●王 敏

中國城鎮(zhèn)居民消費影響因素研究
——基于微觀調查數據

●王 敏

當前中國經濟發(fā)展仍然面臨著一個長期的結構性問題，即居民消費意愿的持續(xù)走低所導致的中國國內消費不足問題，這不僅是一個一直令人困擾且至今尚未解決的難題，還是一個可能影響中國經濟持續(xù)健康發(fā)展的重大經濟問題。本文利用“中國健康與營養(yǎng)調查”數據和動態(tài)GMM估計方法，系統(tǒng)檢驗不確定性、家庭財富、代際財富轉移及習慣形成等因素對中國城鎮(zhèn)居民消費的影響。研究結果表明：經濟轉軌所帶來的就業(yè)制度與工資制度的改革使得城鎮(zhèn)居民收入的不確定性增加，進而明顯抑制了城鎮(zhèn)居民消費。而習慣形成也可以從一定程度上對城鎮(zhèn)居民消費意愿低下的現(xiàn)象予以解釋，且越富有的家庭，居民消費表現(xiàn)越體現(xiàn)耐久性。

居民消費 不確定性 習慣形成GMM估計

一、引言

自20世紀90年代中后期以來，中國居民消費的制度基礎隨著社會主義市場經濟體制的逐步確立發(fā)生了巨大的轉變，也進一步使得居民的消費行為發(fā)生了很大變化，中國居民的消費率呈現(xiàn)出逐年下降的趨勢。居民消費率從1996年的 46.68%下降至 2015年的38.01%，其中2010年居民消費率僅為35.56%，為歷史最低值。而截止至2015年底，中國城鄉(xiāng)居民的人民幣儲蓄存款年底余額較上一年增長8.5%①，新增4萬多億元，占國內生產總值的比例超過75%。當前我國居民消費意愿不高所導致的國內消費需求不足問題仍十分突出。要想有效解決這一問題，則必須找出導致該問題的原因。國內外許多學者對居民消費不足的問題進行了探討，因所使用數據樣本、解釋角度以及研究方法的不同，其研究結論也不盡相同。

關于不確定性與居民消費關系的研究。國內外許多學者，如宋錚(1999)、龍志和和周浩明 (2000)、萬廣華等(2001)、孫鳳(2001)、孟昕(2001)、李實和Knight(2002)、曹和平(2002)等，他們的研究結論都表明，不確定性對我國居民消費具有顯著的負效應。近期大量的學者對此進行了深入地探討，劉金全等(2003)對居民在耐用消費品和非耐用消費品上消費行為的差異性進行了區(qū)分，指出預防性儲蓄主要降低了居民對耐用消費品的支出。羅楚亮（2004）在研究了1995、1999、2002年的城鎮(zhèn)入戶調查數據后指出，收入不確定性、醫(yī)療支出的不確定性、失業(yè)風險、教育支出等不確定性因素都對城鎮(zhèn)居民消費水平具有顯著的負效應。郭志儀和毛慧曉（2009）在預防性儲蓄理論的基礎上,使用1990—2006年中國城鎮(zhèn)居民收入支出的相關數據研究發(fā)現(xiàn)：支出不確定性比收入不確定性對城鎮(zhèn)居民消費的影響更大；汪浩瀚和唐紹祥（2009）認為，在經濟轉型時期,不確定性對我國居民消費的影響十分顯著,其中城鎮(zhèn)居民消費受不確定性的影響更加明顯。

在20世紀90年代以前，國外學者對代際流動的研究主要集中在職業(yè)地位和受教育程度的代際轉移，此后，學者們依據收入資料的可得性與完備性，逐漸將收入的代際流動作為代際流動研究的重心，通過對收入的代際流動性進行測算用以反映出代際流動的具體狀況。Nguyen和Getinet(2003)認為通過考察收入的代際流動以反映兩代人經濟福利的傳遞程度是合適的和準確的。Ermisch和Francesconi（2002）通過衡量受教育程度或職業(yè)地位的代際流動來反映代際流動狀況。而國內一些學者（趙麗秋、姚先國，2009；王海港，2005）在對代際收入流動進行考察時，通常是將父輩與子女的年齡、年齡的平方以及職業(yè)等變量作為控制變量加入到模型中，對考察子女與父輩二者在某一年收入觀測值之間的關系。但上述方法中對持久收入的定義不準確，以致于分析結果可能才是產生估計偏誤。

習慣形成理論的提出，認為消費決策是動態(tài)的，在國外文獻中，對習慣形成參數估計方法主要分為兩類，一是先求出消費或儲蓄的封閉解再對參數進行估計，二是估計Dynan (2000)提出的對數線性歐拉方程。Naik and Moore(1996)、Guariglia and Rossi(2002)、Ravina（2005）、López-SalidoSource（2005）、Alessie and Teppa(2010)分別通過使用美國、英國、西班牙、荷蘭等不同國家的家庭數據，研究結果均證明了習慣形成對家庭消費的影響。國外學者對習慣形成理論進行的經驗檢驗結論并不一致，從整體上看，基于總量數據的研究趨于支持，基于微觀數據的研究趨于拒絕。中國在這一領域的研究起步較晚，龍志和等(2002)是我國最早對中國居民消費習慣形成進行實證分析的學者，他們選擇了某省會城市1999—2001年300戶家庭家計調查中的食品消費數據對消費習慣形成模型進行估計。艾春榮和汪偉(2007)利用1995—2005年省際面板數據研究了習慣偏好下中國居民消費的過度敏感性。郭香?。?009）、杭斌（2009,2010）對中國城鎮(zhèn)住戶調查數據分析發(fā)現(xiàn)，習慣形成與收入不確定性是導致中國城鎮(zhèn)居民高儲蓄現(xiàn)象的重要原因，同時考察了習慣形成參數對平均消費傾向持續(xù)下降的影響。

眾多的前期研究雖然已識別出影響中國居民消費意愿的多個因素，但是已有的研究大都只關注了其中某些因素的影響，缺乏對多因素影響的系統(tǒng)檢驗。文中將突破既往研究計量模型設定時，僅僅關注少數變量對居民消費的影響，從而可能帶來的遺漏變量問題，進一步可能導致我們對中國城鎮(zhèn)居民消費行為理解的偏誤，以及刺激消費的政策選擇的偏誤。同時，基于理論研究成果，系統(tǒng)檢驗基于微觀調查數據可得性的全部變量對城鎮(zhèn)居民消費的影響，并以具有良好性質的系統(tǒng)GMM估計法作為估計模型，力求更為全面地揭示影響中國城鎮(zhèn)居民消費的多因素。

二、計量模型和數據說明

（一）計量模型

本文在對計量模型進行分析時，考慮到消費函數有很多種且不同種消費函數假定或許存在一定差異，甚至有可能出現(xiàn)沖突，所以并不打算預先選擇特定的消費函數模型。與此同時，在本研究所考察的樣本期內，我國逐步實施了包括住房、教育、醫(yī)療、養(yǎng)老等在內的多項改革措施，消費信貸的品種也日趨多元化?；谏鲜鲈?，本文將選擇簡約型（reduced-form approach）的計量模型，放棄選擇某種特定的結構模型，其優(yōu)點在于它不依賴某一特定的理論，也不依附某一特定的社會環(huán)境，但確能夠十分有效的找出包括不確定性、習慣形成、家庭財富和代際財富轉移在內的多因素對中國城鎮(zhèn)居民消費(C)的影響。

其中，下標i代表地區(qū)，t為時間，εit為隨機擾動項。Cit表示省在時間的城鎮(zhèn)居民消費，M表示模型中關注的解釋變量，N表示潛在的重要變量，X表示控制變量。

以下對納入模型中的具體變量進行說明：

1、C表示消費支出。雖然在CHNS數據中同樣將消費支出分為耐用品消費和非耐用品消費兩類，但是，由于數據的版權問題，只能獲取家庭消費食品的代碼，無法獲得具體的食品名稱，繼而無法測算出每個城鎮(zhèn)居民家庭的食品類支出。此外，由于在經濟周期中，我國城鎮(zhèn)居民對耐用品消費的變動遠遠超過對非耐用品消費的變動，且耐用品消費的不穩(wěn)定性也是我們在研究經濟周期時所必須考慮的一個重要因素。所以，本文研究中僅將家庭耐用品消費②取對數作為居民消費支出的代理變量。

2、M作為模型中關注的解釋變量，主要包括不確定性、家庭財富和代際財富轉移。不確定性：基于我國國情，我國城鎮(zhèn)居民面臨的不確定性既有來自收入的不確定性，同時也有來自支出的不確定性。文中分別對城鎮(zhèn)居民收入與支出的不確定性進行測度，首先，參照羅楚亮（2004）的方法，分別通過對城鎮(zhèn)居民家庭中戶主受教育的年限、從事的職業(yè)以及工作單位的性質這3項指標將所有家庭進行分組，分別計算出2000—2011年共5次所調查的各組家庭年收入對數值的方差③，即家庭收入風險④，將這一指標作為收入不確定性的代理變量；其次，參考樊瀟彥、袁志剛、萬廣華（2007）的研究方法，由于問卷中對家庭成員自身健康狀況的自評數據自2006年后不再考察，故文中以CHNS問卷調查中城鎮(zhèn)居民家庭成員所面臨的健康風險和家庭成員中的在校人數分別作為醫(yī)療支出和教育支出的代理變量，即將這兩個變量作為支出不確定性的代理變量。具體而言，城鎮(zhèn)居民家庭成員所面臨的健康風險主要通過調查期內患病的家庭成員占比⑤進行衡量。

家庭財富：文中認為房地產財富和金融資產均應構成家庭財富的一部分，但基于數據可得性，文中以家庭總財產代替家庭財富，即選擇以CHNS調查中分別對住房價值與家庭用具⑥價值的考察取對數以衡量家庭總財產。

代際財富轉移：文中在選取代際財富的代理變量時，如果只單一考慮收入的代際流動，那么家庭背景對不平等的影響程度則很可能會被低估；又或者完全只采用單一的非貨幣的估算方式，則很可能產生估計偏差，這一結果的產生卻很可能是由錯誤分類所造成的（Goldberger，1989）。因此，基于我國特殊的國情，文中通過選取財富資本、社會資本和人力資本三者共同作為解釋代際財富轉移的中間變量。因為廣義人力資本是指所有能夠作用于勞動者在市場中獲得報酬的知識、技能和能力。其中教育不僅是與公共政策聯(lián)系很親密的指標，同時也是比較易于考察人力資本的測度方法。所以文章中采用子女受教育的年限以衡量人力資本。對于社會資本的衡量，文中主要通過對戶主的單位性質與政治身份來考察。最后在財富資本方面，為與家庭財富的考察予以區(qū)分，文中以戶主的工資性收入作為考察的指標。

3、N是潛在的重要變量。家庭收入：在微觀調查數據中，可得到詳細的人均家庭凈收入、家庭凈收入以及家庭總收入，而這三項數據均分別按消費價格指數折算至2011年的收入、平減至1988年的收入和名義收入。調查數據中的凈收入與一般凈收入有所不同，它是指將教育、婚嫁和隨禮方面的支出從總收入中去除后的收入，數據在以此種方法進行處理之后，許多家庭的凈收入出現(xiàn)負值，這對計算和分析數據十分不利。文中所采用的家庭收入是城鎮(zhèn)居民家庭總收入，并以2011年不變價格進行調整并取對數。

習慣形成：消費習慣被分為內部消費習慣和外部消費習慣兩類，他們分別對居民消費的影響程度和方向并不確定。而對于習慣形成的測度，在已有實證研究（杭斌，2010；崔海燕，2012）中絕大部分均以因變量的滯后值代理習慣形成變量，本文擬遵循常規(guī)測度方法，以城鎮(zhèn)居民滯后一期的消費支出水平作為習慣形成的代理變量。

4、X表示其他控制變量。包括戶主的年齡、性別、職業(yè)、家庭平均受教育年限等人口學年齡和年度虛擬變量。本文假設每個中國城鎮(zhèn)居民家庭的主要消費決策通常是由戶主做出的，通過控制戶主的人口學特征，就可以有效控制消費者偏好的轉變，換言之，家庭的消費支出水平很可能隨家庭戶主的變化而隨之發(fā)生變動。

（二）數據來源

本文研究數據來自美國北卡羅來納大學人口研究中心與中國疾病預防與控制中心（China CDC）營養(yǎng)與食品安全研究所在中國聯(lián)合合作進行的 “中國健康與營養(yǎng)調查”(China Health and Nutrition Survey,CHNS)。文中選取了 2000年、2004年、2006年、2009年、2011年城鎮(zhèn)居民家庭的調查數據用于分析，首先，由于1989年進行調查所采取的統(tǒng)計口徑與后期調查統(tǒng)計口徑的之間存在許多差異，故將其剔除；其次，自1998年7月3日國務院公布 《關于進一步深化城鎮(zhèn)住房制度改革加快住房建設的通知》后，截止至1998年底，我國城鎮(zhèn)已全面停止了住房實物分配，開始實行住房分配貨幣化。這也標志著中國城鎮(zhèn)住房制度將發(fā)生根本性的轉變。所以本文選取了房改以后對城鎮(zhèn)家庭的調查數據。表1是主要變量的描述性統(tǒng)計。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計

三、估計方法

對式（1）計量模型進行估計時，需要考慮到以下問題：模型中加入了滯后一期的內生變量LnCit-1，用以反映出城鎮(zhèn)居民的習慣形成，故此模型實際是一個動態(tài)面板模型，而在對該模型進行估計時，為有效克服動態(tài)方程中存在的內生性問題，文中采用系統(tǒng)廣義矩估計（system GMM）的方法（Arellano and Bover，1995；Blundell and Bond，1998）。采用該方法對模型進行估計的過程中，在工具變量的選取方面，應考慮到不確定性與滯后一期的消費水平之間可能出現(xiàn)的內生性與時變的測量誤差問題，即采用內生變量的所有滯后值作為其工具變量。

首先，若單獨采用固定效應對動態(tài)面板模型進行估計，可能存在以下兩方面的問題。一方面，可能會導致模型存在遺漏變量的偏差問題。固定效應雖然可以有效控制個體之間不隨時間變化的不可觀測的異質性，即不僅可以很好地將個體的異質性進行剔除，還能夠對滯后一期消費無法捕捉到的歷史消費特征所帶來的影響進行剔除，尤其是個體異質性對于解釋居民消費習慣極為重要⑦。但固定效應在面對一些無法觀測的、會隨時間發(fā)生變化的同時又有可能會對滯后期消費造成影響的因素時會束手無策，如消費文化，消費政策等。另一方面，在有限樣本中，估計是有偏的⑧。

其次，若通過運用固定效應和兩階段最小二乘法兩種方法同時對動態(tài)面板數據進行估計，雖然該方法可以有效地消除個體異質性所產生的內生性問題，但滯后期因變量與誤差項之間的相關性所導致的估計量的不一致性和有偏性問題仍然沒有得到很好的解決。

最后，若采用系統(tǒng)廣義矩估計法估計動態(tài)面板數據模型，不僅可以消除固定效應估計中個體異質性的影響和有限樣本中的偏誤問題，還可以克服模型中因雙向因果關系而產生的聯(lián)立性偏誤。同時，該估計方法還能夠有效結合與利用水平方程與差分方程中的信息，且不易受到弱工具變量的影響。因此，較差分廣義矩估計相比則顯得更加有效。

四、基本結果和分析

基于眾多文獻中的不同做法及Sargan檢驗的結果，具體做法為：在系統(tǒng)GMM中，采用內生變量的所有滯后值以及戶主單位的性質虛擬變量作為工具變量。對應的Sargan檢驗P值表明工具的整體有效性。

滯后一期城鎮(zhèn)居民消費的變動對現(xiàn)期城鎮(zhèn)居民消費的變動在統(tǒng)計上有著較為顯著的負效應，表明城鎮(zhèn)居民的消費習慣表現(xiàn)為耐久性。該結論與中國特定的消費文化密不可分，與西方國家的消費文化不同，量入為出的基本消費原則以及崇尚節(jié)儉的消費特點使得我國居民的消費習慣具有穩(wěn)定性，而這種穩(wěn)定的消費習慣中也必然承載著大量的歷史、文化因素。因此，在對居民消費影響因素的進一步研究中，若能夠將地區(qū)或國別納入到考慮范圍將更具現(xiàn)實意義。

各家庭總收入對數值的方差作為收入不確定性的代理變量對現(xiàn)期城鎮(zhèn)居民消費的影響顯著為負，這說明收入不確定性的加劇將會抑制城鎮(zhèn)居民的消費支出水平。自二十世紀末期以來，我國的社會轉型與經濟轉軌開始進入到一個全新的歷史發(fā)展階段，而收入制度與工資制度的不斷變遷也使得城鎮(zhèn)居民的收入風險明顯提升，而收入風險的提升將進一步對城鎮(zhèn)居民消費產生顯著的抑制作用。

采用家庭過去4周生病人數與家庭在校人數作為醫(yī)療與教育支出的代理變量，回歸結果中它們的符號均不顯著，隨后我們改用家庭在校大學生人數作為教育支出的代理變量后，其估計并沒有發(fā)生變化。而導致這一結果出現(xiàn)的主要原因則很可能與CHNS的調查數據有關，因為在CHNS的調查數據中，并沒有單獨對家庭的長期醫(yī)療支出與教育支出這兩項支出項目進行詳細的調查，故這兩項支出項目的數據并不詳實。繼而使得我們在模型分析中無法準確的對教育、醫(yī)療改革對人們支出負擔的影響進行度量，進而導致回歸結果并不顯著。根據數據的可得性與數據內容的有限性，文中選用以上代理變量對相關改革措施可能帶來的影響予以 “控制”，而尋求合適的代理變量對支出風險或不確定進行更加準確的度量與深入分析也將是以后研究的重點。

實際利率對城鎮(zhèn)居民消費具有顯著的負向影響，估計結果表明城鎮(zhèn)居民消費具有前瞻性，考慮到文中所考察的樣本期僅為5年，時間跨度從2000—2011，實際利率在此期間以零為基準上下小幅震蕩，故實際利率的變動仍無法對居民消費意愿持續(xù)走低所導致的消費不足問題予以解釋。

子女受教育年限與戶主職業(yè)的系數雖然為負數，但并不顯著。這很可能與文中僅采用5次的調查數據有關，時間跨度不長也會對代際財富的構造造成一定的影響。而戶主的工資性收入對居民消費影響顯著為正，這也進一步證實了家庭消費的決策者通常是戶主。

戶主的人口學特征與家庭特征在估算結果中均不顯著。在城鎮(zhèn)居民耐用品消費中并沒有發(fā)現(xiàn)顯著的年齡效應，這與耐用品與非耐用品二者自身消費模式的差異性相符（Yang, 2006）。但戶主為男性、家庭規(guī)模較大且平均受教育年限較高的家庭對耐用品消費的概率更高，這一結論與人們通常的直覺一致。

表2 城鎮(zhèn)居民消費影響因素的估計

五、結論與啟示

本文利用“中國健康與營養(yǎng)調查”數據和動態(tài)GMM估計方法，系統(tǒng)檢驗不確定性、家庭財富、代際財富轉移及習慣形

成等因素對中國城鎮(zhèn)居民消費影響。研究結果表明：（1）滯后一期城鎮(zhèn)居民消費的變動對現(xiàn)期城鎮(zhèn)居民消費的變動有較為顯著的負效應，即城鎮(zhèn)居民的消費習慣表現(xiàn)為耐久性。該結論與中國特定的消費文化密不可分，與西方國家的消費文化不同，量入為出的基本消費原則以及崇尚節(jié)儉的消費特點使得我國居民的消費習慣具有穩(wěn)定性，而這種穩(wěn)定的消費習慣中也必然承載著大量的歷史、文化因素。因此，在對居民消費影響因素的進一步研究中，若能夠將地區(qū)或國別納入到考慮范圍將更具現(xiàn)實意義。（2）經濟轉軌所帶來的就業(yè)制度與工資制度的改革，導致城鎮(zhèn)居民收入的不確定性進一步加劇，進而抑制了城鎮(zhèn)居民消費。因此，繼續(xù)加強社會社會保障體系的建設與就業(yè)制度的完善不僅有利建設健康和諧社會，對提高居民消費率有著重要意義。（3）文中對家庭財富的衡量不僅包括房地產財富，還包括居民的家庭用具。而家庭財富的變化對居民消費變動的影響不顯著，這一估計結果可能不僅與我國居民房產的特有屬性有關，與外部環(huán)境的變化也密不可分。因此，維持房地產市場的健康與穩(wěn)定發(fā)展，有效避免房價大幅波動所帶來的居民房地產財富的變動，進而對居民消費產生不利的影響?！?/p>

（本文受中南財經政法大學研究生教育創(chuàng)新項目 “中國城鎮(zhèn)居民消費行為研究：基于代際財富轉移與習慣形成的綜合視角”資助〈項目編號2013B0201〉）

（作者單位：中南財經政法大學）

注釋：

①據《中國統(tǒng)計年鑒（2015）》報告數據支指出，截止至2014年底，中國城鄉(xiāng)居民的人民幣儲蓄存款年底余額已高達48.53萬億元。

②參考樊瀟彥，袁志剛和萬廣華（2007）以及黃靜和屠梅曾（2009）的做法，考察多因素對城鎮(zhèn)居民耐用品消費的影響。家庭耐用品消費，通過加總每個家庭去年耐用消費品，主要包括冰箱、彩電等家用電器和汽車、電動車等交通工具以及其他商品（手機、電話）。

③以戶主受教育的年限為 年、從事的職業(yè)為 以及工作單位的性質 的家庭為例，該家庭的收入風險 （income risk）=Var (log(incom)）ikj。

④Carroll and Samwik(1998)研究指出，依據戶主的受教育程度、職業(yè)類別以及工作單位的性質等指標可以計算分組后各個家庭收入對數的方差，而這又被認為是收入風險較好的代理變量。

⑤患病家庭成員的占比，即計算各城鎮(zhèn)居民家庭成員在調查

前四周患病人總數在各城鎮(zhèn)居民家庭總人數中的比重。

⑥家庭用具分別包括交通工具、農用機械和家庭商業(yè)用具（炊具、縫紉機、五金等）。

⑦Naik N Y,Moore M J.1996.Habit formation and Intertemporal Substitution in Individual Food Consumption [J].Review of Economics and Statistics,78(2).

⑧Greene W.2002.Econometric Analysis[M].Upper Saddle River,NJ:Prentice Hall.

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