Sandmo，1970；Dreze＆Modigliani，1972；Zeldes，1989；Skinner，1988；Dynan，2000）。該理論指出了儲蓄是為了預防不確定的未來收入變動這一符合實際的儲蓄動機。另一個重要的論述是流動性約束假說，這一假說認為居民所面臨的流動性約束可以提高其儲蓄。關注這一點的經典論述發端于20世紀70年代（Flemming，1973；Tobin & Dolde，1971；Jappelli，1990）。

由于中國居民的消費率偏低而儲蓄率偏高，對中國居民“儲蓄率之謎”的研究也可謂汗牛充棟，其中絕大多數是上述消費理論在中國的應用與拓展，在此不再贅述。

（二）消費趨同

Wan（2005）借鑒收入和產出趨同問題的研究框架，將其應用到對消費問題的研究中，同時借助Barro（1992）的β絕對趨同檢驗建立獨特的消費方程。在此基礎上，對包含收入、價格水平以及二次方項在內的我國農村居民消費趨同性問題進行分析。其研究對象涉及我國28個省級行政單位的農村食品類消費。分析區間為1982-1998年。研究得出，對于不同的食品消費項，其趨同性存在差異。包括糧食、食用油、糖類在內的消費品存在趨同性；而動物油以及紅肉存在消費趨異性，存在趨異性的原因在于收入水平的差異以及市場存在不完善之處。

孫煥等（2010）基于學者Wan的研究框架分析了1997-2007年全國省級行政單位的城鎮居民消費情況，分析了七類消費的趨同性。研究得出，七類消費均存在趨同性特征，但衣服類消費的趨同性在逐步弱化。該研究拓展了Wan模型的應用范圍，然而對七類消費的分析概括程度較高，還存在能夠細分的空間。例如在外用餐屬于享受型消費，其在食品消費所占比重較高，如果和其它類型的食品消費視為一樣，將可能導致研究結果存在偏差，不利于相關政策的制定。對此，本研究對各類消費進行細分研究，以期找到相同細分消費的趨同性或者趨異性，這將會更有實踐意義。

研究設計

（一）假設提出與模型構建

計量模型。本研究借鑒學者Wan的分析框架，對30個類別的城鎮居民消費進行β絕對趨同以及β相對趨同分析。在此基礎上，引入產業結構變量，分析產業結構相同條件下β的趨同問題，以此豐富消費趨同研究的內涵，促使研究結果更加準確。

假設提出。假說l：β絕對趨同。具體內容為：

Hl：對于城鎮居民消費而言，其存在β絕對趨同的特點，也就是回歸結果的β值存在顯著為負的特點。

rit表示第i個區域在t年內各消費類型的城鎮居民人均消費的幾何增速對數值。I表示各個省級行政單位。t表示所處年份和2003年差值。Cit為第i個區域第t年各類型的城鎮居民人均消費額，該消費額基于CPI數值進行了調整。Ci0為第i個區域2003年各類型的城鎮居民人均消費額，該消費額也基于CPI數值進行了調整。α表示回歸方程的常數項，νit表示波動項。

假說2：控制了收入及平方項的β條件趨同。具體內容為：

H2：對于城鎮居民消費而言，當收入及其二次方項一定的條件下，β存在條件趨同的特征，也就是回歸結果的β值存在顯著為負的特征。

學者Wan對條件趨同進行分析時，不同種類的消費對應的CPI數值難以獲取，對此選擇其它指標進行衡量。然而，本文研究中各類消費的CPI數值均能夠獲得，因此在按照CPI指數對物價水平進行平減時，直接采用指標，無需考慮物價的趨同性。在此情況下，本文選取檢驗β條件趨同的方程進行分析，方程具體為：

被解釋變量用rit表示，對解釋變量A1第i個地區在t年內人均可支配收入的幾何平均增速取對數，解釋變量A2表示第i個地區在t年內的城鎮居民人均可支配收入的對數平方值增加值。其余符號和假設1中的含義相同。Iit為第i區域在第t年根據CPI進行平減后的城鎮居民人均可支配收入。Ii0為第i區域在2003年根據CPI進行平減后的城鎮居民人均可支配收入。α表示常數項。vit表示波動項。CPI指數均是各個消費種類的CPI值。

假說3：控制了收入、收入平方項和產業結構變量的β條件趨同。具體內容為：

H3：在收入、收入二次方項、產業結構一定的條件下，城鎮居民各消費類型具有β條件趨同的特征，也就是回歸方程（6）中的β存在顯著為負的特征。

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式中，j表示三次產業，取值范圍為1-3，i表示各省級行政單位，取值范圍為1-31，t表示與2003年的間隔年份，取值范圍為1-10。Wij0為第i個區域第j產業的產出值在當年區域總產值中的占比。yjt為全國j產業在第t年時的產出值在全國總產值中的占比。其余變量的含義和假設1和假設2表達式的含義相同。

鑒于本研究的分析對象設計7個大類23個小類的城鎮居民消費，各類數據均能夠獲取，因此根據三個假設對不同類別的消費分別進行檢驗。應當說明，考慮到各個假設的回歸方程均設定常數項具有不變性，無論省份如何發生變化，截距項不發生變化。如果使用面板數據中的固定效應和隨即效應模型，將會導致模型分析失真。因此，本研究選取混合回歸模型。

（二）數據說明

數據來自2007-2017年全國31個省級行政單位的面板數據，均從各省級行政單位的統計年鑒獲得。30個類別的消費類型數據是通過對已獲取的城鎮居民家庭人均消費性指數進行去除和添加，最終整理后得出。

各類消費數額均和統計年鑒中的城鎮居民人均消費性支出項目相對應，然后借助CPI指數進行平減，由此得到消費的實際數值。收入項目對應統計年鑒中的城鎮人均可支配收入，同樣借助CPI指數進行平減。對于產業結構變量，三大產業的比重均是各產業產值除區域生產總值。全國的產業產值使用2007年為基期的GDP平減指數進行調整后得到的數值。

（三）計量方法

考慮到模型中常數項保持不變，無法兼顧單個區域差異的截距項。這實際上意味著在重要變量以及控制變量外引入了其它變量。對此，盡管本研究選取時間跨度11年、選取了31個省級行政單位的面板數據，但是無法運用面板固定效應模型和隨機效應模型，只能使用混合回歸模型。也正因為時間間隔不大，且單個個體較多，因此不需要進行序列相關分析（陳強，2014）。lnCi0為關鍵變量，其實一個常數無需考慮內生性問題。考慮到產業結構存在滯后性，國家層面的部門GDP增長是現值，一個地區直接影響國家GDP實現的幅度比較微小，因此這一變量也可近似看作外生變量。由于收入變量被當作控制變量，同樣也無需考慮內生性問題。對于系數進行解釋，僅關心消費彈性即可，不需要考慮因果關系，也無需考慮內生性。本研究選取SAS軟件進行實證分析。

城鎮居民家庭收入特征及消費特點回歸結果分析

（一）假說1檢驗： 絕對趨同

對于假設1，30類消費類型的實證結果如表1所示。趨同檢驗結果共有3類。

沒有通過趨同檢驗：β系數盡管是正值，但在10%水平上不存在顯著性。具有此特征的消費類別共有3類：教育文化娛樂服務、家務服務、文化娛樂用品。β系數是負值，但在10%水平上不存在顯著性。具有此特征的消費類別共有四類：交通與通信、水產品類、交通、教育。

表1 假設1回歸結果

由此可知：滿足假設1的消費類別存在絕對趨同特征，其它類別消費由于估計結果不存在顯著性，因此不具備普遍特征。特別需要指出，對于絕對趨同性的檢驗，其擬合優度很低，特別是10類消費的擬合優度值小于0.01，之所以如此是因為模型缺失變量。引入收入變量對假設2進行檢驗。

（二）假說2檢驗：控制了收入及平方項的β條件趨同

按照同樣的方法，對假設2進行檢驗。考慮到文章篇幅的因素，不再列出具體表格。對于假設2的檢驗，共有三類。

第一，不符合假設2的消費類型：β是負值，在10%水平上缺乏顯著性。具有此特征的消費類別共有6類：教育文化娛樂服務、交通、文化娛樂用品、教育、油脂類、水產品類。系數是正的，并且檢驗結果在10%的顯著性水平之下呈現不顯著。這種情況之下只有肉禽及其制品這種消費種類。

第二，在假說2下得到的檢驗結果是：系數為負的情況并且在10%的顯著性水平之下的結果是顯著的，這種結果包括所有的種類。通過上述的消費類別觀察，可以發現有兩個大類，分別是實物消費、與服務業相關的服務消費兩大類。

第三，與假設1結果對比之后發現以下區別。在擬合度方面：在這一步中回歸后的擬合度R2相對于前面一步有了很大程度的提升，其中30種消費類型的平均擬合度從5%提升到了50%。

在系數方面：首先，在顯著性上有明顯提升的消費類型是交通與通信方面以及家務服務方面。交通與通信方面在進行收入相關變量控制之后，在10%之后轉為顯著，家務服務方面也同樣是在10%之后轉為顯著性。其次，顯著性消失的消費類型主要體現在油脂類、肉禽及制品方面。在油脂類，當收入相關變量控制之后，在原來5%的顯著性水平下變為10%水平下顯著。肉禽及制品類則相反，從5%的水平下顯著變為10%水平下不顯著，符號轉為正。通過以上系數顯著性方面的改變，可以推斷出居民的人均收入情況對于以上兩種消費類型的影響較大。通過對交通與通信、家務服務消費顯著性結果顯示出，消費增速對于收入相對依賴，而且收入差距也會造成這些消費種類的趨同。原本顯示出絕對趨同的油脂類、肉禽及制品兩類在控制收入相關變量后，并未顯示出通過顯著性檢驗的相對趨同的現象可能預示著，其原本的絕對趨同來源可能與收入趨同相關，在控制收入水平之后，其他因素并未如同大多數消費類型一樣推動著相對趨同，而是減弱了這種趨勢。在本文的拓展分析部分，對這兩種消費類型進行了更細致的觀察，可以看到各地對這兩種消費類型的邊際消費傾向出現了相當明顯的分化，例如在油脂一類，邊際消費傾向明顯較高的省份都是其菜系以重油聞名的地區。因此在剝離了收入因素的推動之后，其不再顯著趨同或者不具有顯著性的趨異現象揭示著其內在的地域差別。最后，前后符號變化，但都不能通過顯著性檢驗的消費類型：教育文化娛樂服務（大類）、文化娛樂用品在控制收入因素后系數均由正轉負。但由于前后都不能通過顯著性檢驗，在一般層面上無意義。

總體來講，加入收入相關變量使模型擬合優度有大幅度提高，也使得交通與通信、家務服務在控制收入變量后出現了顯著的相對趨同現象。可以認為，通過了假說2檢驗的消費類型出現了控制收入后的相對趨同現象，其余種類消費的估計結果不具有意義。與上述消費類別不同的消費出現了相對趨同，主要體現在教育文化，娛樂以及交通等消費方面。需要注意的是，與服務相關的消費類型，例如教育文化服務等方面的消費并沒有出現相對趨同，如理論框架所描述的那樣，一地的產業結構特征可能會對服務業的消費渠道造成一定影響。下面主要針對產業結構變量來進行第三假說的檢驗。

（三）假說3檢驗：控制了收入、收入平方項和產業結構變量相對趨同

本文對于假設3也進行了相應檢驗，得到結果是排除通過與不通過假說檢驗兩個層面，大概可以將假設結果分為兩種：一種是系數為正，并且在10%水平下檢驗的結果為不顯著，未通過假設3檢驗的消費類型主要是油脂類、禽肉及制品、水產品類。另一種是系數為負，通過了假設3且在10%顯著性水平下檢驗結果為顯著的，主要包括了27種消費類型，包含所有其他種類，并且均可以在5%顯著性水平下進一步通過檢驗。

通過分析發現僅有一個消費類別即食品類檢驗結果為不顯著。在進一步控制產業結構之后，服務類消費都通過了條件趨同檢驗，顯著水平為5%。

β系數與假說2的檢驗回歸結果有顯著的差異：教育文化娛樂服務（大類）、文化娛樂用品、教育、交通這幾類消費類別從之前未通過10%的顯著性檢驗變成通過了5%和1%的顯著性檢驗。雖然油脂類的系數從負變成正，但是該類別仍未通過顯著性檢驗，因此油脂類系數沒有實際參考意義。

有一個值得注意的現象即第三產業的消費類型顯著性都出現了大幅度的提高。上述的教育文化娛樂服務（大類）、文化娛樂用品、教育、交通這幾種消費類型在進行檢驗時，其產業結構系數均通過了檢驗，說明一個地區的產業結構會顯著影響上述四種消費類型的增長速度。在控制產業結構之后，上述四個消費類別都通過了假說檢驗，表現出了條件趨同，間接證明了當忽略不同地區產業結構的差異之后，不同省份地區之間相同的消費項目趨同，這說明產業結構的差異拉開了不同省份之間的差距。換句話說，產業發展水平較低的省份，可以通過政策扶持等措施鼓勵上述幾種消費類型的發展，這樣不僅可以拓寬消費渠道、擴大消費，也可以進一步推動消費類型趨同。

研究結論

本文對2007-2017年國家統計年鑒中全國31個省、市、自治區、直轄市的30個消費類型分別進行了β絕對趨同（假說1）檢驗和不同控制條件下的 條件趨同檢驗。研究表明，總體來說，我國各地區城鎮居民在各個消費類型上的趨同現象普遍存在。添加控制變量后趨同項目的增加也表示，在提供相應條件后，也能夠客觀有利于一些消費項目的趨同。其中交通與通信、家務服務在控制收入變量后β系數顯著性明顯提高的結果顯示，相應消費增速對收入的依賴性比較明顯，因而各地間收入差距的拉大會阻礙上述三種消費的趨同，反之則不同。教育文化娛樂服務、文化娛樂用品、教育、家務服務在控制產業結構變量（及收入）的情況下顯示出條件趨同，佐證在控制上述差異的情況下，可以推動相應消費項目的省際趨同，產業結構上的區別成為了后進省份追趕先進省份的阻力。換言之，通過政策利好等方式重點引進及推動上述消費類型在對應產業欠發達地區進行發展，可以起到增加消費渠道、客觀為相應地區對應消費類型趨同提供條件的作用。

消費趨同現象的普遍性展示了對于特定消費類型，相對落后省份追趕先進省份的消費升級趨勢和相關商業機會，也顯示了物流倉儲、交通運輸等硬件條件為配合這種消費升級而進行提前布局的可行性。例如對于水產品至今未出現趨同現象，除了沿海省份特定的飲食習慣之外，冷鏈物流發展不充分可能也是使得內陸省份沒有在此類消費類型上出現追趕趨勢的掣肘因素。提前預期到地區間消費趨同的趨勢，可為政府資源配置、市場參與者商業決策提供參考思路。