不确定性、流动性约束与居民消费城乡差异

不确定性、流动性约束与居民消费城乡差异 --基于我国东部地区面板数据的实证分析 浙江工商大学  赵亚茹、胡晓丽、王璐 摘要：本文构建了面板数据模型，对流动性约束和不确定性条件下的我国东部地区居民消费的城乡差异进行了实证分析。研究结果表明：2000年以来，我国东部地区城乡居民消费行为存在较大差异；农村居民消费受流动性约束的影响大于城镇居民；农村居民对实际利率变化的收入效应小于替代效应，而城镇居民与之相反；农村居民受前期消费变动和长期消费倾向的影响大于城镇居民；对于收入与支出的不确定性对城乡居民消费是否有影响无法得到定论。 关键字：不确定性 流动性约束 东部地区 城乡消费差异 面板数据 1、引言 随着中国经济改革的不断深入，我国居民消费行为也发生了显著变化，居民的储蓄额大幅度上升，最终消费率尤其是居民的最终消费率处于偏低水平，并且我国目前处于二元经济结构状态，城市化工业化不断加快进程，在这样的背景下，研究不确定性、流动性约束与居民消费的城乡差异具有重要的现实意义。 西方宏观经济理论对居民消费行为研究始于20世纪30年代，最具代表性的就是凯恩斯的绝对收入假说和Duscnberry(1949)的相对收入假说。随后Friedman和F.Modigliani在原有消费者行为分析框架基础上分别提出了永久收入假说和生命周期假说。而Hall(1978)考虑到不确定性的存在，将理性预期理论引入永久收入假说和生命周期假说，提出随机游走假说。Flavin(1981)假设持久收入遵循一阶自回归过程，并利用美国的总和时序数据进行估计，发现消费不仅取决于持久收入，也且也收到预期的收入变化的影响，即消费对收入的“过度敏感性”。而Campbell and Deaton (1987)试图从不同于Hall和Flavin的角度验证随机游走假说，提出了消费的“过渡平滑性”，即消费的实际波动小于理论估计值，这一发现对随机游走假说形成了巨大的冲击，然而这种现象却可以用预防性储蓄理论和流动性约束理论得到很好地解释。流动性约束假说是Zeldes (1989)提出的，他发现流动性约束不论何时发生，都会使一个人的消费比他想得到的要少，即使是发生于未来也会减少当期消费。Deaton (1991)通过建立消费模型模拟面临流动性约束并且具有等弹性效用函数的消费者的消费行为，发现收入的不确定性越高，储蓄额也就越高，相应地，消费支出也就越小。 流动性约束也引起了越来越多的国内学者的关注。宋铮（1999）较早地运用预防性储蓄假说定量分析中国居民储蓄行为；龙志和等（2000）研究发现我国城镇居民存在显著的预防性储蓄动机；万广华等（2001）分析了流动性约束与不确定性在中国居民消费行为演变中所起的作用，得出流动性约束型消费者所占比重的上升以及不确定性的增大是造成了中国目前的低消费增长和内需不足的原因。周好文（2002）通过建立一个包含不确定性和流动性约束在内的模型阐明其中的内在机理，并在此基础上提出锯齿型消费曲线假说；申朴等（2003）采用对转轨时期城镇居民的消费行为及影响因素进行的经验分析，结果表明，城镇居民在收入增长率减缓，并面临较强的不确定性和流动性约束条件下，必然会减少当前消费增加储蓄，从而导致目前消费疲软和总需求不足的状况；杭斌等（2005）研究发现在消费与收入的短期动态关系中，预防性储蓄动机的影响是显著的。 而对我国居民的城乡差异的研究，国内也有不少学者进行了研究。王芳（2007）则通过均值比较和标准差系数的统计分析方法，定性地对我国东中西部城乡居民消费水平进行比较分析，发现东部城乡消费绝对差异较小，但城乡省际间差异较大，在同一地区，省际间消费差异城乡各不同，并非所有消费项目都是城镇省际差异要小于农村省际差异，东中西部地区城乡消费结构差异较明显，东部地区大部分消费项目城乡绝对差异居同类比较之首；潘文轩（2010）以凯恩斯绝对收入假说、杜森贝里相对收入假说、弗里德曼恒常收入假说等西方消费理论为基础，对城乡居民消费函数分别进行实证检验发现，这种差异性具体表现在相邻期间消费关联性、自发消费、边际消费倾向和消费行为稳定性这四个方面；洪韬（2010）对杭州市城乡居民消费的实证分析结果显示：两者消费结构呈现明显的二元结构，在食品、居住、衣着、服务性消费方面存在着较大差距，农村居民的平均消费倾向较低，城乡消费水平差距有扩大的趋势。以上研究只是定性地描述或者基于传统的西方消费理论为基础进行实证分析，但都没有考虑到不确定性、流动性约束对居民消费城乡差异的影响。而金贤锋（2006）对我国转型期间城乡居民消费的二元结构和跨期不确定性进行分析得知我国城乡居民消费的二元特征明显，农村收入的缓慢增长和体制改革滞后等造成的不确定性，是农村居民消费水平低的重要因素；刘慧宏（2007）运用预防性储蓄理论分析我国居民消费情况，运用回归模型对不确定性、 流动性约束和我国城乡居民消费分别进行实证分析，得出不确定性、流动性约束与我国居民消费有着显著影响，而且是更多的抑制居民的消费，造成居民消费需求疲软；王浩瀚等（2009）的研究表明，在整个转型期，我国城乡居民的消费受流动性约束的影响都是显著的，且差异不大，受流动性约束的影响也是显著的，相对而言城镇居民受到不确定性影响更显著些；唐绍祥等（2010）就不确定性和流动性约束等对我国居民消费行为影响进行比较分析,结果表明：1978年以来，收入的不确定性对城镇居民消费行为的负面影响要大于农村居民，城镇居民面临的流动性约束相对小于农村居民，城镇居民面对利率的替代效应要大于收入效应，而农村居民与之相反。 纵观上述文献，我们通过比较发现，虽然有很多学者对居民消费城乡差异进行了研究，但研究不确定性、流动性约束与居民消费城乡差异的文献并不多；在分析方法上，在以往文献的分析中，大都使用最小二乘法(OLS) (刘慧宏，2007)分析不确定性与流动性约束对居民消费或居民消费城乡差距的影响。本文运用面板数据模型就不确定性和流动性约束对我国东部地区城乡居民消费行为的影响进行对照分析。面板数据分析可以控制不可观测的地区特定效应或时间特定效应，能够提供更多信息、更多变化性、更少共线性、更多自由度和更高效率，并且能更好地识别和度量纯时间序列和纯横截面数据所不能发现的影响因素。 本文余下部分的安排如下：第二部分是理论模型；第三部分计量模型设定和数据来源；第四部分是实证分析及对计量结果进行分析说明；第五部分给出结论及政策性建议。 2、理论模型 流动性约束又称信贷约束，是指居民从金融机构以及非金融机构和个人取得贷款以满足消费时所受到的限制，是由于信贷市场不完善，消费者不能无成本的借贷，意味着消费者不能充分利用消费信贷进行举债消费。此时，消费者无法通过正常借贷实现最优和理想的消费 计划 项目进度计划表范例计划下载计划下载计划下载课程教学计划下载 ，无法实现收入的自由跨期转移，使消费无法在不同时期平滑。 居民的效用函数由一系列消费决定，而且目前的消费与未来的消费之间具有某种跨期替代效应，则居民的储蓄消费决策是在跨期预算约束条件下的多期效用最大化。在跨时预算约束条件下，一个典型的消费者将通过分配一生的收入来 规划 污水管网监理规划下载职业规划大学生职业规划个人职业规划职业规划论文 一生的消费，以实现其预期生命周期内的效用最大化，这是新古典经济理论关于居民消费展开分析的基本假说。Hall(1978)指出，这一最优化问题的必要条件可以用欧拉方程表示为： (1) 其中，t 和τ是时间指数，E 是数学期望值运算符号，u ( c)代表即时效用函数，β表示主观贴现率，cτ 表示τ时期的实际消费量，rτ 表示从τ- 1 到 τ时期资产的实际利率，假定效用函数u( c)为相对风险厌恶型的，即不存在不确定性，利率固定不变。                                          如果假定利率服从正态分布，消费变量服从对数正态分布，欧拉方程( 1)就变成下式（Hall，1988）： (2) 其中，v 为一包含c 和r 的方差及协方差的残差项，所以v可用于测度不确定性的大小。Hal l( 1988)假定v 为一常数，因而方程( 2)可以转换为下面的式子: (3) 其中， ，ε是白噪声误差项。 Campbell and Mankiw(1989)把消费者分为两种类型来协调凯恩斯消费模型与生命周期消费模型之间的矛盾。一类消费者只是凭经验消费他们的现期收入，而另一类则进行跨时资源配置。假如总收入的一定比例δ由第一类消费者所支配，依据假设，其消费行为的变化服从下式： ，取对数形式为： ,则第二类消费者： ，加总得到总消费的变化： (4) 其中， ，Campbell and Mankiw指出在方程(4)中，虽然a1与δ不完全等同，但传达了同样的信息,即它测定了消费者中流动性约束型消费者所占比例的大小。模型(4)表明，在流动性约束条件下，消费的变化则取决于收入和利率的变化，而不仅仅是后者。 Carroll(1992)将不确定性因素引进消费模型，提出下面的方程： (5) 其中 ， 独立同分布误差项， 是给定现期可用信息条件下下期消费增长的条件方差。 在以上模型的基础上，我们可以构建包含方程(3)-(5)的模型，如下： (6) 在消费行为研究中，消费增长的滞后变量Δlnct-1和误差修正项(lnyt-lnct)是经常被考虑的因素，其中Δlnct-1反映的是消费调整成本、消费习惯等的影响，而(lnyt-lnct)考虑的是y和c之间可能存在着长期的整合关系(万广华等, 2001)。因此综合考虑，可以得到如下模型: (7)                          三、计量模型设定与数据处理 （一）面板数据模型的设定 我们将利用面板数据模型对不确定性、流动性约束与我国东部地区居民消费城乡差异进行实证研究。我们选取东部地区的11省市（北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南) 作为11个截面单元，恩格尔系数显示2000年东部地区11个省市基本都进入小康阶段，因此选取2000-2009年的数据，结合前面的模型（7），我们构造如下面板数据模型： （二）数据处理 我们利用农村和城镇居民的宏观经济数据来分析居民的消费行为，其中分别用各省的城镇人均消费支出和农村人均消费性支出表示城镇居民消费(ci,t)c和农村居民消费(ci,t)r；用城镇人均可支配收入表示城镇居民收入数据(yi,t)c,农村人均纯收入表示农村居民收入(yi,t)r；而各省城镇居民实际利率(ri,t)c用全国的一年存款利率值减去城镇居民消费价格指数得到,农村居民实际利率(ri,t)r用全国的一年存款利率值减去农村居民消费价格指数得到，其中，全国的一年存款利率值是根据加权平均得到的，由于北京、上海、天津三个直辖市的居民消费价格指数没有城镇和农村之分，因此农村和城镇均用的同一组数据。城镇和农村居民的消费和收入数据分别采用城镇居民消费价格指数和农村居民消费价格指数进行平减（2000年为100）；本文分别用城镇和农村收入的对数增长量减去其均值的平方来衡量城镇和农村收入的不确定性,分别记为（unyi,t)c和（unyit)r;用城镇和农村消费的对数增长量减去其均值的平方分别来衡量城镇和农村支出的不确定性,分别记为（unci,t)c和（unci,t)r;用城镇和农村的居民收入和消费取对数后的增长率之比值分别来衡量城镇和农村的不确定性造成的风险,记为(uny/ci,t)c和(uny/ci,t)r；本文所有基础数据来源于《中国统计年鉴》相关年份。 四、模型估计及结果分析 （一）稳定性检验 在对模型进行估计之前，为了避免伪回归，我们先对各个变量进行平稳性检验。本文同时采用了LLC、Breitung、IPS、ADF-Fisher、和PP-Fisher检验方法对变量(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进行单位根检验。结果如表1和表2所示。由表1可知，用LLC和PP-Fisher方法的得到的结果是所有变量都不存在单位根，用Breitung、IPS、ADF-Fisher方法检验时有个别变量存在单位根，因此，我们认为所有变量都不存在单位根。由表2可以得到相似的结果。因此，我们认为城镇变量和农村变量都均不存在单位根。 （二）PGMM和PGLS估计 在各个序列的平稳性检验的结果的基础上，由于模型自变量中存在因变量的滞后项以及自变量之间存在相关性，针对这一特点，接下来我们用两种方法对模型进行估计，分别为面板广义最小二乘法（PGLS）和面板广义矩估计（PGMM），模型的估计结果见表3、表4。 表1  东部地区城镇面板数据单位根检验结果 检验方法 LLC Breitung IPS ADF-Fisher PP-Fisher                 注：括号中的数据为 统计量， 分别表示1%、5%、10%的显著水平。 表2 东部地区农村面板数据单位根检验结果 检验方法 LLC Breitung IPS ADF-Fisher PP-Fisher                 注：括号中的数据为 统计量， 分别表示1%、5%、10%的显著水平。 在确定PGLS的具体形式之前，首先需要对模型进行Hausman检验，以确定模型为固定效应模型还是随机效应模型。通过检验可以判定模型均采用固定效应的形式；然后针对于固定效应为变截距还是变系数这一问题，我们又进行了相关的Chow检验，最后确定模型为变截距的固定效应模型。 在得到模型的估计结果之后，接下来我们来分析各个影响因素对居民消费行为的影响机制。对居民消费行为影响最大的因素必然是收入，而 的估计值表示的是东部地区居民的消费的敏感性系数，从这一参数估计值可以分析居民的消费变化对收入变化的敏感程度。由于模型的建立是对消费收入等数据取对数，所以系数 的具体数值并不能说明收入对消费的具体影响程度，只能通过对城乡居民的估计结果进行比较，进而得出城乡居民受流动性约束影响的强弱。表3中，模型得到的 估计结果均在1%的显著性水平下显著不为零，而且可以发现在三种不确定性的假设下，城镇居民消费（C(1)~C(2)）的敏感系数（ ）均大于农村居民（R(1)~R(2)），分析其原因是由于城镇中金融市场比农村发达，所以城镇居民进行借贷消费等较容易，而且城镇居民的预期收入较稳定，有较大的借贷消费偏好，故消费水平对收入变化的反应程度更大，所以城镇居民较农村居民受流动性约束较小。 分析利率的系数 可以很明显的发现， 可以表示居民消费的跨期替代弹性。从表4的结果可以看出，利率对我国东部地区城镇居民消费的影响显著为正（见C(1)~C(3)中 ），而对农村居民消费的影响显著为负（见R(1)~R(3)中 ），这表明实际利率变化对于城镇居民而言，替代效应小于收入效应，对于农村居民而言则相反。这与现实情况是相符的，城镇居民的收入水平比农村居民要高，当利率上升时，城镇居民受收入效应影响较大，更倾向于增加现期消费，而处于低收入水平的农村居民则恰恰相反；同时，从城镇居民消费的替代效应小于收入效应这一特点我们可以看出，我国东部地区城镇的经济已发展到较高水平。 不确定性对我国东部地区居民的消费影响可以从表3中的 、 、 得出结论。其中通过比较可以发现收入和支出的不确定性对我国东部地区农村居民消费的影响较显著，对城镇居民消费的影响较小，这与农村居民收入较不稳定这一现状是相符的。而且，不确定性的系数较与其他消费影响因素的系数相比显著性较低，这在一定程度上可以说明不确定性对我国的居民消费并没有产生显著的影响。 表3 我国东部地区城乡居民消费面板模型的PGLS估计结果 变量 参数 城镇 农村 C(1) C(2) C(3) R(1) R(2) R(3) 常数项 (4.173) (4.603) (6.336) (9.975) (6.753) (7.513) (12.754) (12.156) (12.767) (7.334) (5.82) (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) (-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 截面数 11 11 11 11 11 11 观察数 88 88 88 88 88 88 效应模型 FE FE FE FE FE FE                 注：括号中的数据为 统计量， 分别表示1%、5%、10%的显著水平；FE表示通过Hausman检验应采用固定效应模型。 最后，我们可以把前期消费增长与长期平均消费倾向看做“习惯”对居民消费行为的影响。从表3的估计结果看出，两者的系数均高度显著，而且两者的系数均为负，这可以从整体上说明居民前期的消费增长情况与长期消费倾向对居民的现期消费水平有负相应。其原因为，当居民前期的消费波动较小时，消费者较容易在短期内形成一定的消费“习惯”，从而使得现期的消费波动减小，呈现一定的负效应；而长期消费倾向也是类似地通过消费者的消费“习惯”来减缓居民消费水平的波动。通过进一步分析可以看出，模型C(1)~C(3)中的系数数值明显小于模型R(1)~R(3)中的系数数值，因此农村居民消费行为受“习惯”的影响较大。 表4 我国东部地区城乡居民消费面板模型的PMM估计结果 变量 参数 城镇 农村 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)     (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 34.446 截面数 11 11 11 11 11 11 观察数 88 88 88 88 88 88                 注：括号中的数据为 统计量， 分别表示1%、5%、10%的显著水平 对于采用广义最小二乘所得到的结果是否能正确反映经济变量之间的关系，有些学者对此表示怀疑。在动态面板模型中，由于将因变量的滞后项作为解释变量，从而导致解释变量与随机扰动项相关（即解释变量具有内生性），因此如果应用标准的随机效应或者固定效应对动态面板数据模型进行估计,必将导致估计量非一致性，而广义矩估计能有效解决此问题。故我们采用GMM方法，对东部11个省市的城乡面板数据重新进行估计。对于动态面板GMM估计可以分为一步和两步GMM估计。相比一步法估计,两步法不容易受到异方差的干扰,但是在有限样本条件下,两步法的标准误会严重下偏,从而影响推断。这种偏倚经过Windmeijer(2005)调整后会减小,但会导致两步GMM估计量的近似渐进分布不可靠。所以，这里我们采用一步差分GMM来估计模型。所得结论如表4所示。 由表4可知，模型C(4)~C(6)中的估计系数 比较接近，落在1.135~1.289之间，均大于表3中相应的估计值，而模型R(5)~R(6)所得 值均小于表3中相应的值，可以发现城镇居民消费变化对收入变化的敏感程度数更大，农村居民消费变化对收入变化的敏感程度数更小。因此采用GMM估计更能反映出收入变化对城乡消费变化影响的巨大差异，证明了农村居民面临的流动性约束大于城镇居民。模型C(4)~C(6)中的估计系数 依然是正数，即对于城镇居民来说实际利率的变化的收入效应大于替代效应，但是此估计系数不显著；模型R(5)~R(6) 中的估计系数 与GLS所估计出来的值非常接近。模型C(4)~C(6)、R(5)~R(6)中 、 、 的估计值均不显著（除模型C(6)外），此结论与PGLS方法得到结果不一致，反映出东部地区收入和支出的不确定性对城镇居民与农村居民消费行为不存在显著影响。模型C(4)~C(6)、R(5)~R(6)中系数 均在1%的显著性水平下显著不为零，同表3中结果保持了一致性，并且所得估计值的绝对值大部分大于表3中相应的值。模型C(4)~C(6) 中系数 的估计值没有GLS方法所得结果显著，但也从一定程度上说明城镇居民的长期平均消费倾向对消费变化有负效应；模型R(5)~R(6)中系数 的估计值均在1%的显著性水平下显著不为零，此结论同表3一致。此外，比较模型C(4)~C(6)和R(5)~R(6)中系数 的估计值，所得结论与PGLS方法得到结论一致，即农村居民的长期平均消费倾向高于城镇居民。 五、结论与政策性建议 本文的主要结论可以归结为以下几点内容： 第一，由于我国城乡二元经济结构分化较严重，城乡居民消费行为有很大的差异，若研究我国居民消费问题时忽视这种差异，会使得研究结果的可信度降低； 第二，我国城镇由于金融市场较发达、收入较稳定等原因，城镇居民较农村居民受流动性约束的的影响较小； 第三，城镇居民消费对实际利率变化的收入效应大于替代效应，而农村居民消费对实际利率变化的收入效应小于替代效应，东部地区城镇居民收入明显高于农村居民，城镇已发展到较高水平； 第四，不确定性对我国东部地区城镇与农村居民的消费行为影响是否显著并不确定，不同估计方法的出的结果并不一致； 第五，前期消费增长和长期平均消费倾向等消费“习惯”会使得居民的消费波动趋缓，而且农村居民消费行为受“习惯”的影响较大。 因此，针对本文得出的结论，提出一下建议： （1）大力发展农村金融市场，建立健全的农村社会信用体系。通过优化农村金融 制度 关于办公室下班关闭电源制度矿山事故隐患举报和奖励制度制度下载人事管理制度doc盘点制度下载 ，健全农村金融组织体系，引导农村金融的规范化成长，塑造农村金融市场主体，推动农村金融市场正常发育，并积极发展消费信贷，扩大消费信贷的规模，从而减少农村的流动性约束，提高农村居民消费。 （2）扩大农民收入水平是扩大农村居民消费的主要途径。收入约束是农民消费需求不足的根源，因此促进农民增收、提高农民收入水平方面是扩大农民消费需求的政策着眼点。可以通过调整农业产业结构，减轻农民负担，减少税收等办法增加农民收入，进一步扩大农民消费。 （3）提高城镇居民边际消费倾向，刺激城镇居民消费。与农村相比，城镇居民的消费消费需求疲软主要是边际消费倾向较低造成的，因此，要通过完善收入分配机制，缩小收入差距，完善社会保障体系，优化经济结构，规范消费市场，进一步提高边际消费倾向进而扩大农民消费。 参考文献 [1] Campbell,J.Y and N.G.Mankiq.Consumption,Icome,and Interest Rates:Reinterpreting the Time Series Evidence[J ].NBER Macroeconomics Annual,1989