不確定性、流動(dòng)性約束與居民消費(fèi)城鄉(xiāng)差異基于我國東部地區(qū)面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析

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1、不確定性、流動(dòng)性約束與居民消費(fèi)城鄉(xiāng)差異 --基于我國東部地區(qū)面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析 浙江工商大學(xué) xxx 摘要：本文構(gòu)建了面板數(shù)據(jù)模型，對流動(dòng)性約束和不確定性條件下的我國東部地區(qū)居民消費(fèi)的城鄉(xiāng)差異進(jìn)行了實(shí)證分析。研究結(jié)果表明：2000年以來，我國東部地區(qū)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)行為存在較大差異；農(nóng)村居民消費(fèi)受流動(dòng)性約束的影響大于城鎮(zhèn)居民；農(nóng)村居民對實(shí)際利率變化的收入效應(yīng)小于替代效應(yīng)，而城鎮(zhèn)居民與之相反；農(nóng)村居民受前期消費(fèi)變動(dòng)和長期消費(fèi)傾向的影響大于城鎮(zhèn)居民；對于收入與支出的不確定性對城鄉(xiāng)居民消費(fèi)是否有影響無法得到定論。 關(guān)鍵字：不確定性 流動(dòng)性

2、約束 東部地區(qū) 城鄉(xiāng)消費(fèi)差異 面板數(shù)據(jù) 1、 引言 　 隨著中國經(jīng)濟(jì)改革的不斷深入，我國居民消費(fèi)行為也發(fā)生了顯著變化，居民的儲蓄額大幅度上升，最終消費(fèi)率尤其是居民的最終消費(fèi)率處于偏低水平，并且我國目前處于二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)狀態(tài)，城市化工業(yè)化不斷加快進(jìn)程，在這樣的背景下，研究不確定性、流動(dòng)性約束與居民消費(fèi)的城鄉(xiāng)差異具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。 西方宏觀經(jīng)濟(jì)理論對居民消費(fèi)行為研究始于20世紀(jì)30年代，最具代表性的就是凱恩斯的絕對收入假說和Duscnberry(1949)的相對收入假說。隨后Friedman和F.Modigliani在原有消費(fèi)者行為分析框架基礎(chǔ)上分別提出了永久收入假說和生命周期

3、假說。而Hall(1978)考慮到不確定性的存在，將理性預(yù)期理論引入永久收入假說和生命周期假說，提出隨機(jī)游走假說。Flavin(1981)假設(shè)持久收入遵循一階自回歸過程，并利用美國的總和時(shí)序數(shù)據(jù)進(jìn)行估計(jì)，發(fā)現(xiàn)消費(fèi)不僅取決于持久收入，也且也收到預(yù)期的收入變化的影響，即消費(fèi)對收入的“過度敏感性”。而Campbell and Deaton (1987)試圖從不同于Hall和Flavin的角度驗(yàn)證隨機(jī)游走假說，提出了消費(fèi)的“過渡平滑性”，即消費(fèi)的實(shí)際波動(dòng)小于理論估計(jì)值，這一發(fā)現(xiàn)對隨機(jī)游走假說形成了巨大的沖擊，然而這種現(xiàn)象卻可以用預(yù)防性儲蓄理論和流動(dòng)性約束理論得到很好地解釋。流動(dòng)性約束假說是Zeldes

4、 (1989)提出的，他發(fā)現(xiàn)流動(dòng)性約束不論何時(shí)發(fā)生，都會(huì)使一個(gè)人的消費(fèi)比他想得到的要少，即使是發(fā)生于未來也會(huì)減少當(dāng)期消費(fèi)。Deaton (1991)通過建立消費(fèi)模型模擬面臨流動(dòng)性約束并且具有等彈性效用函數(shù)的消費(fèi)者的消費(fèi)行為，發(fā)現(xiàn)收入的不確定性越高，儲蓄額也就越高，相應(yīng)地，消費(fèi)支出也就越小。 流動(dòng)性約束也引起了越來越多的國內(nèi)學(xué)者的關(guān)注。宋錚（1999）較早地運(yùn)用預(yù)防性儲蓄假說定量分析中國居民儲蓄行為；龍志和等（2000）研究發(fā)現(xiàn)我國城鎮(zhèn)居民存在顯著的預(yù)防性儲蓄動(dòng)機(jī)；萬廣華等（2001）分析了流動(dòng)性約束與不確定性在中國居民消費(fèi)行為演變中所起的作用，得出流動(dòng)性約束型消費(fèi)者所占比重的上升以及不確定性

5、的增大是造成了中國目前的低消費(fèi)增長和內(nèi)需不足的原因。周好文（2002）通過建立一個(gè)包含不確定性和流動(dòng)性約束在內(nèi)的模型闡明其中的內(nèi)在機(jī)理，并在此基礎(chǔ)上提出鋸齒型消費(fèi)曲線假說；申樸等（2003）采用對轉(zhuǎn)軌時(shí)期城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)行為及影響因素進(jìn)行的經(jīng)驗(yàn)分析，結(jié)果表明，城鎮(zhèn)居民在收入增長率減緩，并面臨較強(qiáng)的不確定性和流動(dòng)性約束條件下，必然會(huì)減少當(dāng)前消費(fèi)增加儲蓄，從而導(dǎo)致目前消費(fèi)疲軟和總需求不足的狀況；杭斌等（2005）研究發(fā)現(xiàn)在消費(fèi)與收入的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系中，預(yù)防性儲蓄動(dòng)機(jī)的影響是顯著的。 而對我國居民的城鄉(xiāng)差異的研究，國內(nèi)也有不少學(xué)者進(jìn)行了研究。王芳（2007）則通過均值比較和標(biāo)準(zhǔn)差系數(shù)的統(tǒng)計(jì)分析方法，定

6、性地對我國東中西部城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平進(jìn)行比較分析，發(fā)現(xiàn)東部城鄉(xiāng)消費(fèi)絕對差異較小，但城鄉(xiāng)省際間差異較大，在同一地區(qū)，省際間消費(fèi)差異城鄉(xiāng)各不同，并非所有消費(fèi)項(xiàng)目都是城鎮(zhèn)省際差異要小于農(nóng)村省際差異，東中西部地區(qū)城鄉(xiāng)消費(fèi)結(jié)構(gòu)差異較明顯，東部地區(qū)大部分消費(fèi)項(xiàng)目城鄉(xiāng)絕對差異居同類比較之首；潘文軒（2010）以凱恩斯絕對收入假說、杜森貝里相對收入假說、弗里德曼恒常收入假說等西方消費(fèi)理論為基礎(chǔ)，對城鄉(xiāng)居民消費(fèi)函數(shù)分別進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，這種差異性具體表現(xiàn)在相鄰期間消費(fèi)關(guān)聯(lián)性、自發(fā)消費(fèi)、邊際消費(fèi)傾向和消費(fèi)行為穩(wěn)定性這四個(gè)方面；洪韜（2010）對杭州市城鄉(xiāng)居民消費(fèi)的實(shí)證分析結(jié)果顯示：兩者消費(fèi)結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)明顯的二元結(jié)構(gòu)，在

7、食品、居住、衣著、服務(wù)性消費(fèi)方面存在著較大差距，農(nóng)村居民的平均消費(fèi)傾向較低，城鄉(xiāng)消費(fèi)水平差距有擴(kuò)大的趨勢。以上研究只是定性地描述或者基于傳統(tǒng)的西方消費(fèi)理論為基礎(chǔ)進(jìn)行實(shí)證分析，但都沒有考慮到不確定性、流動(dòng)性約束對居民消費(fèi)城鄉(xiāng)差異的影響。而金賢鋒（2006）對我國轉(zhuǎn)型期間城鄉(xiāng)居民消費(fèi)的二元結(jié)構(gòu)和跨期不確定性進(jìn)行分析得知我國城鄉(xiāng)居民消費(fèi)的二元特征明顯，農(nóng)村收入的緩慢增長和體制改革滯后等造成的不確定性，是農(nóng)村居民消費(fèi)水平低的重要因素；劉慧宏（2007）運(yùn)用預(yù)防性儲蓄理論分析我國居民消費(fèi)情況，運(yùn)用回歸模型對不確定性、 流動(dòng)性約束和我國城鄉(xiāng)居民消費(fèi)分別進(jìn)行實(shí)證分析，得出不確定性、流動(dòng)性約束與我國居民消費(fèi)有

8、著顯著影響，而且是更多的抑制居民的消費(fèi)，造成居民消費(fèi)需求疲軟；王浩瀚等（2009）的研究表明，在整個(gè)轉(zhuǎn)型期，我國城鄉(xiāng)居民的消費(fèi)受流動(dòng)性約束的影響都是顯著的，且差異不大，受流動(dòng)性約束的影響也是顯著的，相對而言城鎮(zhèn)居民受到不確定性影響更顯著些；唐紹祥等（2010）就不確定性和流動(dòng)性約束等對我國居民消費(fèi)行為影響進(jìn)行比較分析,結(jié)果表明：1978年以來，收入的不確定性對城鎮(zhèn)居民消費(fèi)行為的負(fù)面影響要大于農(nóng)村居民，城鎮(zhèn)居民面臨的流動(dòng)性約束相對小于農(nóng)村居民，城鎮(zhèn)居民面對利率的替代效應(yīng)要大于收入效應(yīng)，而農(nóng)村居民與之相反。 縱觀上述文獻(xiàn)，我們通過比較發(fā)現(xiàn)，雖然有很多學(xué)者對居民消費(fèi)城鄉(xiāng)差異進(jìn)行了研究，但研究不確定

9、性、流動(dòng)性約束與居民消費(fèi)城鄉(xiāng)差異的文獻(xiàn)并不多；在分析方法上，在以往文獻(xiàn)的分析中，大都使用最小二乘法(OLS) (劉慧宏，2007)分析不確定性與流動(dòng)性約束對居民消費(fèi)或居民消費(fèi)城鄉(xiāng)差距的影響。本文運(yùn)用面板數(shù)據(jù)模型就不確定性和流動(dòng)性約束對我國東部地區(qū)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)行為的影響進(jìn)行對照分析。面板數(shù)據(jù)分析可以控制不可觀測的地區(qū)特定效應(yīng)或時(shí)間特定效應(yīng)，能夠提供更多信息、更多變化性、更少共線性、更多自由度和更高效率，并且能更好地識別和度量純時(shí)間序列和純橫截面數(shù)據(jù)所不能發(fā)現(xiàn)的影響因素。 本文余下部分的安排如下：第二部分是理論模型；第三部分計(jì)量模型設(shè)定和數(shù)據(jù)來源；第四部分是實(shí)證分析及對計(jì)量結(jié)果進(jìn)行分析說明；第五

10、部分給出結(jié)論及政策性建議。 2、 理論模型 流動(dòng)性約束又稱信貸約束，是指居民從金融機(jī)構(gòu)以及非金融機(jī)構(gòu)和個(gè)人取得貸款以滿足消費(fèi)時(shí)所受到的限制，是由于信貸市場不完善，消費(fèi)者不能無成本的借貸，意味著消費(fèi)者不能充分利用消費(fèi)信貸進(jìn)行舉債消費(fèi)。此時(shí)，消費(fèi)者無法通過正常借貸實(shí)現(xiàn)最優(yōu)和理想的消費(fèi)計(jì)劃，無法實(shí)現(xiàn)收入的自由跨期轉(zhuǎn)移，使消費(fèi)無法在不同時(shí)期平滑。 居民的效用函數(shù)由一系列消費(fèi)決定，而且目前的消費(fèi)與未來的消費(fèi)之間具有某種跨期替代效應(yīng)，則居民的儲蓄消費(fèi)決策是在跨期預(yù)算約束條件下的多期效用最大化。在跨時(shí)預(yù)算約束條件下，一個(gè)典型的消費(fèi)者將通過分配一生的收入來規(guī)劃一生的消費(fèi)，以實(shí)現(xiàn)其預(yù)期生命周期內(nèi)的效用最大

11、化，這是新古典經(jīng)濟(jì)理論關(guān)于居民消費(fèi)展開分析的基本假說。Hall(1978)指出，這一最優(yōu)化問題的必要條件可以用歐拉方程表示為： (1) 其中，t 和τ是時(shí)間指數(shù)，E 是數(shù)學(xué)期望值運(yùn)算符號，u ( c)代表即時(shí)效用函數(shù)，β表示主觀貼現(xiàn)率，cτ 表示τ時(shí)期的實(shí)際消費(fèi)量，rτ 表示從τ- 1 到 τ時(shí)期資產(chǎn)的實(shí)際利率，假定效用函數(shù)u( c)為相對風(fēng)險(xiǎn)厭惡型的，即不存在不確定性，利率固定不變。 如果假定利率服從正態(tài)分布，消費(fèi)變量服從對

12、數(shù)正態(tài)分布，歐拉方程( 1)就變成下式（Hall，1988）： (2) 其中，v 為一包含c 和r 的方差及協(xié)方差的殘差項(xiàng)，所以v可用于測度不確定性的大小。Hal l( 1988)假定v 為一常數(shù)，因而方程( 2)可以轉(zhuǎn)換為下面的式子: (3) 其中，，ε是白噪聲誤差項(xiàng)。 Campbell and Mankiw(1989)把消費(fèi)者分為兩種類型來協(xié)調(diào)凱恩斯消費(fèi)模型與生命周期消費(fèi)模型之間的矛盾。一類消費(fèi)者只是憑經(jīng)驗(yàn)消費(fèi)他們的現(xiàn)期收入，而另一類則進(jìn)行跨

13、時(shí)資源配置。假如總收入的一定比例δ由第一類消費(fèi)者所支配，依據(jù)假設(shè)，其消費(fèi)行為的變化服從下式：，取對數(shù)形式為：,則第二類消費(fèi)者：，加總得到總消費(fèi)的變化： (4) 其中，，Campbell and Mankiw指出在方程(4)中，雖然a1與δ不完全等同，但傳達(dá)了同樣的信息,即它測定了消費(fèi)者中流動(dòng)性約束型消費(fèi)者所占比例的大小。模型(4)表明，在流動(dòng)性約束條件下，消費(fèi)的變化則取決于收入和利率的變化，而不僅僅是后者。 Carroll(1992)將不確定性因素引進(jìn)消費(fèi)模型，提出下面的方程：

14、 (5) 其中，獨(dú)立同分布誤差項(xiàng)，是給定現(xiàn)期可用信息條件下下期消費(fèi)增長的條件方差。 在以上模型的基礎(chǔ)上，我們可以構(gòu)建包含方程(3)-(5)的模型，如下： (6) 在消費(fèi)行為研究中，消費(fèi)增長的滯后變量Δlnct-1和誤差修正項(xiàng)(lnyt-lnct)是經(jīng)常被考慮的因素，其中Δlnct-1反映的是消費(fèi)調(diào)整成本、消費(fèi)習(xí)慣等的影響，而(lnyt-lnct)考慮的是y和c之間可能存在著長期的整合關(guān)系(萬廣華等, 2001)。因此綜合考慮，可以得到如下模型:

15、 (7) 三、計(jì)量模型設(shè)定與數(shù)據(jù)處理 （一）面板數(shù)據(jù)模型的設(shè)定 我們將利用面板數(shù)據(jù)模型對不確定性、流動(dòng)性約束與我國東部地區(qū)居民消費(fèi)城鄉(xiāng)差異進(jìn)行實(shí)證研究。我們選取東部地區(qū)的11省市（北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南) 作為11個(gè)截面單元，恩格爾系數(shù)顯示2000年東部地區(qū)11個(gè)省市基本都進(jìn)入小康階段，因此選取2000-2009年的數(shù)據(jù)，結(jié)合前面的模型（7），我們構(gòu)造如下面板數(shù)據(jù)模型： （二）數(shù)據(jù)處理 我們利用農(nóng)村和城鎮(zhèn)居民的宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)來分析居民的

16、消費(fèi)行為，其中分別用各省的城鎮(zhèn)人均消費(fèi)支出和農(nóng)村人均消費(fèi)性支出表示城鎮(zhèn)居民消費(fèi)(ci,t)c和農(nóng)村居民消費(fèi)(ci,t)r；用城鎮(zhèn)人均可支配收入表示城鎮(zhèn)居民收入數(shù)據(jù)(yi,t)c,農(nóng)村人均純收入表示農(nóng)村居民收入(yi,t)r；而各省城鎮(zhèn)居民實(shí)際利率(ri,t)c用全國的一年存款利率值減去城鎮(zhèn)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)得到,農(nóng)村居民實(shí)際利率(ri,t)r用全國的一年存款利率值減去農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)得到，其中，全國的一年存款利率值是根據(jù)加權(quán)平均得到的，由于北京、上海、天津三個(gè)直轄市的居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)沒有城鎮(zhèn)和農(nóng)村之分，因此農(nóng)村和城鎮(zhèn)均用的同一組數(shù)據(jù)。城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民的消費(fèi)和收入數(shù)據(jù)分別采用城鎮(zhèn)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)

17、和農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平減（2000年為100）；本文分別用城鎮(zhèn)和農(nóng)村收入的對數(shù)增長量減去其均值的平方來衡量城鎮(zhèn)和農(nóng)村收入的不確定性,分別記為（unyi,t)c和（unyit)r;用城鎮(zhèn)和農(nóng)村消費(fèi)的對數(shù)增長量減去其均值的平方分別來衡量城鎮(zhèn)和農(nóng)村支出的不確定性,分別記為（unci,t)c和（unci,t)r;用城鎮(zhèn)和農(nóng)村的居民收入和消費(fèi)取對數(shù)后的增長率之比值分別來衡量城鎮(zhèn)和農(nóng)村的不確定性造成的風(fēng)險(xiǎn),記為(uny/ci,t)c和(uny/ci,t)r；本文所有基礎(chǔ)數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》相關(guān)年份。 四、模型估計(jì)及結(jié)果分析 （一）穩(wěn)定性檢驗(yàn) 在對模型進(jìn)行估計(jì)之前，為了避免偽回歸，我們先對

18、各個(gè)變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。本文同時(shí)采用了LLC、Breitung、IPS、ADF-Fisher、和PP-Fisher檢驗(yàn)方法對變量(ci,t)c、(ci,t)r、(yi,t)c、(yi,t)r、(ri,t)c、(ri,t)r、（unyi,t)c、（unyit)r、（unci,t)c、（unci,t)r、(uny/ci,t)c、(uny/ci,t)r以及(lnyi,t-lnci,t)c和(lnyi,t-lnci,t)r進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。結(jié)果如表1和表2所示。由表1可知，用LLC和PP-Fisher方法的得到的結(jié)果是所有變量都不存在單位根，用Breitung、IPS、ADF-Fisher方法檢驗(yàn)時(shí)有個(gè)

19、別變量存在單位根，因此，我們認(rèn)為所有變量都不存在單位根。由表2可以得到相似的結(jié)果。因此，我們認(rèn)為城鎮(zhèn)變量和農(nóng)村變量都均不存在單位根。 （二）PGMM和PGLS估計(jì) 在各個(gè)序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)的結(jié)果的基礎(chǔ)上，由于模型自變量中存在因變量的滯后項(xiàng)以及自變量之間存在相關(guān)性，針對這一特點(diǎn)，接下來我們用兩種方法對模型進(jìn)行估計(jì)，分別為面板廣義最小二乘法（PGLS）和面板廣義矩估計(jì)（PGMM），模型的估計(jì)結(jié)果見表3、表4。 表1 東部地區(qū)城鎮(zhèn)面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)結(jié)果 檢驗(yàn)方法 LLC Breitung IPS

20、 ADF-Fisher PP-Fisher 注：括號中的數(shù)據(jù)為統(tǒng)計(jì)量，分別表示1%、5%、10%的顯著水平。 表2 東部地區(qū)農(nóng)村面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)結(jié)果 檢驗(yàn)方法 LLC Breitung IPS ADF-Fisher PP-Fisher 注：括號中的數(shù)據(jù)為統(tǒng)計(jì)量，分別表示1%、5%、10%的顯著水平。 在確定

21、PGLS的具體形式之前，首先需要對模型進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)，以確定模型為固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型。通過檢驗(yàn)可以判定模型均采用固定效應(yīng)的形式；然后針對于固定效應(yīng)為變截距還是變系數(shù)這一問題，我們又進(jìn)行了相關(guān)的Chow檢驗(yàn)，最后確定模型為變截距的固定效應(yīng)模型。 在得到模型的估計(jì)結(jié)果之后，接下來我們來分析各個(gè)影響因素對居民消費(fèi)行為的影響機(jī)制。對居民消費(fèi)行為影響最大的因素必然是收入，而的估計(jì)值表示的是東部地區(qū)居民的消費(fèi)的敏感性系數(shù)，從這一參數(shù)估計(jì)值可以分析居民的消費(fèi)變化對收入變化的敏感程度。由于模型的建立是對消費(fèi)收入等數(shù)據(jù)取對數(shù)，所以系數(shù)的具體數(shù)值并不能說明收入對消費(fèi)的具體影響程度，只能通過對城

22、鄉(xiāng)居民的估計(jì)結(jié)果進(jìn)行比較，進(jìn)而得出城鄉(xiāng)居民受流動(dòng)性約束影響的強(qiáng)弱。表3中，模型得到的估計(jì)結(jié)果均在1%的顯著性水平下顯著不為零，而且可以發(fā)現(xiàn)在三種不確定性的假設(shè)下，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)（C(1)~C(2)）的敏感系數(shù)（）均大于農(nóng)村居民（R(1)~R(2)），分析其原因是由于城鎮(zhèn)中金融市場比農(nóng)村發(fā)達(dá)，所以城鎮(zhèn)居民進(jìn)行借貸消費(fèi)等較容易，而且城鎮(zhèn)居民的預(yù)期收入較穩(wěn)定，有較大的借貸消費(fèi)偏好，故消費(fèi)水平對收入變化的反應(yīng)程度更大，所以城鎮(zhèn)居民較農(nóng)村居民受流動(dòng)性約束較小。 分析利率的系數(shù)可以很明顯的發(fā)現(xiàn)，可以表示居民消費(fèi)的跨期替代彈性。從表4的結(jié)果可以看出，利率對我國東部地區(qū)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的影響顯著為正（見C(1)~

23、C(3)中），而對農(nóng)村居民消費(fèi)的影響顯著為負(fù)（見R(1)~R(3)中），這表明實(shí)際利率變化對于城鎮(zhèn)居民而言，替代效應(yīng)小于收入效應(yīng)，對于農(nóng)村居民而言則相反。這與現(xiàn)實(shí)情況是相符的，城鎮(zhèn)居民的收入水平比農(nóng)村居民要高，當(dāng)利率上升時(shí)，城鎮(zhèn)居民受收入效應(yīng)影響較大，更傾向于增加現(xiàn)期消費(fèi)，而處于低收入水平的農(nóng)村居民則恰恰相反；同時(shí)，從城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的替代效應(yīng)小于收入效應(yīng)這一特點(diǎn)我們可以看出，我國東部地區(qū)城鎮(zhèn)的經(jīng)濟(jì)已發(fā)展到較高水平。 不確定性對我國東部地區(qū)居民的消費(fèi)影響可以從表3中的、、得出結(jié)論。其中通過比較可以發(fā)現(xiàn)收入和支出的不確定性對我國東部地區(qū)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響較顯著，對城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的影響較小，這與農(nóng)村居

24、民收入較不穩(wěn)定這一現(xiàn)狀是相符的。而且，不確定性的系數(shù)較與其他消費(fèi)影響因素的系數(shù)相比顯著性較低，這在一定程度上可以說明不確定性對我國的居民消費(fèi)并沒有產(chǎn)生顯著的影響。 表3 我國東部地區(qū)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)面板模型的PGLS估計(jì)結(jié)果 變量 參數(shù) 城鎮(zhèn) 農(nóng)村 C(1) C(2) C(3) R(1) R(2) R(3) 常數(shù)項(xiàng) (4.173) (4.603) (6.336) (9.975) (6.753) (7.513) (12.754) (12.156) (12.767) (7.334) (5.82)

25、 (6.444) (2.662) (2.662) (1.460) (-6.696) (-4.549) (-5.063) (1.789) (-2.541) (2.439) (-4.774) (-7.954) (-2.183) (-3.810) (-4.097) (-4.214) (-6.782) (-3.028) (-3.471)

26、 (-5.263) (-5.306) (-3.723) (-9.18) (-6.582) (-6.999) 0.726 0.766 0.829 0.694 0.644 0.568 F 16.404 19.949 29.058 14.145 11.485 8.619 D-W 2.083 2.119 2.209 1.386 1.555 1.539 截面數(shù) 11 11 11 11 11 11 觀察數(shù) 88 88 88 88 88 88 效應(yīng)模型 FE FE FE FE FE FE 注：括號中的數(shù)

27、據(jù)為統(tǒng)計(jì)量，分別表示1%、5%、10%的顯著水平；FE表示通過Hausman檢驗(yàn)應(yīng)采用固定效應(yīng)模型。 最后，我們可以把前期消費(fèi)增長與長期平均消費(fèi)傾向看做“習(xí)慣”對居民消費(fèi)行為的影響。從表3的估計(jì)結(jié)果看出，兩者的系數(shù)均高度顯著，而且兩者的系數(shù)均為負(fù)，這可以從整體上說明居民前期的消費(fèi)增長情況與長期消費(fèi)傾向?qū)用竦默F(xiàn)期消費(fèi)水平有負(fù)相應(yīng)。其原因?yàn)?，?dāng)居民前期的消費(fèi)波動(dòng)較小時(shí)，消費(fèi)者較容易在短期內(nèi)形成一定的消費(fèi)“習(xí)慣”，從而使得現(xiàn)期的消費(fèi)波動(dòng)減小，呈現(xiàn)一定的負(fù)效應(yīng)；而長期消費(fèi)傾向也是類似地通過消費(fèi)者的消費(fèi)“習(xí)慣”來減緩居民消費(fèi)水平的波動(dòng)。通過進(jìn)一步分析可以看出，模型C(1)~C(3)中的系數(shù)數(shù)值明顯

28、小于模型R(1)~R(3)中的系數(shù)數(shù)值，因此農(nóng)村居民消費(fèi)行為受“習(xí)慣”的影響較大。 表4 我國東部地區(qū)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)面板模型的PMM估計(jì)結(jié)果 變量 參數(shù) 城鎮(zhèn) 農(nóng)村 C(4) C(5) C(6) R(4) R(5) R(6) (16.382) (14.026) (10.792) (3.497) (6.821) (7.512) (1.551) (1.305) (1.656) (-1.947) (-2.213) (-2.221) (-0.459)

29、(0.981) (1.233) (0.432) (-2.118) (-0.134) (-4.552) (-3.609) (-3.938) (-3.44) (-3.217) (-3.665) (-2.438) (-1.925) (-2.255) (-4.371) (-4.46) (-4.676) J stat. 23.166 22.956 31.934 33.133 37.237 34

30、.446 截面數(shù) 11 11 11 11 11 11 觀察數(shù) 88 88 88 88 88 88 注：括號中的數(shù)據(jù)為統(tǒng)計(jì)量，分別表示1%、5%、10%的顯著水平 對于采用廣義最小二乘所得到的結(jié)果是否能正確反映經(jīng)濟(jì)變量之間的關(guān)系，有些學(xué)者對此表示懷疑。在動(dòng)態(tài)面板模型中，由于將因變量的滯后項(xiàng)作為解釋變量，從而導(dǎo)致解釋變量與隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)相關(guān)（即解釋變量具有內(nèi)生性），因此如果應(yīng)用標(biāo)準(zhǔn)的隨機(jī)效應(yīng)或者固定效應(yīng)對動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行估計(jì),必將導(dǎo)致估計(jì)量非一致性，而廣義矩估計(jì)能有效解決此問題。故我們采用GMM方法，對東部11個(gè)省市的城鄉(xiāng)面板數(shù)據(jù)重新進(jìn)行估計(jì)。對于動(dòng)態(tài)面板G

31、MM估計(jì)可以分為一步和兩步GMM估計(jì)。相比一步法估計(jì),兩步法不容易受到異方差的干擾,但是在有限樣本條件下,兩步法的標(biāo)準(zhǔn)誤會(huì)嚴(yán)重下偏,從而影響推斷。這種偏倚經(jīng)過Windmeijer(2005)調(diào)整后會(huì)減小,但會(huì)導(dǎo)致兩步GMM估計(jì)量的近似漸進(jìn)分布不可靠。所以，這里我們采用一步差分GMM來估計(jì)模型。所得結(jié)論如表4所示。 由表4可知，模型C(4)~C(6)中的估計(jì)系數(shù)比較接近，落在1.135~1.289之間，均大于表3中相應(yīng)的估計(jì)值，而模型R(5)~R(6)所得值均小于表3中相應(yīng)的值，可以發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)變化對收入變化的敏感程度數(shù)更大，農(nóng)村居民消費(fèi)變化對收入變化的敏感程度數(shù)更小。因此采用GMM估計(jì)更

32、能反映出收入變化對城鄉(xiāng)消費(fèi)變化影響的巨大差異，證明了農(nóng)村居民面臨的流動(dòng)性約束大于城鎮(zhèn)居民。模型C(4)~C(6)中的估計(jì)系數(shù)依然是正數(shù)，即對于城鎮(zhèn)居民來說實(shí)際利率的變化的收入效應(yīng)大于替代效應(yīng)，但是此估計(jì)系數(shù)不顯著；模型R(5)~R(6) 中的估計(jì)系數(shù)與GLS所估計(jì)出來的值非常接近。模型C(4)~C(6)、R(5)~R(6)中、、的估計(jì)值均不顯著（除模型C(6)外），此結(jié)論與PGLS方法得到結(jié)果不一致，反映出東部地區(qū)收入和支出的不確定性對城鎮(zhèn)居民與農(nóng)村居民消費(fèi)行為不存在顯著影響。模型C(4)~C(6)、R(5)~R(6)中系數(shù)均在1%的顯著性水平下顯著不為零，同表3中結(jié)果保持了一致性，并且所得估

33、計(jì)值的絕對值大部分大于表3中相應(yīng)的值。模型C(4)~C(6) 中系數(shù)的估計(jì)值沒有GLS方法所得結(jié)果顯著，但也從一定程度上說明城鎮(zhèn)居民的長期平均消費(fèi)傾向?qū)οM(fèi)變化有負(fù)效應(yīng)；模型R(5)~R(6)中系數(shù)的估計(jì)值均在1%的顯著性水平下顯著不為零，此結(jié)論同表3一致。此外，比較模型C(4)~C(6)和R(5)~R(6)中系數(shù)的估計(jì)值，所得結(jié)論與PGLS方法得到結(jié)論一致，即農(nóng)村居民的長期平均消費(fèi)傾向高于城鎮(zhèn)居民。 五、結(jié)論與政策性建議 本文的主要結(jié)論可以歸結(jié)為以下幾點(diǎn)內(nèi)容： 第一，由于我國城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)分化較嚴(yán)重，城鄉(xiāng)居民消費(fèi)行為有很大的差異，若研究我國居民消費(fèi)問題時(shí)忽視這種差異，會(huì)使得研究結(jié)果的

34、可信度降低； 第二，我國城鎮(zhèn)由于金融市場較發(fā)達(dá)、收入較穩(wěn)定等原因，城鎮(zhèn)居民較農(nóng)村居民受流動(dòng)性約束的的影響較小； 第三，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)對實(shí)際利率變化的收入效應(yīng)大于替代效應(yīng)，而農(nóng)村居民消費(fèi)對實(shí)際利率變化的收入效應(yīng)小于替代效應(yīng)，東部地區(qū)城鎮(zhèn)居民收入明顯高于農(nóng)村居民，城鎮(zhèn)已發(fā)展到較高水平； 第四，不確定性對我國東部地區(qū)城鎮(zhèn)與農(nóng)村居民的消費(fèi)行為影響是否顯著并不確定，不同估計(jì)方法的出的結(jié)果并不一致； 第五，前期消費(fèi)增長和長期平均消費(fèi)傾向等消費(fèi)“習(xí)慣”會(huì)使得居民的消費(fèi)波動(dòng)趨緩，而且農(nóng)村居民消費(fèi)行為受“習(xí)慣”的影響較大。 因此，針對本文得出的結(jié)論，提出一下建議： （1）大力發(fā)展農(nóng)村

35、金融市場，建立健全的農(nóng)村社會(huì)信用體系。通過優(yōu)化農(nóng)村金融制度，健全農(nóng)村金融組織體系，引導(dǎo)農(nóng)村金融的規(guī)范化成長，塑造農(nóng)村金融市場主體，推動(dòng)農(nóng)村金融市場正常發(fā)育，并積極發(fā)展消費(fèi)信貸，擴(kuò)大消費(fèi)信貸的規(guī)模，從而減少農(nóng)村的流動(dòng)性約束，提高農(nóng)村居民消費(fèi)。 （2）擴(kuò)大農(nóng)民收入水平是擴(kuò)大農(nóng)村居民消費(fèi)的主要途徑。收入約束是農(nóng)民消費(fèi)需求不足的根源，因此促進(jìn)農(nóng)民增收、提高農(nóng)民收入水平方面是擴(kuò)大農(nóng)民消費(fèi)需求的政策著眼點(diǎn)?？梢酝ㄟ^調(diào)整農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，減輕農(nóng)民負(fù)擔(dān)，減少稅收等辦法增加農(nóng)民收入，進(jìn)一步擴(kuò)大農(nóng)民消費(fèi)。 （3）提高城鎮(zhèn)居民邊際消費(fèi)傾向，刺激城鎮(zhèn)居民消費(fèi)。與農(nóng)村相比，城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)消費(fèi)需求疲軟主要

36、是邊際消費(fèi)傾向較低造成的，因此，要通過完善收入分配機(jī)制，縮小收入差距，完善社會(huì)保障體系，優(yōu)化經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，規(guī)范消費(fèi)市場，進(jìn)一步提高邊際消費(fèi)傾向進(jìn)而擴(kuò)大農(nóng)民消費(fèi)。 參考文獻(xiàn) [1] Campbell,J.Y and N.G.Mankiq.Consumption,Icome,and Interest Rates:Reinterpreting the Time Series Evidence[J ].NBER Macroeconomics Annual,1989 [2] Flavin,M.,A.The Adjustment of Consumption to Changing

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