賈 晶 副教授

（武漢商學(xué)院 湖北武漢 430056）

自20世紀(jì)90年代起，我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度和市場機(jī)制逐漸合理化（羅江等，2016）。但隨著我國城鄉(xiāng)居民在醫(yī)療、教育以及養(yǎng)老等方面承擔(dān)的風(fēng)險逐漸增加，如何促進(jìn)理性消費的增長成為目前的重要研究課題（王相寧等，2018）。傳統(tǒng)消費理性研究認(rèn)為，消費理性的根本問題是適合實現(xiàn)特定數(shù)量的消費商品效用最大化，而個體消費是實現(xiàn)效用最大化的參與主體。隨著通脹預(yù)期和理性預(yù)期理論研究的深入，國內(nèi)外學(xué)者通過理性預(yù)期檢驗來對消費者的消費行為進(jìn)行研究。我國學(xué)者關(guān)于理性消費的研究主要是在國外理論研究的基礎(chǔ)上，針對我國基本國情進(jìn)行居民消費增長的理論研究，但是研究不夠深入，對于促進(jìn)我國城鄉(xiāng)居民消費增長的路徑研究也相對較少（冷晨昕等，2016）。因此，探究我國城鄉(xiāng)居民理性消費現(xiàn)狀和增長路徑不僅具有重要的理論意義，同時還具有一定的現(xiàn)實意義。

持久收入理性預(yù)期和理性消費分析

（一）城鎮(zhèn)居民理性持久收入預(yù)期檢驗

持久收入理性預(yù)期假說（REPIH）中，持久收入是決定消費的主要因素，而不確定性則主要是由隨機(jī)收入所產(chǎn)生的，若以Ct-1表示除滯后一期消費，那么在t期之前的所有經(jīng)濟(jì)指標(biāo)均不能夠支持對Ct的預(yù)測。REPIH檢驗主要有正交性檢驗和敏感性檢驗兩部分構(gòu)成，其中正交性檢驗Et（Ct-1，It-1）又包括消費高階滯后項以及收入滯后項兩種預(yù)測能力的檢驗，敏感性檢驗Et（Ct-1，Xt-Et-1，Et-1Xt）則主要是依靠收入水平來判斷預(yù)期部分對于消費變動的解釋能力（陳亮等，2016）。

1.城鎮(zhèn)居民消費的正交性檢驗。本文選擇消費和收入作為經(jīng)濟(jì)變量，其中收入指的是城鎮(zhèn)居民家庭人均收入，消費指的是城鎮(zhèn)居民的實際消費水平為了便于分析，將2000～2018年我國省際面板數(shù)據(jù)進(jìn)行價格調(diào)整（1997=100），其中利率為一年定期存款的利率。采用Hall法，依次將城鎮(zhèn)居民的消費和收入滯后項進(jìn)行正交性檢測，具體估算公式如下：

對數(shù)據(jù)進(jìn)行正交性檢驗時，設(shè)原假設(shè)為H0：βj=0，（j=1，2，...q）。如檢驗結(jié)果接受原假設(shè)，則REPIH能夠用于對消費行為的解釋；反之，如檢驗結(jié)果拒絕原假設(shè)，則REPIH不能夠用于對消費行為的合理解釋，即消費并非隨機(jī)游走。通過居民實際消費水平結(jié)合上述公式對數(shù)據(jù)進(jìn)行正交性實驗，因為被解釋變量屬于一階差分，因此本文通過選擇公式1中右側(cè)滯后兩期數(shù)據(jù)和公式2右側(cè)滯后一期數(shù)據(jù)，從而降低樣本損失。各變量面板數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗的結(jié)果如表1所示。從表1中可以看出，無論是不同根下的ADF檢驗還是相同根下的LLC檢驗，結(jié)果均表明各變量都是平穩(wěn)序列，說明通過了平穩(wěn)性檢驗。

根據(jù)公式1所選擇的三種模型的殘差平方和S1、S2和S3分別為0.479、0.528和0.622，F(xiàn)2統(tǒng)計量為1.348，P值為1。結(jié)果表明應(yīng)選擇不變參數(shù)隨機(jī)效應(yīng)模型。根據(jù)公式2選擇的三種模型殘差平方和S1、S2和S3分別為0.527、0.581和0.646，F(xiàn)2統(tǒng)計量為1.203，P值為0.8104，結(jié)果同樣表明應(yīng)選擇不變參數(shù)隨機(jī)效應(yīng)模型。

表2為城鎮(zhèn)居民持久收入預(yù)期正交實驗結(jié)果。檢驗結(jié)果顯示，收入以及消費高階滯后項在對當(dāng)期消費的影響程度并不明顯，兩者對與當(dāng)期消費支出不具備預(yù)測能力；利率對于消費的影響作用同樣不明顯，這可能是由于較為寬松的利率政策所導(dǎo)致的。消費和收入滯后項影響結(jié)果表明接受原假設(shè)，即正交檢驗通過。

2.城鎮(zhèn)居民收入的敏感性檢驗。對于敏感性的檢驗主要依靠收入Y，檢驗公式如下：

設(shè)原假設(shè)為H0：ρ1=0。如果t檢驗結(jié)果顯示接受原假設(shè)，說明REPIH針對消費性能能夠給出合理解釋，反之則不能。實際消費Yt主要由可預(yù)期和不可預(yù)期兩部分構(gòu)成，分別對應(yīng)于公式3中的ρ2[lnYt-Et-1（lnYt）]和ρ3ln（1+i）項。根據(jù)敏感性檢驗選取的三種模型殘差平方和 S1、S2、S3分別為 0.362、0.453、0.59，統(tǒng)計量 F1和F2分別為2.451和1.192，P值為1，表明應(yīng)選擇的模型類型是隨機(jī)效應(yīng)變截距模型。城鎮(zhèn)居民收入預(yù)期敏感性檢驗結(jié)果如表3所示，可以看出收入的可預(yù)期部分和不可預(yù)期部分相比較，不可預(yù)期部分在對消費行為的影響方面更加明顯，而利率變動在對消費行為的影響方面表現(xiàn)不明顯。參數(shù)ρ1對應(yīng)的P值大小說明原假設(shè)被接受，即通過了敏感性檢驗。

表1 變量面板數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗結(jié)果（城鎮(zhèn)）

表2 正交性檢驗參數(shù)（城鎮(zhèn)）

表3 敏感性檢驗參數(shù)結(jié)果（城鎮(zhèn)）

表4 變量面板數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗結(jié)果（農(nóng)村）

表5 正交性檢驗參數(shù)估計結(jié)果（農(nóng)村）

表6 敏感性檢驗參數(shù)結(jié)果（農(nóng)村）

（二）農(nóng)村居民持久收入理性預(yù)期檢驗

農(nóng)村居民消費的正交性檢驗。農(nóng)村居民消費正交性檢驗的方法、公式和原假設(shè)以及檢驗過程均與城鎮(zhèn)居民消費的正交性檢驗一致。即通過農(nóng)村居民實際消費數(shù)據(jù)Ct和公式1、2，對面板數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗和協(xié)整檢驗，具體檢驗結(jié)果如表4所示，可以看出兩種檢測方法所得到的最終結(jié)果均表明各序列具有較好的平穩(wěn)性，即通過了面板數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗。協(xié)整檢驗結(jié)果表明，公式1中的變量之間存在一種以上的協(xié)整關(guān)系，公式2中的變量之間存在兩種以上的協(xié)整關(guān)系。

根據(jù)公式1所選擇的三種模型的殘差平方和S1、S2和S3分別為1.253、1.478和1.621，統(tǒng)計量F1和F2分別為1.289和1.183，P值為0.0728，根據(jù)結(jié)果選擇的模型為固定效應(yīng)變截距模型。根據(jù)公式2選擇的三種模型的S1、S2和S3分別為1.047、1.348和1.515，統(tǒng)計量F1和F2分別為1.341和1.188，P值為0，同樣應(yīng)選擇固定效應(yīng)變截距模型。農(nóng)村居民持久收入正交性檢驗結(jié)果如表5所示?？梢钥闯霎?dāng)顯著性水平為10%時，收入以及消費高階滯后項在農(nóng)村居民消費行為方面表現(xiàn)出較為明顯的影響，說明兩者能夠很好地預(yù)測當(dāng)期的農(nóng)村居民消費；此外，利率變動同樣會對消費決策產(chǎn)生比較明顯的影響，且利率和消費支出具有相同的變化趨勢，這說明農(nóng)村居民消費的增長并非是因為利率政策的調(diào)整，因此正交性檢驗沒有通過。

農(nóng)村居民收入的敏感性檢驗。根據(jù)公式3選擇三種形式模型的殘差平方和S1、S2和S3分別為1.273、1.538和1.782，統(tǒng)計量F2為0.568和1.192，P值為0，因此應(yīng)選擇不變參數(shù)固定效應(yīng)模式。敏感性檢驗結(jié)果如表6所示，可以看出收入的可預(yù)期和不可預(yù)期部分對于農(nóng)村居民當(dāng)期消費增長的影響程度并不相同，當(dāng)不可預(yù)期收入不能解釋消費增長時，原假設(shè)被接受，敏感性檢驗通過；但是結(jié)果顯示利率和消費的變化具有相同的趨勢，這說明利率政策并不是促進(jìn)農(nóng)村居民消費增長的主要原因。所以，正交性檢驗不通過。

通貨膨脹理性預(yù)期和理性消費分析

在經(jīng)濟(jì)理論的基礎(chǔ)上，通過解釋變量的選擇以及對滯后期通貨膨脹影響的考慮，來對通貨膨脹預(yù)期和消費理性進(jìn)行分析。所用數(shù)據(jù)為1999～2018年的省際面板數(shù)據(jù)，以居民消費價格指數(shù)（1999=100）來對物價的水平變化進(jìn)行衡量?？紤]到經(jīng)濟(jì)增長也會造成通脹的發(fā)生，因此通過分析收入來反應(yīng)物價的變化情況，以建立經(jīng)濟(jì)模型的方式比較通貨膨脹預(yù)期。模型的公式如下：

式（4）中的Pt表示t期的實際價格水平，Pte表示預(yù)期價格水平，yt-1表示t-1期的收入，pt-j表示滯后j期的通脹率，εt表示白噪聲序列。通過式（4）可得出預(yù)期通脹率，然后將其和實際經(jīng)濟(jì)中的通脹率進(jìn)行線性擬合，最終根據(jù)擬合結(jié)果來判斷理性通脹預(yù)期是否存在。

表9 價格預(yù)期模型分析結(jié)果（農(nóng)村）

表7 價格預(yù)期模型分析結(jié)果（城鎮(zhèn)）

表8 理性通脹預(yù)期檢驗結(jié)果（城鎮(zhèn)）

（一）城鎮(zhèn)居民通貨膨脹預(yù)期理性檢驗

城鎮(zhèn)居民預(yù)期通貨膨脹率。以我國在1999-2018年城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和消費物價指數(shù)的省際數(shù)據(jù)建立城鎮(zhèn)居民預(yù)期通貨膨脹率面板數(shù)據(jù)，然后對我國城鎮(zhèn)居民預(yù)期通貨膨脹率進(jìn)行分析，結(jié)果如表7所示。表中的參數(shù)βi用于衡量收入對價格的影響，ωi，1用于衡量不同截面滯后一期價格增長對當(dāng)期價格增長的影響?？梢钥闯觯煌孛婢用裢涱A(yù)期會受到收入政策不同程度的影響，其中四川省城鎮(zhèn)居民通脹預(yù)期受收入政策的影響程度最大，影響程度最小的省份是遼寧省?？傮w來看，我國東部、中部和西部地區(qū)的收入影響回歸系數(shù)分別為0.072、0.084和0.093，說明經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與城鎮(zhèn)居民通脹預(yù)期存在負(fù)相關(guān)的關(guān)系，這主要是因為地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，城鎮(zhèn)居民的收入和物價水平也相對較高，因此對于商品價格的變動表現(xiàn)出較低的敏感程度。收入政策對于促進(jìn)落后地區(qū)的城鎮(zhèn)居民消費增長具有顯著的效果，但是同樣也會帶來嚴(yán)重的通脹預(yù)期，最終會造成居民消費的下降。

城鎮(zhèn)居民通貨膨脹預(yù)期理性檢驗。表8為城鎮(zhèn)居民理性通脹預(yù)期檢驗結(jié)果。從表中可以看出，所有省份的δ大小均為1，對應(yīng)統(tǒng)計量為0，說明原假設(shè)被接受。從殘差序列單根檢驗結(jié)果可看出，參與分析的29個省份中，除了青海省和四川省外，其余27個省份的序列均具有較高的平穩(wěn)性。因此，總體來看，我國城鎮(zhèn)居民具有理性通脹預(yù)期。

（二）農(nóng)村居民通貨膨脹預(yù)期理性檢驗

通過正交性檢驗可知，農(nóng)村居民消費不具有理性持久收入預(yù)期，且數(shù)列沒有通過協(xié)整檢驗，因此選擇作為價格水平變動的解釋變量，則lnyt/ct能夠在很大程度上準(zhǔn)確的反映出儲蓄增長趨勢，從而從側(cè)面可判斷居民收入的變化趨勢。模型三種形式的S1、S2和S3分別為0.251、0.280和0.292，統(tǒng)計量F2大小為0.844，因此應(yīng)選擇不變參數(shù)模型，具體參數(shù)估計結(jié)果如圖9所示。通過比較可以發(fā)現(xiàn)，參數(shù)β的顯著性不強(qiáng)，與之相比參數(shù)ω1表現(xiàn)出明顯的顯著性。因此，收入政策和消費行為在促進(jìn)農(nóng)村居民通脹預(yù)期形成方面影響不顯著，大部分農(nóng)村居民在對未來價格趨勢進(jìn)行判斷時，通常是參照以往的價格趨勢做出判斷，這主要是因為農(nóng)村居民消費和收入均存在較高的敏感性。

表10 農(nóng)村居民理性通脹預(yù)期檢驗結(jié)果

表10為農(nóng)村居民理性通貨膨脹預(yù)期檢驗的結(jié)果。從表中可以看出，在10%和5%的顯著性水平下，北京市、上海市、云南省和浙江省存在通脹預(yù)期，剩余25個省份的農(nóng)村居民均不具有理性通脹預(yù)期。從δ=1的檢驗結(jié)果中可以看出，29個省份均通過了檢驗，但是其中僅有上述四個省市的殘差序列表現(xiàn)出了平穩(wěn)性。因此，根據(jù)結(jié)果可以得出農(nóng)村居民不具有理性通脹預(yù)期的結(jié)論。

城鄉(xiāng)居民理性消費增長的路徑

城鎮(zhèn)居民的理性消費增長路徑。第一，穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)政策。穩(wěn)定的政策能夠使得經(jīng)濟(jì)信號的導(dǎo)向性更前，消費者對于不確定性辨別的能力和信心得到提高，從而有助于形成良好的消費循環(huán)。第二，進(jìn)一步完善醫(yī)療和養(yǎng)老體制改革。完善社會保障體系，不僅能夠提升居民的生活質(zhì)量，同時還能夠消除居民在進(jìn)行消費行為時的顧慮，對于居民消費增長具有較好的促進(jìn)作用，同時還有助于降低居民消費習(xí)慣的形成。第三，轉(zhuǎn)變消費觀念。城鄉(xiāng)居民自身要以積極的態(tài)度來對待消費行為，通過對新型消費觀念的學(xué)習(xí)和各項技能的更新，來不斷提高居民抵御不確定性影響的能力，從而適應(yīng)新的經(jīng)濟(jì)發(fā)展形勢，實現(xiàn)自身消費行為的合理性。

農(nóng)村居民的理性消費增長路徑。第一，不斷提高農(nóng)村居民的收入及其穩(wěn)定性。收入的提高是促進(jìn)居民消費增長的源動力，只有農(nóng)村居民的收入提高了，居民對于不確定性的辨別和抵御能力才會得到提升。第二，穩(wěn)定農(nóng)村居民消費價格指數(shù)。對于收入水平較低的農(nóng)村居民來說，物價穩(wěn)定性越高，農(nóng)村受到不確定性的影響程度越小，而穩(wěn)定農(nóng)村居民消費價格水平必須依靠完善的社會保障制度，因此要首先完善農(nóng)村居民的社會保障制度。第三，加強(qiáng)農(nóng)村地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)。基礎(chǔ)設(shè)施的加強(qiáng)不僅能夠提高農(nóng)村地區(qū)資源的利用率，同時還能夠促進(jìn)農(nóng)村地區(qū)建設(shè)的規(guī)范化，提高農(nóng)村地區(qū)的經(jīng)濟(jì)水平和發(fā)展環(huán)境，除此之外，還有助于農(nóng)村地區(qū)消費觀念的轉(zhuǎn)變和新型消費方式的傳播。