摘 要：文章運用1997—2010年中國30個?。ǔ鞑兀?、自治區(qū)、直轄市城鄉(xiāng)面板數(shù)據(jù)，分別對我國城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民消費影響因素建立隨機效應(yīng)模型進行比較分析，得出收入是當期消費的決定性因素，但對城鎮(zhèn)居民影響更大；物價指數(shù)（CPI）也是影響居民消費的原因，但對城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民作用的方式不一樣，無論城鎮(zhèn)還是農(nóng)村居民都能容忍較高的通脹水平（5%）；高房價抑制了城鎮(zhèn)居民的消費，醫(yī)療保健支出制約我國特別是農(nóng)村地區(qū)居民的消費。通過消費、收入、GDP、財政收入增速的對比分析，進一步得出政府收入與居民收入的失衡是我國居民消費不足的原因之一。在所得基本結(jié)論的基礎(chǔ)上，提出了擴大居民消費的相應(yīng)政策建議。

關(guān)鍵詞：城鎮(zhèn)居民 農(nóng)村居民 消費 面板數(shù)據(jù)

中圖分類號：F124.7 文獻標識碼：A

文章編號：1004-4914（2013）04-014-04

消費是生產(chǎn)的目的，對社會經(jīng)濟發(fā)展起著重要的作用。目前，我國成為世界主要國家中消費率最低的國家之一，消費需求與經(jīng)濟發(fā)展不匹配，嚴重影響了我國經(jīng)濟增長的持續(xù)性與穩(wěn)定性。與發(fā)達國家總需求不足主要是投資需求不足相比，我國總需求不足主要是消費需求的不足，表現(xiàn)為我國最終消費率（最終消費支出占支出法GDP比重）偏低，從1990年的62.5%逐漸降至2010年的47.4%（2011中國統(tǒng)計年鑒），而發(fā)達國家最終消費率都在80%左右。我國總需求不足，特別是居民消費需求不足始于1997—1998年，此后一直存在，成為制約我國經(jīng)濟健康發(fā)展的重要因素。從有關(guān)數(shù)據(jù)（均采用名義數(shù)據(jù)）來看，自1997年以來，無論是城鎮(zhèn)居民還是農(nóng)村居民，消費的增速低于收入的增速，而收入的增速又低于GDP的增速。有關(guān)數(shù)據(jù)顯示，我國最終消費率結(jié)構(gòu)變化中，政府消費比重不斷增加，表明我國居民消費需求的不足主要是消費傾向的下降，并且居民收入在國民收入分配中比重下降。針對有效需求不足的問題中央采取了許多措施提升居民的消費需求，但收效甚微。因此，研究我國居民消費的影響因素，分析我國居民消費不足的原因，具有重要意義。

近幾年來，針對我國居民消費需求不足，國內(nèi)外學者進行了大量的研究，得出了很多不同結(jié)論。主要有以下幾個方面：（1）中國社會保障制度的原因。我國不斷深化經(jīng)濟體制改革，而社會保障制度建設(shè)的落后增加了居民收入和支出的不確定性，導致居民預(yù)防性儲蓄動機加強，消費減少。韓冰、臧旭恒（2006）運用消費計量模型得出城鎮(zhèn)居民消費與社會保障支出呈正相關(guān)，二者的相關(guān)系數(shù)為0.171125。張繼海（2006）研究得出，隨著城鎮(zhèn)社會保障水平的增加，城鎮(zhèn)居民的消費支出也隨之增加，即居民人均消費增加與養(yǎng)老金財富增加相對應(yīng)。王智慧（2002）也認為我國就業(yè)、退休、醫(yī)療、住房、教育等制度的變遷，增加了居民生活中的不確定性，而我國社會保障制度的不健全造成消費預(yù)期支出上升，使居民不敢即期消費。袁志剛、宋錚（1999）認為在計劃經(jīng)濟體制向市場經(jīng)濟體制轉(zhuǎn)軌中，城鎮(zhèn)居民的平均消費傾向出現(xiàn)較大幅度的下降。1997年比1987年下降7個百分點，為0.807。（2）居民收入差距擴大的原因。收入差距的擴大，限制了廣大低收入者的消費需求。李軍（2003）認為改革開放后收入分配差距不斷擴大，使得中低收入者的支付能力受到限制，他們的消費需求增長緩慢，從而造成中國居民的消費需求不足。陳斌開（2012）認為收入差距越大，居民消費需求越低，城鄉(xiāng)收入差距擴大導致居民消費率在2000—2008年間下降了3.42%，可以解釋這一期間30.8%的居民消費率下降。（3）中國傳統(tǒng)思想的原因。中國的傳統(tǒng)文化與西方不同，導致了我國居民節(jié)儉并喜歡儲蓄，消費傾向較低。Wei和Zhang（2009）從人口統(tǒng)計學方面對中國居民消費率下降提出了一種新穎的理論。他們認為，因為中國的傳統(tǒng)思想與計劃生育，導致新生兒中男孩比重越來越高，使得家庭為提高男孩在將來婚姻市場上的競爭力而進行更多儲蓄，更少消費。但是，這種機制可能更適用于農(nóng)村地區(qū)，對城鎮(zhèn)居民消費的影響有限。（4）其他方面的原因。方福前（2009）運用面板數(shù)據(jù)對我國城鄉(xiāng)居民消費需求進行計量分析，得出1995—2005年以來我國居民消費函數(shù)比較穩(wěn)定；醫(yī)療、教育和住房體制改革對城鄉(xiāng)居民消費的影響不同；并運用資金流量表（實物交易）進一步得出在國民收入分配中，政府所占份額越來越大，而居民所占份額越來越小是我國居民消費需求持續(xù)低迷的原因之一。李文溥、龔敏（2011）認為CPI的上漲對城鄉(xiāng)及不同收入群體的沖擊不同，對農(nóng)村居民與低收入群體影響更大。通脹差異會擴大城鄉(xiāng)及不同收入群體的實際收入，并抑制居民的消費需求，使最終消費對經(jīng)濟增長的貢獻率持續(xù)下滑。路易斯（Louis Kuijis）運用世界銀行數(shù)據(jù)庫對中國的私人儲蓄進行了經(jīng)驗研究，得出中國的高儲蓄主要是企業(yè)的高儲蓄，再次是政府的高儲蓄，中國居民的儲蓄水平雖然高于大多數(shù)西方國家，但低于像印度等國家。因此，他認為企業(yè)儲蓄過多是中國的消費需求不足主要原因。路易斯進一步指出，中國居民高儲蓄水平的原因部分是要支付譬如醫(yī)療和教育支出，而這些在國外多數(shù)是由政府或者保險公司支付的。此外，中國居民還要在住房投資上花費將近一半的儲蓄。

上述觀點各從一個方面反映了居民消費不足的問題，在前人研究基礎(chǔ)上，本文綜合影響城鄉(xiāng)居民消費的因素，運用面板數(shù)據(jù)來比較分析它們對城鄉(xiāng)居民消費的不同影響，以及各自的影響方向與強度，探明抑制我國居民消費的真實原因，進一步提出擴大內(nèi)需的政策建議。

一、數(shù)據(jù)的選擇與處理

本文選取1997年至2010年的30個省分城鄉(xiāng)年度面板數(shù)據(jù)（panel data），由于西藏數(shù)據(jù)不全所以不予包括。出現(xiàn)在本文中的變量有：人均消費支出（城鎮(zhèn)與農(nóng)村）、人均可支配（純）收入（城鎮(zhèn)與農(nóng)村）、人均財富水平（城鎮(zhèn)與農(nóng)村）、物價指數(shù)（城鎮(zhèn)與農(nóng)村）、人均財政性教育經(jīng)費、老年人撫養(yǎng)比、少兒撫養(yǎng)比、醫(yī)療狀況、一年期平均存款利率、國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）、財政收入等。

其中物價指數(shù)以1997年為基期，為100%，并以此對以后年份進行調(diào)整。一年期平均存款利率為央行公布的一年期銀行存款基準利率的加權(quán)平均值，由于醫(yī)療支出數(shù)據(jù)難以取得且準確率不高，而醫(yī)療機構(gòu)床位數(shù)統(tǒng)計已有多年，所以本文采用醫(yī)療機構(gòu)床位數(shù)千人每張作為醫(yī)療狀況的代替變量。人均財富水平為城鄉(xiāng)人均儲蓄存款余額。為便于分析及減小變量異方差，本文對于人均消費支出、人均可支配收入、人均財富水平、人均財政性教育經(jīng)費均取對數(shù)。

本文的數(shù)據(jù)來源是中國國家統(tǒng)計局編寫的相關(guān)年份的《中國統(tǒng)計年鑒》和各省的統(tǒng)計年鑒、中華人民共和國教育部編寫的相關(guān)年份的《中國教育統(tǒng)計年鑒》和各省教育統(tǒng)計年鑒、中華人民共和國衛(wèi)生部編寫的相關(guān)年份的《中國衛(wèi)生統(tǒng)計年鑒》和各省衛(wèi)生統(tǒng)計年鑒、中國人民銀行公布的相關(guān)年份的金融機構(gòu)一年期人民幣存款基準利率。

二、面板數(shù)據(jù)模型

由于本文采用1997—2010年的30個省、自治區(qū)和直轄市的面板數(shù)據(jù)，所以采用面板數(shù)據(jù)模型分析。研究居民消費需求，既要考慮短期因素，如可支配收入（農(nóng)民純收入）、財富水平、醫(yī)療狀況、通貨膨脹、利率；也需要考慮長期因素，如未成年人口撫養(yǎng)比和老年人口撫養(yǎng)比。本文構(gòu)建的模型包含8個解釋變量，將影響我國居民消費需求的主要因素盡可能地納入模型。

面板數(shù)據(jù)基本模型為：

yi，t=C+αi+γt+x'i，tβ+μi，t i=1，2……N，t=1，2……T

其中，y表示被解釋變量，C表截距項，x'為k維解釋變量向量，i表示橫截面數(shù)據(jù)，t表示時間序列數(shù)，β為回歸系數(shù)向量；其中，αi度量個體間的差異，γt度量時間上的差異；μi，t表示隨機誤差項。

面板數(shù)據(jù)模型主要有三種形式：

1.普通混合回歸模型。此類模型假設(shè)αi和γt不隨個體i和時間t變化。即α1=α2=α3=……=αn，γ1=γ2=γ3=……=γt。此時模型可以寫為yi，t=α+x'i，tβ+μi，t

2.固定影響模型。此類模型假設(shè)αi和γt隨個體i和時間t變化，并認為αi和γt與解釋變量相關(guān)，具體可分為如下三種情況。（1）個體固定影響模型。即αi在個體i上變化，而γt在時間上無變化。（2）時期固定影響模型。即αi在個體i上無變化，而γt在時間上變化。（3）個體和時期固定影響模型。即截距項αi在個體i上變化，且γt在時間t上變化。

3.隨機影響模型。此類模型假設(shè)αi，γt，μi，t均服從于正態(tài)分布，且相互獨立，即各自不存在截面自相關(guān)、時間自相關(guān)、混合自相關(guān)。

三、面板數(shù)據(jù)模型設(shè)定分析

對于以上三種模型的選擇，可以采用以下方法判斷：

1.固定影響模型檢驗。由于固定影響模型分三種情況，所以檢驗也相應(yīng)可分為以下三種情況。

（1）個體固定影響檢驗。原假設(shè)為αi不隨個體i變化，即α1=α2=α3=……=αn=0。若原假設(shè)成立，則服從F分布：

F=（SSEr-SSEu）（N-1）SSEu（NT-N-k）～F（N-1，NT-k）

其中SSEr為普通混合模型的殘差平方和，SSEu為個體固定影響模型的殘差平方和。若F大于臨界值，則拒絕不存在個體固定影響的原假設(shè)。本文中，城鎮(zhèn)居民回歸方程F統(tǒng)計量為24.5521，大于1%的臨界值，即認為可以建立個體固定影響模型；農(nóng)村居民回歸方程中，F(xiàn)統(tǒng)計量為39.85917，大于1%的臨界值，同樣可以建立固定影響模型。

（2）時期固定影響模型檢驗。原假設(shè)為γt不隨時間t變化，即γ1=γ2=γ3=……=γt=0。依然構(gòu)造F統(tǒng)計量，但其中的SSEu改為時期固定影響模型的殘差平方和。若F大于臨界值，則拒絕無時期固定影響的原假設(shè)。在本文城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民的回歸模型中，由于存在奇異矩陣，所以無法建立時期固定影響模型，也無法檢驗。

（3）個體和時期固定影響檢驗。原假設(shè)為αi和γt不隨個體i和時間t變化，即α1=α2=α3=……=αn=0，γ1=γ2=γ3=……=γt=0。構(gòu)造F統(tǒng)計量，此時的SSEu為基本模型的殘差平方和。如果F大于臨界值時，則拒絕不存在個體和時期固定影響的原假設(shè)。同樣由于存在奇異矩陣，因此無法檢驗。

2.H檢驗。在利用面板數(shù)據(jù)建模時，可用Hausman來確定選用固定影響模型或是隨機影響模型，并且隨機影響模型優(yōu)先考慮。Hausman檢驗的原假設(shè)為：隨機影響模型中個體影響與解釋變量不相關(guān)。構(gòu)造統(tǒng)計量：

W=[b-β]'VARb-β[b-β]

其中b為固定影響模型中回歸系數(shù)的估計，β為隨機影響模型中回歸系數(shù)的估計。在原假設(shè)下，統(tǒng)計量W服從χ2（k），k為模型中解釋變量的個數(shù)。無論在城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民的模型中，Hausman檢驗結(jié)果P值均大于10%，不能拒絕原假設(shè)，所以都可以選用隨機影響模型。本文決定采用隨機影響模型估計。

四、實證分析

基于以上檢驗分析，運用面板數(shù)據(jù)的隨機影響模型，分別建立城鎮(zhèn)居民與農(nóng)村居民的消費方程，計量結(jié)果如表1和表2所示。城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民人均消費支出為被解釋變量，人均可支配收入、老年人口撫養(yǎng)比、未成年人口撫養(yǎng)比、通貨膨脹率、人均財富水平、人均財政性教育經(jīng)費、醫(yī)療水平、利息率為解釋變量。回歸方程的F統(tǒng)計量的P值均接近于0，R2均大于0.9，說明方程整體上顯著。

由以上計量結(jié)果可知：

1.居民人均可支配（純）收入對居民消費有著決定性作用，其中對城鎮(zhèn)居民的影響程度大于農(nóng)村居民，0.918844對0.785993。這種影響程度的不同可能是城鎮(zhèn)居民消費更無后顧之憂，收入穩(wěn)定性高，且福利等社會保障因素好于農(nóng)村，還有一部分原因可能是農(nóng)村居民的消費有一部分是自給自足的緣故，數(shù)據(jù)上顯示不出來。

2.老年人撫養(yǎng)比、少兒撫養(yǎng)比對城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民影響不同。對城鎮(zhèn)居民消費無顯著影響（10%顯著性水平上不顯著），原因可能是城鎮(zhèn)居民大部分均有退休金，而少兒支出占比較??；但老年人撫養(yǎng)比對農(nóng)村居民消費影響顯著，有著促進作用，而這也符合我們的預(yù)期，農(nóng)村老年人大都是活到老忙到老，對于家庭的負擔很小，而少兒撫養(yǎng)比對農(nóng)村居民消費影響不顯著，表明社會福利如養(yǎng)老保險等對我國現(xiàn)期居民消費影響不大。

3.物價指數(shù)（CPI）對城鎮(zhèn)居民、農(nóng)村居民消費均有明顯影響，但作用的方式卻不一樣。對城鎮(zhèn)居民消費抑制，系數(shù)為-0.2363，表明城鎮(zhèn)居民對物價水平的高度敏感的，主要原因是城鎮(zhèn)居民大都靠貨幣計量的工資；而對農(nóng)村居民卻有著明顯促進作用，系數(shù)為0.3882，可能由于知識水平的不同，農(nóng)村居民整體有著習慣性預(yù)期，在價格未升時加快消費。

4.財富水平對城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民也有著不同影響。對城鎮(zhèn)居民在10%水平下顯著，但卻是抑制作用，一個重要原因是我國城市房價的高漲，居民存錢買房，抑制了城鎮(zhèn)居民的消費；對農(nóng)村居民消費影響不顯著，原因之一是農(nóng)村居民財富水平普遍較低，且農(nóng)村預(yù)防性儲蓄動機很強。這與路易斯的結(jié)論相吻合，居民將大量儲蓄用在住房投資而不是消費上。

5.財政性教育經(jīng)費與醫(yī)療狀況對城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民消費影響情況不同。對城鎮(zhèn)居民消費的影響不確定，對農(nóng)村居民有顯著影響，但影響程度不大，原因可能是現(xiàn)階段我國教育與醫(yī)療支出水平都還很低，對于農(nóng)村居民的低收入而言比較重要，但對城鎮(zhèn)居民卻無明顯影響；也可能是因為數(shù)據(jù)的粗糙性，財政性教育經(jīng)費只占居民教育支出的一部分，且醫(yī)療情況這里是用床位數(shù)代替的。

6.一年期平均存款利率對城鎮(zhèn)居民影響不確定，對農(nóng)村居民消費有促進作用，但作用都不明顯，系數(shù)分別為0.002769和0.009904。整體上看，利率對居民消費有著輕微促進作用，表明利率對農(nóng)村居民的收入效應(yīng)大于替代效應(yīng)。

為進一步探明醫(yī)療支出對我國居民消費的影響，特別是近幾年來我國推行的新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度對農(nóng)村居民消費的影響，我們通過城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)來分析。

由表3可知，無論城鎮(zhèn)居民還是農(nóng)村居民在醫(yī)療方面的支出都呈顯著增長趨勢，而且增長率很多都超過了收入的增長，表明我國居民在醫(yī)療保健方面需求的強烈。而農(nóng)村居民醫(yī)療保健支出的增長更快，表明醫(yī)療保健是影響我國特別是農(nóng)村居民消費的重要因素。

五、CPI程度對消費的影響

通貨膨脹一直是我國比較關(guān)注的問題，通貨膨脹對我國居民消費的影響到底如何也值得我們關(guān)注。通過以上的分析我們得出通脹對我國城鎮(zhèn)居民農(nóng)村居民消費都有顯著的影響，但以上分析并沒有考慮通脹程度。政府從2005年開始確定通貨膨脹目標，為4%，以后每年都有變動；2006也為3%，以點目標的形式發(fā)布；2007年設(shè)置了3%的通貨膨脹上限；2008年確定通脹水平為4.8%附近（周好文，2010）。因此本文在這里將CPI增長率按5%分為兩個部分：超過5%和低于5%，并運用鄒至莊檢驗來比較兩者對消費的影響是否顯著不同。此處選擇數(shù)據(jù)對象為全國范圍。

鄒至莊（Chow test）檢驗：

若回歸方程不存在結(jié)構(gòu)變動，則分解后的兩個回歸方程其RSS之和RSSUR與總體回歸方程RSSR在統(tǒng)計上不應(yīng)該不同。因此可以構(gòu)造如下統(tǒng)計量：

F=（RSSR-RSSUR）/kRSSUR/（n1+n2-2k）～F[k，（n1+n2-2k）]

其中，n1、n2分別表示子回歸方程的觀測次數(shù)，k表示所估參數(shù)個數(shù)。

通過鄒至莊檢驗得：城鎮(zhèn)居民F=2.235，農(nóng)村居民F=1.230，而F[4，16]在5%顯著性水平臨界值為3.26，不拒絕無影響的原假設(shè)。所以無論城鎮(zhèn)還是農(nóng)村居民消費水平對5%通脹標準均不敏感，CPI程度對居民消費影響不顯著。

六、收入分配的分析

消費有政府消費和居民消費，在一國經(jīng)濟水平的情況下，政府消費的過高必然抑制居民消費。在收入分配中，政府財政收入高，居民消費就必然會低。通過本文分析，收入是對居民消費有著決定性影響，而我國需求不足始于1997到1998年。

從有關(guān)數(shù)據(jù)可知，從1997年開始，我國財政收入增長率開始大于居民可支配收入增長率，并一直持續(xù)到現(xiàn)在，而從本文前面分析知：居民消費與可支配收入均也是從1997年起低于GDP增速。這與我國需求不足始于1997年正好吻合。在經(jīng)濟總量一定情況下，居民消費與政府消費之間存在此消彼長的關(guān)系，政府收入太多，但教育、醫(yī)療、養(yǎng)老等福利制度的建設(shè)卻滯后，嚴重打壓了居民的消費熱情。因此，擴大內(nèi)需必須改變收入分配格局，藏富于民是提高居民消費的重要手段，無論是對城鎮(zhèn)還是農(nóng)村居民。

七、結(jié)論與政策建議

我國經(jīng)濟增長過于依賴投資與出口，消費不足，所以，研究我國居民消費的制約因素非常重要。通過以上分析，本文得出收入是當期消費的決定性因素，而城鎮(zhèn)居民消費對收入更加敏感；政府收入與支出過高擠出了部分居民消費，降低了居民消費率。CPI也是影響我國居民消費的原因，但對城鄉(xiāng)居民消費的影響不同，對我國城鎮(zhèn)居民消費有明顯的抑制作用（-0.2363），對農(nóng)村居民消費有促進作用（0.3882），并且無論城鎮(zhèn)居民還是農(nóng)村居民能容忍較高的通脹水平（5%）。所以，CPI對全國范圍內(nèi)居民消費而言，不是一個重要指標。社會保障如醫(yī)療、教育制度建設(shè)的滯后制約了我國特別是農(nóng)村居民的消費；此外城市的高房價抑制了城鎮(zhèn)居民的消費，以至于城鎮(zhèn)居民存錢買房，放棄當期消費。老年人的增加與少兒的減少對我國內(nèi)需的影響不確定；利率整體上對內(nèi)需有著正的影響，高利率政策有助于提高居民的消費水平，但作用不大。

因此，提高居民消費率必須要將增加人民可支配收入放在首要位置，我國近幾年居民消費需求不足，居民在國家收入分配中所占比例越來越低可能是一個重要原因，從長遠考慮，為促進居民消費，我們需要提高居民收入在整個國民財富分配中的比重，積極減稅，藏富于民；為使居民消費無后顧之憂，必須健全完善城鄉(xiāng)一體的福利制度，完善城鎮(zhèn)醫(yī)療保健制度，加快推進新型農(nóng)村醫(yī)療合作制度建設(shè)等，農(nóng)村居民消費市場巨大，必須將農(nóng)村地區(qū)公共投入放在重要位置；此外，要有效釋放居民消費需求，需要將房價控制在適度的范圍。

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22.Wei，Shang.-Jin，and Zhang，Xiaobo.The Competitive Saving Motive：Evidence from Rising Sex Ratios and Savings Rates in China[R/OL]. Working Paper 15093，National Bureau of Economic Research.Available at：http：//www.nber.org/papers/w15093.pdf，2009

（作者簡介：李寶仁，北京工商大學經(jīng)濟學院教授，碩士生導師，研究方向：計量經(jīng)濟學分析；平成雄，北京工商大學經(jīng)濟學院碩士研究生，研究方向：計量經(jīng)濟學分析 北京 100048）

（責編：若佳）