蕭 藝，范劍飛，郝云宏

(1.浙江工商大學(xué)統(tǒng)計(jì)與數(shù)學(xué)學(xué)院，浙江 杭州 310018;2.浙江工商大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，浙江 杭州 310018;3.浙江工商大學(xué)工商管理學(xué)院，浙江 杭州 310018)

一、引 言

眾所周知，中國(guó)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)一直存在高儲(chǔ)蓄低消費(fèi)的問(wèn)題。有數(shù)據(jù)表明中國(guó)居民的最終消費(fèi)率長(zhǎng)期處在50%以下，遠(yuǎn)不及經(jīng)合組織(OECD)成員國(guó)的55%～57%水平，且2000至2011年間中國(guó)居民最終消費(fèi)率從46.4%下降至35.5%。然而，有研究表明，消費(fèi)需求每增長(zhǎng)1%就能促進(jìn)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)0.624%(鄒紅，2007)［1］，因此，需要考慮如何通過(guò)刺激消費(fèi)來(lái)推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

目前，我國(guó)消費(fèi)信貸市場(chǎng)發(fā)展迅速，空間很大。據(jù)美國(guó)波士頓咨詢(xún)公司發(fā)布的數(shù)據(jù)顯示，2005至2010年間我國(guó)消費(fèi)信貸余額年均增速達(dá)29%，同時(shí)，他們預(yù)測(cè)我國(guó)的消費(fèi)信貸額占GDP的比重到2015年將接近30%。同時(shí)，二元結(jié)構(gòu)下城鄉(xiāng)居民消費(fèi)現(xiàn)狀有很大差異。一方面，農(nóng)村居民消費(fèi)需求還只是低端的生活享受層次，他們對(duì)很多耐用消費(fèi)品，如中低檔家用汽車(chē)、家用電器等有很大的需求(夏傳文等，2009)［2］;另一方面，城鎮(zhèn)居民對(duì)奢侈品的消費(fèi)需求日益增長(zhǎng)，由貝恩管理咨詢(xún)公司發(fā)布的《2012中國(guó)奢侈品市場(chǎng)研究報(bào)告》指出，雖然2012年中國(guó)大陸奢侈品消費(fèi)市場(chǎng)增速放緩，但海外的奢侈品消費(fèi)仍增長(zhǎng)了31%，中國(guó)人消費(fèi)的奢侈品占世界的25%。

城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)的存在對(duì)居民收入分配有著重要影響，并進(jìn)而影響居民消費(fèi)行為。喻勝華(2012)使用協(xié)整和誤差修正模型研究了城鄉(xiāng)居民消費(fèi)和收入、利率、消費(fèi)價(jià)格指數(shù)及消費(fèi)不確定性間的長(zhǎng)期和短期關(guān)系，發(fā)現(xiàn)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)行為差別較大［3］。李鳳升等(2011)使用變參數(shù)狀態(tài)空間模型分析比較了中國(guó)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)和收入間的動(dòng)態(tài)關(guān)系，發(fā)現(xiàn)農(nóng)村居民消費(fèi)水平和增速均低于城鎮(zhèn)［4］。唐紹祥等(2010)使用狀態(tài)空間模型和跨省面板數(shù)據(jù)研究了在流動(dòng)性約束下不同因素對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)的影響，發(fā)現(xiàn)收入的不確定性對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的影響更大［5］。王春娟等(2010)從二元結(jié)構(gòu)的視角研究了城鄉(xiāng)居民消費(fèi)需求的差異，認(rèn)為城鎮(zhèn)居民支出的不確定預(yù)期、農(nóng)村居民收入增長(zhǎng)慢以及收入差距擴(kuò)大是導(dǎo)致目前消費(fèi)需求不足的主要原因［6］。本文將分析城鄉(xiāng)居民消費(fèi)行為的差異，并分別考察不同因素對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)的影響程度，從而歸納出城鄉(xiāng)居民消費(fèi)行為的不同特點(diǎn)，對(duì)促進(jìn)消費(fèi)增長(zhǎng)的政策提出對(duì)策建議。

二、相關(guān)文獻(xiàn)回顧

現(xiàn)有學(xué)者主要研究了居民收入、股價(jià)、房?jī)r(jià)及信用卡數(shù)量等因素對(duì)居民消費(fèi)的影響。方福前(2009)使用隨機(jī)效應(yīng)模型對(duì)我國(guó)30個(gè)省的城鄉(xiāng)居民消費(fèi)及影響因素的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)居民人均可支配收入與居民消費(fèi)高度相關(guān)且關(guān)系穩(wěn)定［7］。梁媛和余翊華(2013)使用時(shí)間序列數(shù)據(jù)實(shí)證分析了收入分配差距和住房支出對(duì)居民消費(fèi)的影響，發(fā)現(xiàn)擴(kuò)大前者會(huì)抑制消費(fèi)，而后者的影響不一定［8］。

大多數(shù)學(xué)者認(rèn)為股市在長(zhǎng)期中對(duì)居民消費(fèi)存在財(cái)富效應(yīng)影響。薛永剛(2012)的研究得出了我國(guó)股市存在弱財(cái)富效應(yīng)，與消費(fèi)間存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系的結(jié)論［9］。俞靜和徐斌(2009)運(yùn)用協(xié)整理論、格蘭杰因果效應(yīng)和脈沖響應(yīng)理論研究發(fā)現(xiàn)我國(guó)股票市場(chǎng)在長(zhǎng)期中存在財(cái)富效應(yīng)，但在短期不存在［10］。然而，劉仁和及黃英娜(2008)的研究得出與大多學(xué)者不同的結(jié)論，認(rèn)為我國(guó)股票市場(chǎng)不存在財(cái)富效應(yīng)［11］。

相對(duì)股市，房?jī)r(jià)對(duì)居民消費(fèi)的影響更加不確定。李祥和李勇剛(2013)使用聯(lián)立方程模型研究發(fā)現(xiàn)房地產(chǎn)的財(cái)富效應(yīng)不顯著，居民消費(fèi)主要受消費(fèi)習(xí)慣和收入的影響［12］。謝潔玉和吳斌珍(2012)的研究則表明總體上房?jī)r(jià)顯著抑制了消費(fèi)，但是在不同群體間顯著程度不同［13］。陳健等(2012)運(yùn)用Hansen門(mén)檻模型研究發(fā)現(xiàn)房?jī)r(jià)上升對(duì)消費(fèi)產(chǎn)生抑制作用，且這種抑制作用會(huì)隨著信貸約束的放松而產(chǎn)生非線(xiàn)性變化［14］。孫克(2012)認(rèn)為房?jī)r(jià)通過(guò)“財(cái)富效應(yīng)”和“購(gòu)房壓力效應(yīng)”對(duì)居民消費(fèi)產(chǎn)生方向相反的影響，并經(jīng)實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)“財(cái)富效應(yīng)”較小，房?jī)r(jià)上漲對(duì)居民消費(fèi)產(chǎn)生了負(fù)面影響［15］。丁攀和胡宗義(2008)則擴(kuò)展了Lettau―Ludvigson模型，研究股市和房市對(duì)居民的消費(fèi)的影響，發(fā)現(xiàn)兩者分別對(duì)居民消費(fèi)有弱負(fù)效應(yīng)和正效應(yīng)［16］

關(guān)于信用卡對(duì)居民消費(fèi)影響的實(shí)證研究較少。馬春峰(1999)介紹了信用卡消費(fèi)信貸的特點(diǎn)，并指出發(fā)展信用卡消費(fèi)信貸能促進(jìn)消費(fèi)增長(zhǎng)［17］。王利萍(2011)使用心理學(xué)實(shí)證研究方法探討了信用卡消費(fèi)促進(jìn)沖動(dòng)性購(gòu)買(mǎi)行為的心理機(jī)制模型［18］。郭嬋和羅劍朝(2005)比較了我國(guó)和美國(guó)信用卡消費(fèi)的現(xiàn)狀，建議擴(kuò)大信用卡普及率，從而擴(kuò)大內(nèi)需［19］。只有張奎(2009)在理論分析信用卡消費(fèi)信貸對(duì)居民消費(fèi)行為作用機(jī)制的基礎(chǔ)上，運(yùn)用數(shù)據(jù)證明了信用卡消費(fèi)信貸對(duì)居民的消費(fèi)傾向有正向影響［20］。

本文在借鑒已有研究的基礎(chǔ)上擴(kuò)展Lettau和Ludvigson(2001)的模型，加入信用卡數(shù)量作為自變量，并使用城鄉(xiāng)季度數(shù)據(jù)分析居民收入、股價(jià)、房?jī)r(jià)及信用卡數(shù)量等因素對(duì)居民消費(fèi)的影響，以期獲得更為豐富的結(jié)論。

三、計(jì)量模型的構(gòu)建

(一)變量選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

1．變量選取。(1)被解釋變量:城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出。(2)解釋變量:本文選取城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民的人均收入作為收入因素，選取滬深兩市股票流通市值總值作為反映居民持有的股票價(jià)值的變量，選取住房銷(xiāo)售價(jià)格指數(shù)反映居民擁有的房產(chǎn)價(jià)值，選取信用卡數(shù)量作為反映消費(fèi)信貸影響消費(fèi)的變量。具體的變量定義與數(shù)據(jù)處理如表1所示。

表1 變量定義和處理

2．?dāng)?shù)據(jù)來(lái)源。本文城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民每季度人均消費(fèi)支出和人均收入數(shù)據(jù)來(lái)自中經(jīng)專(zhuān)網(wǎng)。信用卡累計(jì)發(fā)卡量數(shù)據(jù)來(lái)自2008第4季度至2012年第4季度共17個(gè)季度的《中國(guó)人民銀行季度支付體系運(yùn)行總體情況報(bào)告》，經(jīng)整理獲得。股票流通市值的月度數(shù)據(jù)來(lái)自國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)2008年10月至2012年12月的數(shù)據(jù)。住房銷(xiāo)售價(jià)格指數(shù)來(lái)自國(guó)家統(tǒng)計(jì)局，2008年10月至2010年12月的月度定基指數(shù)(2008年10月為基期100)能直接獲得，2011年1月至2012年12月的數(shù)據(jù)則根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局提供的同比增速乘上前一年相同月份的指數(shù)得到。

(二)計(jì)量模型設(shè)定

Lettau和Ludvigson(2001)使用消費(fèi)-財(cái)富比預(yù)測(cè)股票回報(bào)率時(shí)，構(gòu)建了包含收入、財(cái)富等可觀(guān)測(cè)變量的消費(fèi)函數(shù)模型［21］。此模型的優(yōu)點(diǎn)是充分考慮了財(cái)富積累對(duì)居民消費(fèi)的影響，更貼近實(shí)際。故本文采用此模型，并對(duì)其進(jìn)行改進(jìn)，力求得到更貼近中國(guó)實(shí)際的消費(fèi)函數(shù)模型。

Lettau和Ludvigson的原始模型是:假設(shè)在一個(gè)代理人經(jīng)濟(jì)體中，所有財(cái)富(包括人力資本和持有的資產(chǎn))都可交易。用Wt表示t時(shí)期的總財(cái)富，Ct表示t時(shí)期的總消費(fèi)水平，RW，t+1表示總財(cái)富的凈回報(bào)率，則財(cái)富的積累方程為:

設(shè)r≡log(1+R)，且用小寫(xiě)字母表示各變量取對(duì)數(shù)的結(jié)果。根據(jù)Campbell和Mankiw(1989)［22］的證明，若消費(fèi)-總財(cái)富比是穩(wěn)定的，則式(1)可通過(guò)1級(jí)泰勒展開(kāi)得到式(2):

其中，k是常數(shù)，ρw是新投資-總財(cái)富的穩(wěn)態(tài)比。進(jìn)一步另limi→∞ρiw(ct+i－wt+i)=0且取期望值得到:

在此模型的基礎(chǔ)上，本文參照丁攀和胡宗義(2008)［13］的改進(jìn)，將模型中的財(cái)富分解為可支配收入、擁有的房產(chǎn)價(jià)值和持有的股票價(jià)值。令Wt=(Yt+Ht+St)，其中Yt為t期可支配收入，Ht為t期擁有的房產(chǎn)價(jià)值，St為t期持有的股票價(jià)值。且根據(jù)他們的變換，有:

其中，wt，yt，ht和St分別是社會(huì)總財(cái)富、可支配收入、房產(chǎn)價(jià)值和股票資產(chǎn)價(jià)值取對(duì)數(shù)后的值，λ和θ分別是可支配收入和房產(chǎn)價(jià)值占社會(huì)總財(cái)富的比重。將式(4)代入式(3)中得到:

此外，人們持有的信用卡數(shù)量也會(huì)影響其消費(fèi)行為。首先，信用卡作為一種獲取消費(fèi)信貸的渠道，可以均勻消費(fèi)者生命周期中的收入，消費(fèi)者在收入不足時(shí)可以通過(guò)消費(fèi)信貸來(lái)滿(mǎn)足消費(fèi)需要，而在收入超出時(shí)將超出部分用于償還前期的信貸;其次，根據(jù)芝加哥大學(xué)查德·塞勒教授提出的心理賬戶(hù)概念，消費(fèi)者使用信用卡消費(fèi)時(shí)，感受到的心理賬戶(hù)損失要遠(yuǎn)小于現(xiàn)金消費(fèi)時(shí)心理賬戶(hù)的損失，這促進(jìn)了更多的消費(fèi)行為;最后，根據(jù)杜森貝利的相對(duì)收入理論，消費(fèi)者的消費(fèi)行為不僅受自身收入的影響，而且也受周?chē)讼M(fèi)水平的影響［23］。在前述兩點(diǎn)的影響下，部分消費(fèi)者的消費(fèi)傾向擴(kuò)大，通過(guò)示范效應(yīng)的作用又會(huì)影響周邊的消費(fèi)者，使其消費(fèi)傾向變大。如此循環(huán)，整個(gè)消費(fèi)者人群的邊際消費(fèi)傾向也會(huì)變大。因此，本文在消費(fèi)函數(shù)模型中考慮引入一個(gè)代表信用卡擴(kuò)張消費(fèi)作用的乘數(shù)βt。

設(shè)考慮信用卡擴(kuò)張效應(yīng)后的居民消費(fèi)為C*t=βtCt，βt是信用卡擴(kuò)張消費(fèi)的乘數(shù)，應(yīng)大于1。Ct是信用卡零使用率時(shí)的消費(fèi)。兩邊取對(duì)數(shù)后有(小寫(xiě)字母表示取對(duì)數(shù)后的變量):

結(jié)合式(5)和式(6)，且將 看成常數(shù) l，得到:

其中，βt可被視作信用卡數(shù)量的一個(gè)單調(diào)增函數(shù)，信用卡數(shù)量越多，擁有信用卡的消費(fèi)者也就越多，意味著更多的人易于獲取消費(fèi)信貸，受心理賬戶(hù)影響的人也愈多，因此，發(fā)揮消費(fèi)示范效應(yīng)影響的基數(shù)人群也就愈多，從而消費(fèi)擴(kuò)張的效果就愈大。因此，用βt=f(CARDt)(CARDt為信用卡數(shù)量)的一個(gè)單調(diào)增函數(shù)代入(7)式，得到式(8):

將(8)式簡(jiǎn)化，根據(jù)擴(kuò)張乘數(shù)同信用卡數(shù)量間的單調(diào)性，同時(shí)考慮對(duì)數(shù)函數(shù)嚴(yán)格單調(diào)遞增，可以將上式看成:

其中，cardt是取對(duì)數(shù)的信用卡數(shù)量，式(9)為本文實(shí)證模型，該模型考慮了生命周期理論中的財(cái)富因素，并結(jié)合中國(guó)國(guó)情對(duì)財(cái)富進(jìn)行了細(xì)分，同時(shí)考慮了消費(fèi)信貸環(huán)境對(duì)消費(fèi)的影響。

四、結(jié)果分析

本文將分別對(duì)城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民建立消費(fèi)函數(shù)。首先檢查了解釋變量間的共線(xiàn)性，表2的結(jié)果顯示各解釋變量間有較高共線(xiàn)性，因此可分別對(duì)城鎮(zhèn)和農(nóng)村消費(fèi)函數(shù)的解釋變量提取主成分。表3所示的結(jié)果表明，城鎮(zhèn)和農(nóng)村的消費(fèi)函數(shù)都只需取3個(gè)主成分就能表達(dá)其解釋變量99%以上的信息。進(jìn)一步使用SAS程序得到主成分的特征向量值計(jì)算得到主成分序列。主成分序列和被解釋變量序列均為一階單整(見(jiàn)表4)，表4顯示兩個(gè)回歸方程的殘差序列resid01和resid02都是平穩(wěn)序列，故以上回歸非偽回歸。因此可進(jìn)行協(xié)整分析，主成分回歸得到的城鎮(zhèn)和農(nóng)村消費(fèi)函數(shù)結(jié)果如表5所示。根據(jù)特征向量矩陣顯示出的各主成分得分系數(shù)，可將表5中的各主成分換算回原始變量，得到城鎮(zhèn)和農(nóng)村的消費(fèi)函數(shù)如式(10)和式(11)所示。

表2 解釋變量相關(guān)系數(shù)矩陣

表3 主成分累計(jì)方差貢獻(xiàn)率

表4 單位根檢驗(yàn)

表5 回歸結(jié)果

城鎮(zhèn)消費(fèi)函數(shù):lncz=9.07+0.027*lnnh+0.083*lncard+0.040*lns2+0.089*lnyz (10)

農(nóng)村消費(fèi)函數(shù):lnncz=7.847+0.035*lnnh+0.123*lncard+0.051*lns2+0.134*lnnyz (11)

式(10)、(11)中l(wèi)nnh、lncard、lns2、lnyz(lnnyz)前的系數(shù)分別表示城鎮(zhèn)(農(nóng)村)居民人均消費(fèi)增長(zhǎng)率對(duì)房?jī)r(jià)增長(zhǎng)率、信用卡數(shù)量增長(zhǎng)率、股市流通市值增長(zhǎng)率和人均收入增長(zhǎng)率的彈性。

總體上，各項(xiàng)系數(shù)都為正，表明各變量對(duì)消費(fèi)均有正向影響，且農(nóng)村居民消費(fèi)函數(shù)的各項(xiàng)系數(shù)即彈性都大于城鎮(zhèn)居民，表明城鄉(xiāng)居民的消費(fèi)行為有所差異。出現(xiàn)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)函數(shù)的各項(xiàng)彈性大于農(nóng)村居民消費(fèi)函數(shù)的原因是農(nóng)村居民整體消費(fèi)水平低，任何收入增加項(xiàng)的邊際消費(fèi)傾向都更高(胡彭輝，2008)［24］。因此，在制定刺激消費(fèi)的政策時(shí)，要重視利用農(nóng)村消費(fèi)市場(chǎng)的發(fā)展空間。另外，從不同解釋變量的影響程度來(lái)看，收入對(duì)消費(fèi)的影響彈性最大，其次是信用卡數(shù)量，再次是股票市場(chǎng)流通市值，最后是住房銷(xiāo)售價(jià)格指數(shù)，這些影響程度的差異為刺激消費(fèi)政策的側(cè)重點(diǎn)提供了依據(jù)。

五、結(jié)論與建議

農(nóng)村消費(fèi)彈性大于城鎮(zhèn)居民意味著城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)制約了我國(guó)居民消費(fèi)總水平上漲，因而消除城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)對(duì)內(nèi)需的長(zhǎng)期增長(zhǎng)十分關(guān)鍵。具體來(lái)看，各因素對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)影響程度不同為政策的側(cè)重點(diǎn)提供了依據(jù):(1)居民可支配收入對(duì)消費(fèi)影響最大，說(shuō)明了居民增收對(duì)擴(kuò)大內(nèi)需的重要性，從更多渠道幫助居民增收意義重大。同時(shí)，考慮到城鄉(xiāng)居民收入來(lái)源的差別，政策應(yīng)區(qū)別對(duì)待。對(duì)于農(nóng)村居民，增加財(cái)產(chǎn)性收入、減少勞動(dòng)力流動(dòng)限制值得考慮。(2)信用卡數(shù)量對(duì)消費(fèi)的影響較其他因素較大，表明了信貸消費(fèi)拉動(dòng)內(nèi)需的潛力。中國(guó)人傳統(tǒng)的保守消費(fèi)觀(guān)念不利于擴(kuò)大內(nèi)需，適當(dāng)?shù)摹敖桢X(qián)消費(fèi)”能帶來(lái)良性刺激。同時(shí)，實(shí)證表明信用卡數(shù)量對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響大于城鎮(zhèn)，提高農(nóng)村居民消費(fèi)信貸的可獲得性有利于擴(kuò)大內(nèi)需，且其拉動(dòng)作用大于城鎮(zhèn)。(3)股市對(duì)消費(fèi)的影響屈居第三，反映了我國(guó)股票市場(chǎng)未能發(fā)揮好居民財(cái)富保值增值作用的事實(shí)［25］。房?jī)r(jià)對(duì)居民消費(fèi)的影響最小，說(shuō)明靠房?jī)r(jià)拉動(dòng)內(nèi)需的想法并不靠譜。根據(jù)以上結(jié)論和分析，本文提出以下建議:

1．弱化戶(hù)籍制度和土地流轉(zhuǎn)限制。弱化戶(hù)籍制度的約束，方便農(nóng)村就業(yè)人口的流通，有助于農(nóng)民增收和城鄉(xiāng)就業(yè)市場(chǎng)的統(tǒng)一。另外，增加農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入也是解決三農(nóng)問(wèn)題的重要方面，而土地流轉(zhuǎn)受限使得農(nóng)民無(wú)法利用其土地財(cái)產(chǎn)增收，因此，我們建議在健全監(jiān)督法規(guī)的基礎(chǔ)上逐漸使其自由化。

2．促進(jìn)信用卡行業(yè)健康發(fā)展。從實(shí)證的結(jié)果看，信用卡對(duì)居民消費(fèi)的影響彈性居于第二，可見(jiàn)其刺激消費(fèi)增長(zhǎng)的重要性。信用卡行業(yè)的健康發(fā)展不單單對(duì)信用體系的建立提供方便，還引導(dǎo)著我國(guó)居民消費(fèi)觀(guān)念的變化。健康發(fā)展信用卡行業(yè)將對(duì)中國(guó)居民消費(fèi)的長(zhǎng)期穩(wěn)定增長(zhǎng)產(chǎn)生重要促進(jìn)作用。

3．穩(wěn)定股票市場(chǎng)，增強(qiáng)保值增值作用。我國(guó)股票市場(chǎng)長(zhǎng)期以來(lái)的大起大落使得投機(jī)色彩濃重，不像西方發(fā)達(dá)國(guó)家的股票市場(chǎng)那樣發(fā)揮很好的保值增值作用，不利于居民財(cái)富的增長(zhǎng)，制約了消費(fèi)增長(zhǎng)的潛力。而且，股市的不穩(wěn)定會(huì)造成居民投資信心下降，轉(zhuǎn)而投向諸如房市等市場(chǎng)，造成房市波動(dòng)，給經(jīng)濟(jì)帶來(lái)負(fù)面影響。因此，股票市場(chǎng)的穩(wěn)定從長(zhǎng)期上能促進(jìn)居民財(cái)富增長(zhǎng)和擴(kuò)大內(nèi)需。

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