李春風，陳樂一，李玉雙

（湖南大學 經(jīng)濟與貿(mào)易學院，湖南 長沙 410079）

一 引 言

20世紀90年代以來，有效需求不足成為我國宏觀經(jīng)濟的核心問題之一。居民消費需求是有效需求最重要的部分。近年來我國居民消費需求表現(xiàn)出持續(xù)疲軟之勢，居民平均消費傾向不斷下降，從1990的0．85下降到2009年的0．714，年均下降達0．7%①數(shù)據(jù)是根據(jù)歷年《中國統(tǒng)計年鑒》相關(guān)數(shù)據(jù)整理所得，下同。。為了緩解居民消費需求的低迷，政府采取了諸多措施，如鼓勵個人信貸消費、提高中低層居民收入等，希望能夠刺激消費，拉動內(nèi)需。但是效果并不顯著，居民消費需求仍然不盡如意，我國仍面臨消費疲軟、總需求不足的現(xiàn)狀。針對這一現(xiàn)狀，“十二五規(guī)劃”提出了要建立擴大消費需求的長效機制，并把它作為擴大內(nèi)需的重點戰(zhàn)略?？梢姡覈行枨蟛蛔阋岩鹆藳Q策層的極大關(guān)注，因而探討目前我國消費需求疲軟的原因，找出有效擴大消費需求的對策，意義重大。

一直以來，經(jīng)濟學家都十分重視消費問題，尤其是關(guān)注消費與收入的動態(tài)聯(lián)系。Keynes的絕對收入假說，認為消費是當期收入水平的函數(shù)，隨著當期收入的增加而增加。Duesenberry的相對收入假說，指出不僅當期收入水平會影響消費，過去的消費習慣以及周圍其他人的消費行為也會影響消費決定。Modigliani、Brumberg［1]和 Friedman［2]的“生命周期－持久收入假說”（簡稱LC／PIH），認為居民的消費取決于持久收入而非當期收入，其中持久收入是跨期一生收入的平均值。LC／PIH假說使消費理論獲得了很大發(fā)展，遺憾的是并沒有得到實證研究的有力支持。因為大量經(jīng)驗研究表明，消費與當期收入之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。例如Flavin［3]最早研究發(fā)現(xiàn)了消費與同期收入之間存在顯著的正相關(guān)性，并把它稱為消費對收入的“過度敏感”。Campbell和Mankiw［4]利用美國1948～1985年的宏觀數(shù)據(jù)進行回歸分析，發(fā)現(xiàn)美國居民的敏感系數(shù)在0．4～0．5之間，也拒絕LC／PIH假說。究其原因，學者從不同角度進行了分析。Flavin［5]利用美國宏觀數(shù)據(jù)進行定量分析發(fā)現(xiàn)，流動性約束有助于解釋消費對收入的過度敏感。Madsen和 McAleer［6]指出不確定性是導致消費者偏離LC／PIH假說的另一重要原因。因為當居民面臨較強的不確定性時，消費行為變得更為謹慎，使得消費對當期收入變得更為敏感。

我國也有學者對消費敏感性問題進行了深入研究，并取得了一些成果。如杭斌［7]介紹了消費過度敏感的基本模型，并定性分析了流動性約束、不確定性與居民消費的關(guān)系。宋冬林、金曉彤、劉金葉［8]采用可變參數(shù)模型對城鎮(zhèn)居民消費的過度敏感程度進行檢驗，發(fā)現(xiàn)我國城鎮(zhèn)居民消費具有過度敏感性特征。王芳［9]利用panel data模型分析了我國城鎮(zhèn)不同收入階層居民消費的過度敏感性，得知各階層居民消費都存在過度敏感性，且其大小在各階層中呈倒“草帽”型分布。駱祚炎，尹光霞等從居民收入結(jié)構(gòu)、收入初次分配格局的角度進行了分析，也發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)居民消費存在過度敏感性。［10，11]

上述研究從不同的角度檢驗了我國城鎮(zhèn)居民消費的過度敏感性，具有一定的合理性。然而近年來我國政府雖然在增加居民收入以刺激消費增長方面已采取了諸多措施，但是仍面臨著消費持續(xù)啟而不動的事實。這種事實的存在不得不讓我們對我國居民消費的過度敏感性提出質(zhì)疑。因此，也有學者認為我國居民消費對收入的敏感性并不強，存在平滑特性。例如賀京同、霍焰、程啟超［12]從行為經(jīng)濟學的角度解釋我國居民的消費行為，認為居民消費由于受到行為因素的影響具有平滑性，對收入的敏感性并不強。本文接下來從另一角度來分析我國城鎮(zhèn)居民的消費平滑性，找出居民消費敏感性不強的因素。另外，從經(jīng)濟學角度及經(jīng)驗判斷，收入等級不同城鎮(zhèn)居民消費敏感性肯定不同，相同因素對不同收入等級居民的影響效應也存在差異。所以，我們不僅要分析我國城鎮(zhèn)居民消費敏感性不強的影響因素，還要探討收入等級不同城鎮(zhèn)居民消費敏感性差異，以期解決疑惑。

二 LC／PIH假說及我國城鎮(zhèn)居民消費平滑性

LC／PIH假說認為居民會通過分配一生的收入來平滑消費以達到一生效用最大化，其中持久收入是跨期一生收入的平均值。該假說可用下面的式（1）表示：

其中Ct為消費水平，r為實際利率，At為財富（非人力資本），Et為時間t可獲信息的條件期望，Yt為勞動收入。式（1）表明居民消費支出由其一生中可獲得收入的平均值也就是持久收入決定①這是LC／PIH 假說的核心思想，即居民消費支出由持久收入而非當期收入決定。，式（2）是At隨時間的變化過程。

由式（1）和式（2）得到以下方程：

由式（3）可知：如果居民的消費行為遵循LC／PIH 假說，那么其消費支出變化由勞動收入的變化來決定②通過推導得出的是消費支出變化由收入的變化決定，與持久收入假說所指的消費支出由持久收入而非當期收入決定并不矛盾。。假設居民的勞動收入Yt服從形如ΔYt＝α＋φΔYt－1＋εt的自回歸過程，其中εt是勞動收入的誤差項，將其代入式（3）得到以下形式：

因此我們得到消費變化方差σΔCt＋1與收入誤差項方差σε之間的關(guān)系式：

接下來我們使用1995～2009年間的城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和人均消費性支出數(shù)據(jù)對居民消費與收入的關(guān)系進行實證分析，其中消費性支出中扣除了耐用品消費支出，數(shù)據(jù)均用城鎮(zhèn)居民消費價格指數(shù)消除了價格因素的影響。首先對人均可支配收入進行回歸分析得：

ΔYt＝1．142ΔYt－1＋εt，σε＝9．794（σε為誤差項εt的方差）

把φ＝1．142，σε＝9．794代入式（5）得到：

式（6）即為按照LC／PIH假說我國城鎮(zhèn)居民消費變化方差與收入誤差項方差滿足的關(guān)系式。因為是關(guān)于r的遞減函數(shù)，那么該式的最小值為5．433，所以消費支出變化方差的最小值為53．216。也就是說如果按照LC／PIH假說，我國城鎮(zhèn)居民的消費支出變化的方差應不小于53．216。而根據(jù)我國城鎮(zhèn)居民實際人均消費水平數(shù)據(jù)計算得到的消費支出變化方差僅有15．749，遠小于按照LC／PIH假說得到的最小值。因此，相對LC／PIH假說而言，我國城鎮(zhèn)居民消費表現(xiàn)出一定平滑特性。這說明居民的消費支出變化并不像LC／PIH假說所描述的那樣由收入變化來決定，還有其他影響我國消費支出變化的因素在LC／PIH假說中沒有涉及。這也從另一個層面說明了我國政府雖然采取了各種措施來提高城鎮(zhèn)居民的可支配收入，但是城鎮(zhèn)居民消費需求仍然沒有完全啟動的事實。因此，我們有必要從其他視角來重新審視我國城鎮(zhèn)居民的消費行為。

三 流動性約束條件下我國城鎮(zhèn)居民消費敏感性

國內(nèi)外大量研究表明，目前我國正處于經(jīng)濟轉(zhuǎn)軌時期，各項制度出現(xiàn)了變革，致使我國居民對未來不確定性的預期不斷增加，流動性約束對居民的影響也日益增強，同時不確定性的增加又會在一定程度上強化居民原本所受到的流動性約束。因此，居民在跨期做決策時無法通過正常的借貸來實現(xiàn)最優(yōu)和最理想的消費計劃，不能實現(xiàn)收入的自由跨期轉(zhuǎn)移來達到一生效用最大化，那么勢必導致居民更傾向于儲蓄，來減少當前消費以預防未來的各方風險，進而使得消費對收入的敏感性減弱，所以研究我國居民消費敏感性問題時應重視不確定性、流動性約束因素的影響。

基于此，我們在LC／PIH假說的基礎上加入流動性約束條件，從理論上構(gòu)建包含流動性約束、不確定性變量的消費模型來對我國城鎮(zhèn)居民的消費敏感性進行探討。那么在流動性約束條件，個體跨期最優(yōu)行為的目標函數(shù)、約束條件如下：

目標函數(shù)為：

約束條件為：

其中ρ為時間偏好率，U（C）是效用函數(shù)，在時間上效用可加且相互獨立，滿足U′＞0，U″＜0，U?＞0的條件；Zt為最大限度的借貸資本，r為實際利率；式（9）是我們在LC／PIH假說的基礎上加入的流動性約束條件。

構(gòu)建上述問題的哈密爾頓函數(shù)，我們得到歐拉方程如下：

其中ω是式（9）的Lagrange乘數(shù)，且ω≥0。本文假設效用函數(shù)為CRRA形式，即U（C）＝ （1－γ）－1C1－γ，γ＞0，那么式（10）變?yōu)椋?/p>

再在兩邊取對數(shù)并化簡得到：

其中E（lnCt＋1）表示lnCt＋1的均值，σ表示lnCt＋1的方差，可以用來反映不確定性。我們接下來以式（11）為基礎來分析不確定性、流動性約束因素對城鎮(zhèn)居民消費行為的影響。首先我們用lnCt＋1來代替E（lnCt＋1），并假定

很顯然D是關(guān)于ω、σ的函數(shù)。接著我們對ln Ct＋1進行以Ci，t為中心的一階 Taylor展開再代入式（12）并化簡得：Ct＋1一般情形下，C≥C≥0，那么D ∈ ［0，1）。為t＋1t了分析簡便，我們假定D為［0，1）內(nèi)的一個固定常數(shù)。

根據(jù)前面的分析我們有：

由于勞動收入Yt服從ΔYt＝α＋φΔYt－1＋εt的自回歸過程，將其與式（13）結(jié)合得到：

通過上述理論分析可知，在LC／PIH假說的基礎上加入流動性約束條件，考慮不確定性、流動性約束因素對居民消費敏感性的影響相比LC／PIH假說更具合理性。所以，在接下來的經(jīng)驗檢驗部分，我們將以這部分的理論分析為基礎，建立計量模型來對我國城鎮(zhèn)居民的消費敏感性進行探討。

四 經(jīng)驗檢驗

（一）計量模型的構(gòu)建

根據(jù)上述理論分析，我們建立如下模型：

其中ct和yt分別是居民實際消費支出和實際可支配收入的自然對數(shù)；Δct＝ct－ct－1，Δyt＝y(tǒng)t－yt－1；rt－1為實際利率，lct、unt分別表示流動性約束變量、不確定性變量。β1是消費支出變化對收入變化的敏感系數(shù)，β2是利率對消費的跨期替代彈性，β3，β4分別是流動性約束與不確定性變量對消費支出變化的影響系數(shù)。

（二）數(shù)據(jù)選取

根據(jù)歷年《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國物價及城鎮(zhèn)居民家庭收支調(diào)查統(tǒng)計年鑒》、《中國金融年鑒》的相關(guān)數(shù)據(jù)，我們整理出1995～2009年間城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、人均消費支出、耐用品消費支出、名義利率、消費價格指數(shù)等數(shù)據(jù)。由于考慮到不同居民所受流動性約束強弱及其不確定性的大小均不同，進而可能造成各自的消費敏感性具有差異，因此我們又整理出城鎮(zhèn)居民中的最低收入戶、低收入戶、中等偏下戶、中等收入戶、中等偏上戶、高收入戶、最高收入戶七個等級居民的相關(guān)數(shù)據(jù)。本文所用的數(shù)據(jù)均通過城鎮(zhèn)居民消費價格指數(shù)消除了每年價格因素的影響，最終形成橫截面為7時間跨度為15的面板數(shù)據(jù)。

（三）變量

1．消費性支出。我們考慮到耐用品消費效用時間較長，會影響效用函數(shù)在時間上的獨立性，因此從消費性支出中進行了扣除。

2．實際利率。由于某些年份銀行對名義利率進行了多次調(diào)整，我們以不同利率水平在年內(nèi)執(zhí)行的月數(shù)作為權(quán)數(shù)計算出各年的平均名義利率，再減去該年城鎮(zhèn)居民消費價格指數(shù)來得到該年的實際利率。

3．不確定性。不確定性變量沒有具體的衡量指標，由于不確定性主要指的是居民收入增長的不確定性和未來消費支出的不確定性，所以大量研究文獻采用居民收入增長的變化率或消費支出變化率來衡量。如萬廣華等［13]用收入增長的預期誤差值的平方，申樸、劉康［14]采用居民可支配收入的標準差，龍志和等［15]用消費增長率平方?？紤]到本文研究對象是居民的消費行為，因此選用消費支出的變化率作為不確定性的衡量指標，即來度量。該值越大代表居民所面臨的不確定性越大，反之，就越小。

4．流動性約束。流動性約束變量也沒有具體的度量指標。理論上來說，城鎮(zhèn)居民的借貸收入／貨幣收入應當是流動性約束較好的代理變量。如申樸、劉康兵用城鎮(zhèn)居民的借貸收入／貨幣收入來衡量。但是，本文的橫截面為按收入等級劃分的七類城鎮(zhèn)居民，這七類居民的借貸收入、貨幣收入在1995～2009年的數(shù)據(jù)難以收集，同時考慮居民獲得貸款的能力和他們自身的收入水平密切相關(guān)，因此Zeldes［16]、Lee和Sawada［17]采用居民可支配收入作為流動性約束的代理變量。由于考慮居民可支配收入值較大，被解釋變量消費對數(shù)差分值較小，這樣做回歸將導致流動性約束變量的影響系數(shù)很小，不利于實證分析。所以，我們采用各個等級居民可支配收入／城鎮(zhèn)居民可支配收入平均值作為其代理變量。該值越小，表示居民所受到的流動性約束越強，反之，受到的流動性約束越弱或甚至不存在。

（四）實證結(jié)果分析

本文所估計的是面板數(shù)據(jù)模型，為了研究不同橫截面成員之間的差異，我們采用含有個體影響的變系數(shù)參數(shù)模型來進行估計。同時為了更具體地體現(xiàn)出流動性約束、不確定性變量對城鎮(zhèn)居民消費行為的影響，首先我們在式（15）中去掉流動性約束、不確定性變量來對我國城鎮(zhèn)居民的消費行為進行分析，實證結(jié)果見表1中的模型估計結(jié)果1。

表1 模型估計結(jié)果1與模型估計結(jié)果2

從模型估計結(jié)果1可以看出，β0＝0．0153在5%水平上統(tǒng)計顯著。β2＝－0．0009在10%的水平上統(tǒng)計不顯著，這說明利率的替代效應與收入效應相互抵消，對消費支出變化效果不明顯。各類用戶的敏感系數(shù)在1%的水平上統(tǒng)計顯著，取值均很大，形成近似直線的分布，見圖1。這意味著各類用戶消費支出的變化基本由其可支配收入的變化決定，那么我國城鎮(zhèn)居民的消費行為用LC／PIH假說來解釋應較合理。很顯然實證結(jié)果與第二部分理論分析結(jié)果以及我國現(xiàn)實情形產(chǎn)生了一定偏離，產(chǎn)生這一偏離的原因可能是模型估計結(jié)果1對應的模型遺漏了其他影響我國城鎮(zhèn)居民行為的因素。因此，我們有必要找出這些遺漏因素，并根據(jù)這些因素來分析我國城鎮(zhèn)居民的消費敏感性以使實證分析結(jié)果與理論及現(xiàn)實情形相吻合。

圖1 各類用戶敏感系數(shù)折線圖

接下來我們估計模型式（15），考察不確定性、流動性約束因素對我國城鎮(zhèn)居民消費變化及其消費敏感性的影響，實證結(jié)果見表1中的模型估計結(jié)果2。結(jié)果表明，回歸結(jié)果的調(diào)整擬合度ˉR2從0．714上升到0．948。實際利率對消費支出的變化在10%的水平上統(tǒng)計顯著，即實際利率的替代效應大于收入效應。但是相比不確定性變量的系數(shù)以及敏感系數(shù)而言，實際利率對消費支出變化的影響很小，幾乎可以忽略。不確定性變量各參數(shù)的估計結(jié)果均在1%的統(tǒng)計水平上顯著，且影響系數(shù)最大，取值均超過2，最大的達到5．252。這說明城鎮(zhèn)收入等級不同居民均受較強的不確定性。流動性約束變量各參數(shù)的估計系數(shù)差異較大，其中最低收入用戶、低收入用戶不顯著，其余雖在不同的統(tǒng)計水平上顯著，但是影響系數(shù)有正有負，效應并不統(tǒng)一。收入等級不同城鎮(zhèn)居民的消費敏感系數(shù)大小由近似直線分布變?yōu)椤癢”型曲線分布，系數(shù)均發(fā)生不同程度的減小，見圖1。這與理論分析一致，其中中等收入戶、中等偏上戶、高收入戶、最高收入用戶減少程度較為明顯，分別達到0．475、0．592、0．562、0．493，最低收入居民最不明顯，只略微減少了0．052。

對于模型估計結(jié)果2與模型估計結(jié)果1中消費敏感性的差異，很顯然是因為我們考察了不確定性、流動性約束因素對居民消費敏感性的影響。因為目前我國正處于轉(zhuǎn)軌時期，各項制度體制改革處于不斷變化當中，這不僅會增強居民對未來收入增長的不確定性，而且會加大居民對未來支出的不確定性。為了防范未來收入的不確定性，迫使居民擴大消費支出變化的預期，居民必然會減少當前消費，增加儲蓄以預防未來各方面的風險，從而使得居民消費支出變化對收入變化的敏感性相應減小。對于流動性約束變量對收入等級不同城鎮(zhèn)居民的影響差異以及消費敏感性發(fā)生不同程度減小的原因，是因為最低收入戶、低收入戶處于城鎮(zhèn)居民收入的最低水平，顯然完全受到流動性約束的束縛，他們的可支配收入主要用于最基本的生活消費性支出，因此即使他們面臨完全流動性約束以及較強的不確定性，也勢必會用增加的可支配收入的大部分來提高自己的生活水平以改善目前的生活現(xiàn)狀，從而造成了較強的敏感性。所以，流動性約束變量對消費支出變化的影響不顯著，其敏感系數(shù)減小幅度不明顯，而且此兩類用戶的敏感系數(shù)比其他用戶的敏感系數(shù)要大。與前兩類用戶不同的是，流動性約束變量對中等偏下戶、中等收入戶的消費行為有顯著的負效應，這說明流動性約束顯著地影響到他們的消費行為并使其消費對收入的敏感性減弱。那是因為相比最低收入戶、低收入戶而言，他們能滿足最基本的生活消費性支出，處于城鎮(zhèn)居民的平均水平，其流動性約束由于更容易獲得貸款而有所放松，因而流動性約束變量對消費支出變化的負效應隨著收入等級的提高而降低，其敏感系數(shù)也相應減小。也正如表1中所示，流動性約束變量對中等偏下戶、中等收入戶有顯著的負效應，且這兩類用戶的敏感系數(shù)減小程度更為明顯。中等偏上戶、高收入戶的可支配收入遠遠超過城鎮(zhèn)居民的平均水平，可支配收入除用于最基本的生活消費性支出外，還有大量的流動資本剩余來應對不確定性所帶來的沖擊。因此，隨著收入等級的提高，該兩類居民面臨的流動性約束迅速緩解，基本上不受到流動性約束，消費敏感系數(shù)也必然更小，也正如表1所示，流動性約束變量對消費支出的變化由負效應轉(zhuǎn)變?yōu)轱@著的正效應，且此兩類居民消費支出對收入支出的敏感系數(shù)相比最小。同時，隨著收入等級的提高，用戶的流動性資金越充裕，足以應對各期消費支出的花費，進而造成流動性約束變量對消費支出變化的正效應逐漸減弱。最高收入用戶的敏感系數(shù)較大的原因可歸結(jié)于消費結(jié)構(gòu)的變化，因為最高收入用戶投資與經(jīng)營活動較廣泛，相應的儲蓄積累也足以應對未來的不確定性，且生活質(zhì)量已達到一定層次，所以當收入增長時，其交通、通訊及娛樂方面的支出會相應增多，而食品、衣著等方面的支出對收入變化的彈性并不大，也就是說最高收入戶在收入增加時勢必會更加追求精神與享受層面的消費，從而導致其敏感系數(shù)較大。

五 結(jié)論與政策建議

（一）結(jié)論

根據(jù)上述理論與實證分析，我們得出以下結(jié)論：1）相對LC／PIH假說中的消費函數(shù)而言，我國城鎮(zhèn)居民實際消費數(shù)據(jù)呈現(xiàn)過度平滑特性，這說明用LC／PIH假說來解釋我國城鎮(zhèn)居民的消費行為具有一定的局限性。2）再在LC／PIH假說的基礎上加入居民受到的流動性約束條件，考慮不確定性、流動性約束因素對我國城鎮(zhèn)居民消費行為及其對收入敏感性的影響，通過理論推導與實證檢驗我們得知，流動性約束、不確定性的存在使我國城鎮(zhèn)居民消費支出變化對收入變化的敏感性減弱，表現(xiàn)出平滑特性。這與我國實際情形相符，也說明了我國城鎮(zhèn)居民的消費行為偏離LC／PIH假說的原因是忽略了居民受到流動性約束的束縛與不確定性因素的影響。3）我國城鎮(zhèn)居民按收入等級劃分的七類用戶的敏感性大小呈“W”型曲線分布。

（二）政策建議

根據(jù)以上的研究，我們提出以下幾點建議：1）在提高城鎮(zhèn)居民可支配收入的同時，健全包括教育、醫(yī)療、住房、養(yǎng)老、失業(yè)等在內(nèi)的社會保障制度以減少城鎮(zhèn)居民面臨的不確定性因素，同時改善信貸條件，促進我國消費信貸的發(fā)展以緩解城鎮(zhèn)居民的流動性約束，進一步減輕城鎮(zhèn)居民面臨的不確定性和流動性約束因素對居民消費回升的不利影響［18]。2）政府政策的制定對不同收入等級的城鎮(zhèn)居民應當注意區(qū)別對待。對最低收入戶、低收入戶政府政策的重心應更注重提高其可支配收入水平，對中等偏下戶、中等收入戶應更著重減弱其所受到的不確定性與流動性約束，中等偏上戶、高收入戶、最高收入戶則主要應針對其不確定性因素來采取相應的措施，從而達到提高各類用戶居民的消費需求、擴大社會總需求的目的。3）合理運用再分配調(diào)節(jié)手段，縮小城鎮(zhèn)居民收入分配差距，進一步減小城鎮(zhèn)居民貧富兩極化。

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