(西南大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院 重慶 400715)

一、引言及文獻(xiàn)回顧

消費(fèi)是區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的重要驅(qū)動(dòng)力，并且高質(zhì)量的消費(fèi)是全面建成小康社會(huì)的基礎(chǔ)?！笆濉币?guī)劃指出，要“實(shí)現(xiàn)主要經(jīng)濟(jì)指標(biāo)平衡協(xié)調(diào)，以及消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)明顯加大等目標(biāo)①?！惫┙o側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的最終目的也即滿足需求，實(shí)現(xiàn)供需有效匹配，促進(jìn)消費(fèi)升級(jí)。但不僅全國居民消費(fèi)在下降，四川省2005年和2015年居民最終消費(fèi)支出占GDP比例分別為57.8%、52.5%，也呈下降趨勢(shì)②。因此，深入考察城鄉(xiāng)居民消費(fèi)影響因素，精準(zhǔn)施策，才能實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)持續(xù)健康發(fā)展。

從有效需求理論到相對(duì)收入假說、持久收入假說和生命周期理論等早期理論一致認(rèn)為收入是居民消費(fèi)的主要影響因素。后期的國外學(xué)者不僅以實(shí)證研究驗(yàn)證了不同時(shí)段居民收入對(duì)其消費(fèi)行為的積極影響[1]，還考察了其他變量對(duì)居民消費(fèi)行為的影響。Werning(2011)認(rèn)為中央銀行可以通過在名義利率零下線約束期間實(shí)行溫和的通貨政策能刺激居民的消費(fèi)，并能增加財(cái)政乘數(shù)。還有學(xué)者基于宏觀數(shù)據(jù)檢驗(yàn)了未來不確定性對(duì)居民總消費(fèi)和儲(chǔ)蓄的影響，指出若假定邊際效用為非線性，那么居民未來收入不確定性增加，將減少當(dāng)前消費(fèi)而增加儲(chǔ)蓄(Banks et al，2001)；Pozzi(2005)也認(rèn)為總消費(fèi)變化的一個(gè)重要組成部分是由未觀察到的風(fēng)險(xiǎn)來解釋的。此外，Engelhardt(1996)研究認(rèn)為居民的購房定金主要來自儲(chǔ)蓄而非其他資金的周轉(zhuǎn)，居民消費(fèi)存在流動(dòng)性約束。還有學(xué)者研究認(rèn)為收入、利率、流動(dòng)性約束、不確定性、預(yù)期收入增長等變量對(duì)不同國家和區(qū)域的居民消費(fèi)都有一定程度的影響[2]。

國內(nèi)學(xué)者也對(duì)居民消費(fèi)行為進(jìn)行了研究，張平(1997)認(rèn)為制度變遷等長期因素是影響居民消費(fèi)的關(guān)鍵。此外，研究認(rèn)為收入水平、利率、物價(jià)水平和不確定性等變量對(duì)我國城鄉(xiāng)居民的消費(fèi)行為都有不同程度的影響(吳鵬飛等，2007；孟好，2016)，但量化指標(biāo)不同，檢驗(yàn)結(jié)果各異。張文愛(2010)對(duì)省域城鄉(xiāng)居民消費(fèi)研究認(rèn)為，城鄉(xiāng)居民的收入與消費(fèi)存在長期均衡關(guān)系，且農(nóng)村居民的邊際消費(fèi)傾向變動(dòng)較大；但其采用的解釋變量只有收入水平，可能存在較大誤差。也有對(duì)各省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)研究表明收入水平和不確定性對(duì)居民消費(fèi)行為有顯著影響(龍海明等，2010)，并且存在明顯的區(qū)域異質(zhì)性[3]；同樣，不確定性對(duì)農(nóng)村居民的消費(fèi)產(chǎn)生顯著影響[4]。還有從定性變量如心理認(rèn)知和外部情境等對(duì)居民消費(fèi)行為影響的研究[5]。

綜上所述，不同時(shí)期的居民收入是影響其消費(fèi)的主要因素。隨著經(jīng)濟(jì)一體化，消費(fèi)者面對(duì)的未來不確定性增加，利率和通貨膨脹等經(jīng)濟(jì)指標(biāo)對(duì)居民消費(fèi)預(yù)期及購買力產(chǎn)生極大影響，流動(dòng)性約束雖然對(duì)居民的消費(fèi)有一定影響，但目前其量化各異。經(jīng)文獻(xiàn)梳理，當(dāng)前對(duì)居民消費(fèi)行為的研究主要偏向于國內(nèi)城鄉(xiāng)總量和各省城鎮(zhèn)的消費(fèi)研究，對(duì)省域的城鄉(xiāng)居民消費(fèi)行為研究缺少，即使有研究也只是單變量的分析。四川省城鄉(xiāng)居民收入分配非均衡性突出，農(nóng)村貧困人口多，居民消費(fèi)不足；本文通過深入分析居民的消費(fèi)行為，為鄉(xiāng)村振興和扶貧攻堅(jiān)提供政策參考。

二、變量選擇與模型構(gòu)建

(一)變量選擇

通過文獻(xiàn)研究，結(jié)合各變量的優(yōu)缺點(diǎn)，本文以城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出Ct(或農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出)以1981年為基期不變價(jià)格計(jì)算作為因變量。以居民滯后一期消費(fèi)(Ct-1)、當(dāng)期人均可支配收入(純收入)(yt)、滯后一期人均可支配收入(純收入)(yt-1)、實(shí)際利率(RRt)、未來不確定性(UNt)、通貨膨脹率(INFt)作為解釋變量，對(duì)四川省城鄉(xiāng)居民的消費(fèi)行為進(jìn)行深入分析和比較研究。

(二)模型構(gòu)建

以上變量當(dāng)中有些變量不能直接衡量，需要找到替代變量或者間接計(jì)算。由于未來不確定性UNt不能直接獲取，該指標(biāo)則借鑒陳沖(2014)的計(jì)算方法，以預(yù)期收入離差率(EDRt)替代，即：

(2-1)

為了準(zhǔn)確測(cè)量變量之間的關(guān)系，消除人均消費(fèi)和收入序列的異方差，分別對(duì)其取了對(duì)數(shù)值，本文將模型構(gòu)建如下：

LnCt=α+β1LnCt-1+β2Lnyt+β3Lnyt-1+β4RRt+β5INFt+β6UNt+Ut

(2-1)

其中，α表示截距項(xiàng)，Ut表示隨機(jī)誤差項(xiàng)，其他變量意義同上。

三、數(shù)據(jù)說明與實(shí)證分析

(一)數(shù)據(jù)說明

本文運(yùn)用1981年—2015年的數(shù)據(jù)對(duì)四川省城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民的消費(fèi)行為進(jìn)行實(shí)證分析。其中，消費(fèi)性支出和人均收入數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》和《四川統(tǒng)計(jì)年鑒》，并且以1981年為基期的CPI調(diào)整為實(shí)際數(shù)值。通貨膨脹率是以1981年為基期計(jì)算后的CPI(來自2015年《中國統(tǒng)計(jì)摘要》)年增長率計(jì)算；而實(shí)際利率則根據(jù)中國人民銀行發(fā)布的各年一年期存款基準(zhǔn)利率減去當(dāng)年的通貨膨脹率計(jì)算，如果一年中有多個(gè)存款基準(zhǔn)利率，則根據(jù)執(zhí)行時(shí)間以加權(quán)平均計(jì)算方法計(jì)算；未來不確定性的計(jì)算如上文所述。

(二)實(shí)證分析

1.單位根檢驗(yàn)

時(shí)間序列數(shù)據(jù)通常會(huì)呈現(xiàn)出非平穩(wěn)性，為了防止數(shù)據(jù)的非平穩(wěn)性引致虛假回歸和趨勢(shì)偽消除等問題，在使用時(shí)須進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。通?？梢酝ㄟ^差分方法消除單位根，再使用其進(jìn)行計(jì)量分析。本文采用Eviews8.0軟件，以ADF檢驗(yàn)法對(duì)時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，其結(jié)果如下表1所示。通過檢驗(yàn)結(jié)果可知，各變量的一階差分變量都在1%和5%的顯著性水平上表現(xiàn)出平穩(wěn)過程，表明各變量都滿足I(1)過程，并且P值都很小，說明效果很好。并且解釋變量和因變量之間可能存在協(xié)整關(guān)系，即長期均衡關(guān)系。

表1 各變量單位根檢驗(yàn)結(jié)果

注：△表示各變量取一階差分；檢驗(yàn)形式中(C、T、L)字母分別表示單位根檢驗(yàn)中的常數(shù)項(xiàng)、時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)和滯后階數(shù)；***、**、*表示數(shù)據(jù)檢驗(yàn)通過了1%、5%、10%顯著性水平。

2.協(xié)整檢驗(yàn)及OLS回歸

為了測(cè)定變量之間是否存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，本文采用多變量的EG兩步檢驗(yàn)法，對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，其檢驗(yàn)結(jié)果如下表2所示。

表2 變量間的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

注：et表示OLS回歸后的殘差；其他同上。

從表2的檢驗(yàn)結(jié)果可知，農(nóng)村的殘差變量et=-5.264，城鎮(zhèn)的et=-7.004，均小于臨界值-2.639，拒絕原假設(shè)；表明殘差不存在單位根，即et均為平穩(wěn)序列，在1%的顯著性水平上都通過了平穩(wěn)性檢驗(yàn)。各模型中的變量之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，可以分別對(duì)農(nóng)村和城鎮(zhèn)兩個(gè)模型進(jìn)行回歸。本文采用OLS分別對(duì)兩個(gè)模型進(jìn)行估計(jì)，得出農(nóng)村居民消費(fèi)行為回歸模型：

LnCt=-0.255+0.349LnCt-1+0.620Lnyt+0.047Lnyt-1

(-1.377) (1.654) (2.690) (0.146)

+0.125UNt+ 0.017RRt+0.016INFt

(3-1)

(0.402) (2.058) (2.110)

R2=0.992，Ad-R2=0.990，F(xiàn)=547.21,DW=1.894

從(3-1)回歸模型可以看出，其擬合優(yōu)度(R2)和調(diào)整后的擬合優(yōu)度(Ad-R2)均大于0.99，擬合效果很好；DW值介于1.5-2.5之間，且接近2，模型基本不存在較為嚴(yán)重的自相關(guān)問題，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量顯著，整體回歸有效。此外，可以看出：一是模型中各解釋變量系數(shù)均為正，與因變量呈正相關(guān)。其中滯后一期的消費(fèi)、當(dāng)期收入、實(shí)際利率和通貨膨脹率等四個(gè)變量t值較大，顯著性高；未來不確定性變量則不顯著。二是收入水平對(duì)農(nóng)村居民的消費(fèi)行為影響存在“棘輪效應(yīng)”和“示范效應(yīng)”，但即期收入水平對(duì)消費(fèi)的促進(jìn)作用更大；三是實(shí)際利率和通貨膨脹對(duì)農(nóng)村居民的消費(fèi)具有促進(jìn)作用，但更側(cè)重于收入效應(yīng)；此外，農(nóng)村居民收入低，其消費(fèi)大部分集中在生活必需品上，物價(jià)上漲時(shí)，其消費(fèi)可能是被動(dòng)的。四是未來不確定性變量系數(shù)與現(xiàn)有大多數(shù)研究結(jié)論不符，但其系數(shù)為正只是表明農(nóng)村居民對(duì)未來的消費(fèi)預(yù)期呈現(xiàn)為一定的樂觀態(tài)度，并不一定代表未來不確定性對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)有積極的刺激作用。

城鎮(zhèn)居民消費(fèi)行為回歸模型：

LnCt=0.523+0.153LnCt-1+1.245Lnyt-0.495Lnyt-1

(3.824) (0.874) (5.276) (-1.782)

+0.523UNt-0.0005RRt-0.0008INFt

(3-2)

(2.602) (-0.170) (-0.309)

R2=0.999,Ad-R2=0.998,F=3439.566,DW=2.089

從(3-2)回歸模型中可以看出，R2和Ad-R2值均大于0.99，擬合效果很好，模型也基本不存在自相關(guān)問題，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量顯著，回歸模型有效。從回歸的結(jié)果可以得出：第一，滯后一期消費(fèi)和當(dāng)期收入與城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)支出呈同鄉(xiāng)波動(dòng)，即前期消費(fèi)支出與收入越高，當(dāng)期的消費(fèi)就越高，且當(dāng)期收入變量顯著性更高。第二，實(shí)際利率和通貨膨脹率的回歸系數(shù)為負(fù)；實(shí)際利率提高，利率的替代效應(yīng)增強(qiáng)；物價(jià)上漲，居民的實(shí)際購買力下降，從而對(duì)城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)起抑制作用。第三，滯后一期的收入系數(shù)為負(fù)，可能是城鎮(zhèn)居民注重當(dāng)期的消費(fèi)，也可能出現(xiàn)提前消費(fèi)現(xiàn)象導(dǎo)致后期的消費(fèi)減少；而當(dāng)期消費(fèi)對(duì)未來不確定性的反應(yīng)與農(nóng)村居民相同，表現(xiàn)為對(duì)未來消費(fèi)預(yù)期的樂觀態(tài)度。

3.誤差修正模型(ECM)的建立

為了檢驗(yàn)變量之間是否存在短期均衡關(guān)系，進(jìn)一步建立四川省農(nóng)村和城鎮(zhèn)居民消費(fèi)行為誤差修正模型。由上文回歸模型可知，未來不確定性的顯著性差，檢驗(yàn)結(jié)果不符合現(xiàn)有大多數(shù)研究結(jié)論，與現(xiàn)實(shí)消費(fèi)行為不太符合。因此在誤差修正模型中剔除該變量，根據(jù)Granger定理可以建立以下誤差修正模型：

△LnCt=α+β1△LnCt-1+β2△Lnyt+β3△Lnyt-1+β4△RRt+β5△INFt+ecmt-1+εt

(3-3)

其中ecmt-1表示滯后一期的殘差，εt表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。分別對(duì)農(nóng)村和城鎮(zhèn)居民消費(fèi)誤差修正模型進(jìn)行OLS回歸，得到農(nóng)村居民消費(fèi)行為誤差修正模型：

△LnCt=0.007+0.508△LnCt-1+0.724△Lnyt-0.378△Lnyt-1

(0.346) (1.443) (3.344) (-1.056)

+0.006△RRt+0.005△INFt-1.124ecmt-1

(3-4)

(0.565) (0.464) (-2.567)

R2=0.529,Ad-R2=0.420,F=4.860,DW=1.561

從(3-4)的回歸結(jié)果可知，R2=0.529，Ad-R2=0.420，擬合效果不是很好，DW=1.561介于1.5-2.5之間，模型基本不存在自相關(guān)問題，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量不顯著。此外，滯后一期的消費(fèi)、當(dāng)期收入、實(shí)際利率和通貨膨脹率的回歸系數(shù)均為正，說明解釋變量同農(nóng)村居民短期消費(fèi)呈同向波動(dòng)，對(duì)農(nóng)村居民短期消費(fèi)具有一定程度的促進(jìn)作用，但實(shí)際利率和通貨膨脹率的顯著性很弱，促進(jìn)作用很弱。而滯后一期的收入則呈負(fù)相關(guān)，表明在短期中農(nóng)村居民注重儲(chǔ)蓄，并且不會(huì)輕易消費(fèi)將用以預(yù)防疾病和災(zāi)害等引致的重大支出；滯后一期的殘差系數(shù)為負(fù)，說明存在-1.124的修正力量使四川省農(nóng)村居民人均生活消費(fèi)支出在下期向均衡值靠攏。

城鎮(zhèn)居民消費(fèi)誤差修正模型：

△LnCt=:-0.015+0.242△LnCt-1+0.884△Lnyt+0.024△Lnyt-1

(-0.966) (0.629) (4.768) (0.064)

+0.0013△RRt+0.0013△INFt-0.758ecmt-1

(3-5)

(0.256) (0.259) (-1.813)

R2=0.593,Ad-R2=0.490,F=6.303,DW=1.869

從回歸結(jié)果可知，R2和Ad-R2的值較小，擬合效果不是很好；DW=1.87，該模型不存在較為嚴(yán)重的自相關(guān)問題，但F統(tǒng)計(jì)量不顯著。從(3-5)模型中可以看出，滯后一期的消費(fèi)、當(dāng)期收入、滯后一期收入、實(shí)際利率、通貨膨脹率等解釋變量系數(shù)均為正，對(duì)四川省城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)有促進(jìn)作用，但當(dāng)期收入和滯后一期的消費(fèi)比較顯著。滯后一期的殘差回歸系數(shù)為負(fù)，說明存在-0.758的修正力量使四川省城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出在下期向均衡值靠攏。

四、結(jié)論與建議

從上文的研究結(jié)果可以得出以下結(jié)論：在長期中，一是滯后一期的消費(fèi)和當(dāng)期收入水平是城鄉(xiāng)居民消費(fèi)支出的核心影響因素，能促進(jìn)居民消費(fèi)；相比城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)，農(nóng)村居民的即期收入對(duì)其消費(fèi)支出影響較小，而前期的消費(fèi)對(duì)其當(dāng)期消費(fèi)影響較大。二是前期收入水平、實(shí)際利率和通貨膨脹率對(duì)四川省農(nóng)村和城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)有相反的作用；農(nóng)村居民消費(fèi)傾向于收入效應(yīng)，城鎮(zhèn)居民則偏向?qū)嶋H利率的替代效應(yīng)；通貨膨脹率對(duì)農(nóng)村居民的消費(fèi)具有較弱的促進(jìn)作用，但可能是被動(dòng)的消費(fèi)，而對(duì)城鎮(zhèn)居民則有抑制作用。三是由于心理認(rèn)知和信息不充分等，居民對(duì)未來的預(yù)期都存在偏差；但是農(nóng)村居民對(duì)消費(fèi)預(yù)期的樂觀性較弱。從誤差修正模型中可推知，各解釋變量在短期中對(duì)四川城鄉(xiāng)居民的消費(fèi)影響較小。

結(jié)合以上研究結(jié)論，提出幾點(diǎn)建議。首先，加強(qiáng)精準(zhǔn)扶貧力度和積極推動(dòng)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，培育農(nóng)村人口的自我“可行能力”，形成持續(xù)的內(nèi)源性收入增收途徑。前期消費(fèi)與收入水平是城鄉(xiāng)居民消費(fèi)的主要影響因素，但目前四川省城鎮(zhèn)居民的人均收入和消費(fèi)水平是農(nóng)村的2.6倍和2倍，說明農(nóng)村居民的消費(fèi)低，有很大的提升空間。其次，增加對(duì)農(nóng)村地區(qū)的醫(yī)療保健、教育事業(yè)以及就業(yè)保障體系建設(shè)并完善其機(jī)制。相對(duì)于城鎮(zhèn)居民，即期收入水平對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)影響較小，而前期消費(fèi)的影響較大，以及普遍對(duì)未來消費(fèi)預(yù)期沒有城鎮(zhèn)呈現(xiàn)樂觀態(tài)勢(shì)。表明農(nóng)村地區(qū)存在“脆弱性”程度較深，對(duì)未來的不確定性沒有保障。最后，適度控制利率實(shí)施溫和的通貨政策，刺激居民消費(fèi)。雖然兩者對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)具有促進(jìn)作用，但對(duì)城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)有較弱的抑制作用，并且指標(biāo)過高不利于整體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。因此，政府要充分發(fā)揮因勢(shì)利導(dǎo)作用。

【注釋】

①《中共中央關(guān)于制定國民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展第十三個(gè)五年規(guī)劃的建議》.

②四川統(tǒng)計(jì)年鑒2015.

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