易行健，朱力維，楊碧云

一、引言

近20年來，消費不足成為我國宏觀經(jīng)濟表現(xiàn)中的突出特征之一，在整體國民經(jīng)濟中的占比呈現(xiàn)下降趨勢。1995-2015年，中國GDP平均增長速度達9.4%，最終消費率卻從1995年的59.1%下降至2015年的51.82%，其中居民消費率更是從46.7%下降到38.05%，遠低于世界平均水平①Jonathan Garner（2005）認為世界各國居民消費率的平均水平為60%。。同時，我國城鎮(zhèn)居民平均消費傾向也由1995年的0.82下降到2015年的0.62，同期農(nóng)村居民平均消費傾向由0.83下降到0.70②2013年城鄉(xiāng)居民收入，消費數(shù)據(jù)口徑發(fā)生了改變，從2013年起，國家統(tǒng)計局開展了城鄉(xiāng)一體化住戶收支與生活狀況調(diào)查。。因此，如何釋放城鄉(xiāng)居民消費潛力，實現(xiàn)經(jīng)濟增長方式從投資拉動向消費拉動轉型，成為當前我國宏觀調(diào)控的重要任務。在此期間，我國城鄉(xiāng)居民不同來源收入占總收入比重發(fā)生了較大變化，2002-2013年，城鎮(zhèn)居民工資性收入、轉移性收入占比分別下降了6.12和0.77個百分點，而財產(chǎn)性收入、經(jīng)營性收入占比分別上升1.49和5.41個百分點；農(nóng)村居民除了經(jīng)營性收入占比下降以外，工資性、轉移性以及財產(chǎn)性收入占比分別上升11.31、4.85和1.25個百分點①數(shù)據(jù)來源：國家統(tǒng)計局。。

消費者在做出消費決策時會內(nèi)在地將不同來源收入加以區(qū)分,從而使得不同的收入有不同的消費傾向（Thaler,1999）。因此，不同來源收入性質的差異和它們在收入結構中地位的變化也可能使得不同來源收入對消費產(chǎn)生的影響不同，雖然已有文獻（張秋惠和劉金星，2010；李春琦和張杰平，2011；雷理湘和胡浩，2015）探討了不同來源收入，同時考慮工資性收入、經(jīng)營性收入、轉移性收入與財產(chǎn)性收入對居民消費的影響，但是通過文獻梳理，發(fā)現(xiàn)學界就不同來源收入對消費的影響并沒有達成統(tǒng)一的結論（李春琦和張杰平，2011）。因此，在我國不同來源收入占總收入比重不斷變化，而居民平均消費傾向也呈現(xiàn)下降趨勢的現(xiàn)實背景下，本文嘗試利用2002-2013年中國省級面板數(shù)據(jù)，實證研究不同來源收入對城鄉(xiāng)居民消費行為的影響以及影響是否存在差異，并結合中國的實際情況提出相應的政策建議。

二、文獻綜述

（一）國外文獻回顧

20世紀30年代以來，消費儲蓄理論產(chǎn)生了一系列研究，最早是凱恩斯的絕對收入假說與杜森貝里的相對收入假說，他們認為收入是消費的重要決定因素。Thaler（1990）認為生命周期假說中基于不同來源財富產(chǎn)生的收入帶來的邊際消費傾向都是相等的說法是有缺陷的，他探討了不同類型財富的改變對邊際消費傾向的影響，發(fā)現(xiàn)獲得一筆“意外之財”的邊際消費傾向取決于這筆收入的大小，獲得的收入較少將會被劃入當期收入被消費，反之會進入財產(chǎn)賬戶儲蓄。Carriker等（1993）基于Thaler（1990）認為收入是可替代的假說，利用美國堪薩斯州農(nóng)場管理協(xié)會1976-1990年165個農(nóng)場的面板數(shù)據(jù)和加權最小二乘法實證研究發(fā)現(xiàn)：每個家庭成員的政府支付與非農(nóng)場收入的短期和長期邊際消費傾向分別是0.05和0.21，而農(nóng)場收入只有0.02與0.12，遠低于政府支付與非農(nóng)場收入，這一結論支持了不穩(wěn)定收入的邊際消費傾向低于穩(wěn)定收入的邊際消費傾向的論點。Sand（2002）發(fā)現(xiàn)20世紀70年代挪威農(nóng)戶的收入體系發(fā)生了某種程度改變，非農(nóng)業(yè)收入、政府轉移性收入在可支配收入中的比重上升，而農(nóng)業(yè)收入（生產(chǎn)性收入）由于其不穩(wěn)定性等特征，已經(jīng)不再是農(nóng)業(yè)收入體系中重要的組成部分。他參照Carriker等（1993）的理論模型——該理論模型考慮到了消費者的消費習慣以及收入的可替代性等因素——利用1976-1997年挪威258名農(nóng)戶的面板數(shù)據(jù)和系統(tǒng)GMM的估計方法，實證研究發(fā)現(xiàn)258名農(nóng)戶農(nóng)場收入的邊際消費傾向約為0.14，非農(nóng)場收入的邊際消費傾向約為0.24，政府轉移性收入的邊際消費傾向約為0.20。國外文獻認為農(nóng)場收入低于非農(nóng)場收入與政府轉移性收入的邊際消費傾向主要是因為農(nóng)場收入是風險性較大的收入，而非農(nóng)場收入與轉移性收入都是較穩(wěn)定的收入，會拉動消費。國外的理論或者實證文獻基于不同收入結構的視角探討居民消費問題，雖然對不同來源收入的劃分與國家統(tǒng)計局的劃分不一致，也沒有涉及到財產(chǎn)性收入等變量，但是國外文獻的實證結果均表明，農(nóng)場收入等非穩(wěn)定性收入的邊際消費傾向低于非農(nóng)場收入等穩(wěn)定性收入的邊際消費傾向，原因是有穩(wěn)定收入的居民無需太多儲蓄來應對收入變動給自身帶來的影響。

（二）國內(nèi)文獻回顧

中國國家統(tǒng)計局基于不同來源將總收入劃分為工資性收入、經(jīng)營性收入、財產(chǎn)性收入和轉移性收入，部分學者探討了農(nóng)村不同來源收入對居民消費的影響，但沒有達成統(tǒng)一的結論。張秋惠和張金星（2010）利用1997-2007年省級面板數(shù)據(jù)，使用固定效應模型，發(fā)現(xiàn)農(nóng)村居民四項收入對消費的影響均顯著為正，不同來源收入邊際消費傾向的大小排序為：轉移性收入＞財產(chǎn)性收入＞經(jīng)營性收入＞工資性收入。該文獻對此的解釋是：作為家庭基本收入的工資性收入與經(jīng)營性收入具有持久性收入的特點，是農(nóng)村經(jīng)營性支出和預防性儲蓄的主要來源，而轉移性收入、財產(chǎn)性收入被認為是“意外之財”，一般在支出的時候較隨意，對消費的拉動效應較為明顯。方福前和張艷麗（2011）借鑒Carriker等（1993）的模型，考慮了消費者的消費慣性和收入間的不完全替代關系，利用我國30個省份2001-2008年的省級動態(tài)面板數(shù)據(jù)和系統(tǒng)GMM的方法實證研究發(fā)現(xiàn)：農(nóng)村居民工資性收入與經(jīng)營性收入的邊際消費傾向要低于轉移性收入和財產(chǎn)性收入，四項收入的邊際消費傾向大小分別為：0.196、0.276、0.304、0.301，這與張秋惠和張金星（2010）的結論相似，但是該文獻給出的解釋是：農(nóng)村居民工資性收入和經(jīng)營性收入的不確定性較大，比較容易受到自然氣候、市場風險等因素的影響，因此這種不確定性需要用儲蓄來彌補，從而拉低了居民消費。不同于方福前和張艷麗（2011）、張秋惠和張金星（2010），雷理湘和胡浩（2015）在凱恩斯消費函數(shù)的基礎上，利用我國31個省市自治區(qū)1997-2013年的省級面板數(shù)據(jù)和固定效應模型實證研究發(fā)現(xiàn)：農(nóng)村居民四項不同來源收入對消費的影響均顯著為正，其邊際消費傾向大小排序為：工資性收入＞經(jīng)營性收入＞轉移性收入＞財產(chǎn)性收入。該文獻給出的解釋是：2010年前，工資性收入、經(jīng)營性收入波動性較大；2010年后，工資性收入、家庭經(jīng)營性收入波動性明顯降低，居民會將這兩類收入增加的大部分用于消費。部分學者探討城鎮(zhèn)不同來源收入對居民消費的影響，方福前和張艷麗（2011）利用我國30個省市自治區(qū)2002-2008年的省級動態(tài)面板數(shù)據(jù)和系統(tǒng)GMM的方法實證研究發(fā)現(xiàn)：城鎮(zhèn)居民工資性收入和經(jīng)營性收入的邊際消費傾向分別為0.75、0.79，財產(chǎn)性收入和經(jīng)營性收入的邊際消費傾向分別為0.65、0.43，前兩項收入的邊際消費傾向明顯大于后兩項收入的邊際消費傾向，主要是因為對于城鎮(zhèn)居民來說，工資性收入和經(jīng)營性收入是穩(wěn)定并且可以預見的，因此人們對這兩項收入不會儲蓄反而會消費，而財產(chǎn)性收入與轉移性收入的不確定性較大，人們需要增加儲蓄的份額來彌補這種收入的波動。

綜上所述，目前已經(jīng)有文獻探討了不同來源收入對居民消費的影響，但是文獻得出的結論不盡一致，我們認為主要有以下兩點原因：第一，樣本區(qū)間設定的不一致導致了結果的差別①張秋慧和張金星（2010）的研究采用了1997-2007年的數(shù)據(jù)和固定效應模型，而雷理湘和胡浩（2015）的研究同樣采用了固定效應模型，但是使用了1997-2013年的數(shù)據(jù)，得出了不一致的結論。；第二，可能存在遺漏變量偏差的問題①方福前和張艷麗（2011）的研究利用我國30個省份2002-2008年的數(shù)據(jù)，但是未加入任何控制變量，侯石安、趙和楠（2012）同樣利用2002-2008年城鎮(zhèn)居民的省級面板數(shù)據(jù)研究居民收入來源對消費的影響，將通貨膨脹預期作為控制變量引入，得出了不一致的結論。。本文嘗試從以下兩方面展開進一步的研究：（1）以往文獻對居民不同來源收入與消費的研究未考慮居民消費水平的影響因素，本文嘗試在數(shù)據(jù)可得性的基礎上，將影響居民消費水平的眾多因素納入模型，以系統(tǒng)考察決定城鄉(xiāng)居民消費的共性特征；（2）本文嘗試將工資性收入、財產(chǎn)性收入、轉移性收入、經(jīng)營性收入引入基準方程，在控制影響居民消費水平不同因素的基礎上，考察不同來源收入對城鄉(xiāng)居民消費的影響效應。

三、實證檢驗

（一）計量模型設定

本文參照Carriker等（1993）的方法，將居民人均消費水平作為因變量，自變量的選擇按照理論的關聯(lián)性和數(shù)據(jù)可得性原則進行，考慮到居民消費的習慣以及收入的不完全替代性等因素，建立了如下的動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型：

其中下標i與t分別表示地區(qū)與時期，C表示人均居民消費水平，代表了居民i在時期t從第s種收入來源中所獲得的收入，本文主要關注四種不同來源的收入，即工資性收入、財產(chǎn)性收入、轉移性收入與經(jīng)營性收入。則是這四種不同來源收入的短期邊際消費傾向，X代表一系列影響居民消費水平的因素，ν是殘差項?？紤]到我國居民消費可能受習慣的影響，當前消費水平與過去消費水平密切相關，我們建立了動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，在模型中引入了消費的滯后項作為解釋變量。由于滯后項與殘差項ν相關，使用固定效應或者隨機效應模型將會導致參數(shù)的有偏與非一致性。針對這種內(nèi)生性問題，我們參照Blundell和Bond（1998），采用系統(tǒng)GMM方法對模型進行估計。

（二）數(shù)據(jù)來源、變量選擇與描述性統(tǒng)計

本文使用的數(shù)據(jù)是2002-2013年省級面板數(shù)據(jù)，選擇這一區(qū)間的主要原因是：2013年以前城鄉(xiāng)收入、消費等數(shù)據(jù)的調(diào)查口徑來源于城鎮(zhèn)、農(nóng)村住戶抽樣調(diào)查，2013年以后的數(shù)據(jù)來源于城鄉(xiāng)一體化住戶調(diào)查，為避免調(diào)查口徑不一致引起的測量偏差，本文選擇了2013年以前的數(shù)據(jù)作為樣本。其中城鎮(zhèn)的計量分析數(shù)據(jù)使用的是2002-2013年中國31個省區(qū)市的省級面板數(shù)據(jù)，樣本數(shù)量為372；農(nóng)村的計量分析數(shù)據(jù)使用的是2002-2013年中國26個省區(qū)市②北京、天津、上海、重慶四個直轄市的數(shù)據(jù)予以剔除，主要基于以下兩個原因：第一，根據(jù)國家統(tǒng)計局數(shù)據(jù)，2002-2013年，北京、天津、上海、重慶城鎮(zhèn)人口平均占比分別為82.70%、70.10%、61.47%、49.21%，重慶近年來城鎮(zhèn)人口比重迅速上升（職建仁、王紫燕，2016），農(nóng)村人口比重相對較??；第二，北京、天津、上海、重慶缺乏農(nóng)村消費價格指數(shù)。西藏由于統(tǒng)計數(shù)據(jù)不全也不納入研究范圍。的省級面板數(shù)據(jù)，樣本數(shù)量是312。本文所采用的省級面板數(shù)據(jù)均來源于中國國家統(tǒng)計局統(tǒng)計數(shù)據(jù)與《中國統(tǒng)計年鑒 2014》。

由于本文對城鎮(zhèn)與農(nóng)村分別進行計量回歸，因此將統(tǒng)計性描述表分為城鎮(zhèn)與農(nóng)村兩部分，定義與統(tǒng)計性描述如表1、表2所示。

表1 城鎮(zhèn)樣本變量定義與描述性統(tǒng)計

表2 農(nóng)村樣本變量定義與描述性統(tǒng)計

（續(xù)表）

（三）實證檢驗

1．基準回歸

本部分為基準回歸。為提高實證回歸的準確性，我們在實證回歸中對與收入、消費相關的變量進行對數(shù)處理，一方面能夠使得數(shù)據(jù)更加平穩(wěn)，另一方面也削弱了模型的共線性、異方差性。采用系統(tǒng)GMM方法對居民消費水平的影響因素進行動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型估計，為了進行對比，也采用OLS與固定效應方法將靜態(tài)與動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的結果列出來。表3、表4中的回歸方程（1）、（2）是采用OLS方法進行混合回歸的結果，方程（2）控制了年份虛擬變量，方程（3）是采用固定效應方法對靜態(tài)面板數(shù)據(jù)進行估計的結果，方程（4）、（5）、（6）分別是采用OLS、固定效應方法和系統(tǒng)GMM方法估計動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的結果。

表3為城鎮(zhèn)居民消費水平影響因素的計量檢驗結果。從表3方程（6）系統(tǒng)GMM的估計結果來看，城鎮(zhèn)居民可支配收入對居民消費有顯著的正向影響，城鎮(zhèn)居民可支配收入每提高1%，人均消費增長0.366%。城鎮(zhèn)居民消費存在較強的慣性，慣性系數(shù)為0.508。我們發(fā)現(xiàn)少兒撫養(yǎng)比對城鎮(zhèn)居民消費的影響在1%的水平上顯著為負，這可能是因為家庭孩子數(shù)量減少后，父母對孩子的人力資本投資會增加，如果這種撫養(yǎng)費用的增加超過了因孩子減少而增加的儲蓄，則消費率會不降反升（李文星等，2008）；而老年撫養(yǎng)比對居民消費影響的彈性系數(shù)顯著為正，符合生命周期理論假說。通貨膨脹率對居民消費水平影響系數(shù)的符號符合預期，即通貨膨脹率的上升將降低人均居民消費。

表4為農(nóng)村居民消費水平影響因素的計量檢驗結果。農(nóng)村居民人均純收入對居民消費的影響顯著為正，農(nóng)村人均純收入每提高1%，人均消費上升0.297%。農(nóng)村居民消費也存在較強的慣性，慣性系數(shù)為0.730。與城鎮(zhèn)居民相比，農(nóng)村居民當期消費更大程度上受制于上期消費，這可能是因為農(nóng)村居民收入水平較低，面臨的消費選擇與消費方式較少，因此很難改變之前的消費行為（方福前和張艷麗，2011）。城鄉(xiāng)收入系數(shù)顯著為正，說明城鎮(zhèn)居民收入相對農(nóng)村居民收入的上升會提高農(nóng)村消費的水平。農(nóng)村家庭人均純收入增長率對居民消費的影響顯著為正。但是我們沒有發(fā)現(xiàn)少兒撫養(yǎng)比、老年撫養(yǎng)比以及通貨膨脹率能顯著影響農(nóng)村居民消費水平的證據(jù)。

表3 城鎮(zhèn)居民消費水平影響因素的計量檢驗結果

表4 農(nóng)村居民消費水平影響因素的計量檢驗結果

（續(xù)表）

2．城鄉(xiāng)居民不同來源收入是否顯著影響居民消費水平

本部分我們考慮城鄉(xiāng)居民不同來源收入是否顯著影響居民消費水平，通過對與收入、消費相關的變量進行對數(shù)處理后，使用系統(tǒng)GMM的估計方法對動態(tài)面板數(shù)據(jù)進行檢驗。表5是城鎮(zhèn)居民不同來源收入變量對消費影響的檢驗結果。首先，在基準回歸的基礎上加入居民人均轉移性收入變量，在此基礎上陸續(xù)引入工資性收入、經(jīng)營性收入和財產(chǎn)性收入三個變量，可以發(fā)現(xiàn)：城鎮(zhèn)工資性收入、財產(chǎn)性收入對居民消費的影響顯著為正，在控制其他變量的情況下，工資性收入每提高1%，城鎮(zhèn)居民人均消費增長0.201%；財產(chǎn)性收入每提高1%，城鎮(zhèn)居民人均消費增長0.051%。我們發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)工資性收入對居民消費的拉動作用要明顯大于財產(chǎn)性收入，這可能是因為對城鎮(zhèn)居民來說工資性收入作為穩(wěn)定性收入是可預見的，有穩(wěn)定性收入的居民，相對收入變動的不確定性程度也會較低，從而無需準備過多儲蓄來應對未來的消費支出；而財產(chǎn)性收入由于其不穩(wěn)定性的特征，居民會將這部分收入作為儲蓄，以應對未來的消費支出。轉移性收入對城鎮(zhèn)居民消費的影響并不顯著，可能的原因在于離退休金是城鎮(zhèn)居民轉移性收入的主要組成部分，而退休金主要針對的人群是老年人，老年人的消費能力相對弱（鞏師恩和范從來，2012）。另外，我們沒有找到經(jīng)營性收入顯著影響居民消費的證據(jù)。

表6是農(nóng)村居民不同來源收入變量對消費影響的檢驗結果。對農(nóng)村居民而言，不同來源的收入對居民消費的影響均顯著為正，工資性收入、經(jīng)營性收入、轉移性收入和財產(chǎn)性收入對居民消費影響的彈性系數(shù)分別為：0.166、0.272、0.086和0.02。我們發(fā)現(xiàn)農(nóng)村居民經(jīng)營性收入、工資性收入對居民消費的影響要大于轉移性收入、財產(chǎn)性收入，這與侯石安和趙和楠（2012）的結論是一致的，但是侯石安和趙和楠（2012）沒有對實證結果做出解釋。從收入不確定角度來看，農(nóng)村經(jīng)營性收入、工資性收入具有持久性收入的特征，更為穩(wěn)定且波動性小，而轉移性收入和財產(chǎn)性收入是農(nóng)村居民的“意外之財”（張秋慧和劉金星，2010）。擁有不穩(wěn)定收入的居民相比穩(wěn)定收入的居民來說邊際消費傾向低，主要是因為有穩(wěn)定收入的居民無需去儲蓄來應對收入的變動給自身帶來的影響（Friedman，1957）。

另外，城鄉(xiāng)居民收入對消費影響的差異較為明顯，主要表現(xiàn)在：第一，城鎮(zhèn)人均可支配收入對居民消費的影響大于農(nóng)村人均純收入。第二，城鎮(zhèn)不同來源的收入對居民消費的影響大于農(nóng)村。以工資性收入為例，城鎮(zhèn)工資性收入每提高1%，人均居民消費提高0.201%；農(nóng)村居民工資性收入每提高1%，人均居民消費提高0.166%?？傮w看來，我國城鎮(zhèn)居民對不同來源的收入有更強的消費意愿，消費市場的主力在城鎮(zhèn)。

表5 城鎮(zhèn)居民不同來源收入對消費的影響分析

表6 農(nóng)村居民不同來源收入對消費的影響分析

（續(xù)表）

四、結論、政策建議與進一步研究方向

本文采用系統(tǒng)GMM，對中國城鄉(xiāng)居民樣本進行了一系列實證研究，主要結論如下：

首先，利用2002-2013年的省級面板數(shù)據(jù)，考察了城鄉(xiāng)居民消費水平的影響因素，發(fā)現(xiàn)：城鄉(xiāng)居民收入對居民消費水平的影響顯著為正，彈性系數(shù)分別為0.366和0.297；城鎮(zhèn)、農(nóng)村消費都存在較強的慣性，慣性系數(shù)分別為0.50和0.730；城鎮(zhèn)居民通貨膨脹對居民消費水平影響系數(shù)的符號符合預期，即通貨膨脹率的上升會降低城鎮(zhèn)居民消費水平。

其次，對城鎮(zhèn)居民而言，工資性收入和財產(chǎn)性收入對居民消費的影響顯著為正，這兩項收入對消費影響的彈性系數(shù)分別為0.201、0.051，工資性收入對城鎮(zhèn)居民消費的拉動作用大于財產(chǎn)性收入；對農(nóng)村居民而言，四種不同來源的收入對居民消費的影響均顯著為正，工資性收入、經(jīng)營性收入、轉移性收入與財產(chǎn)性收入對消費影響的彈性系數(shù)分別為：0.166、0.272、0.086和0.020，經(jīng)營性收入、工資性收入對農(nóng)村居民消費的拉動作用大于轉移性收入與財產(chǎn)性收入。

根據(jù)以上結論，我們提出如下政策建議：

第一，針對城鎮(zhèn)居民，政府短期內(nèi)應提高工資性收入和財產(chǎn)性收入，有助于拉動城鎮(zhèn)的消費市場。一是建立并完善最低工資制度和職工工資增長機制；二是大力完善資本市場，促進股票、債券、基金市場的發(fā)展，拓寬城鎮(zhèn)居民投資資本市場的途徑。

第二，針對農(nóng)村居民，一方面大力發(fā)展縣域經(jīng)濟，在此基礎上提高農(nóng)村居民工資性收入與經(jīng)營性收入；另一方面，完善社會保障制度，加大對農(nóng)村居民的轉移支付、提高農(nóng)村居民的財產(chǎn)性收入。

本文利用省級動態(tài)面板數(shù)據(jù)實證分析了不同來源收入對城鄉(xiāng)居民消費的影響，但是目前考慮不同來源收入對城鄉(xiāng)居民消費影響的微觀實證文獻相對較少，下一步可從微觀視角出發(fā)，詳細分析家庭內(nèi)部工資性收入、財產(chǎn)性收入、轉移性收入以及經(jīng)營性收入對居民總體消費與各分項消費支出的影響。