我國城鄉(xiāng)居民消費行為的比較分析基于可變參數(shù)模型的實證分析陳 娟（浙江工商大學數(shù)量經(jīng)濟研究所，浙江杭州，310035）摘 要：居民的消費行為在不同時期存在顯著的差異，這對于傳統(tǒng)的計量經(jīng)濟模型是無法解釋的。本文嘗試引入狀態(tài)空間模型，對我國城鄉(xiāng)居民收入與消費之間的關系建立可變參數(shù)模型。在此基礎上，結(jié)合時變的邊際消費傾向的特征，對我國城鎮(zhèn)居民與農(nóng)村居民的消費行為進行比較分析，提出相應的政策建議。關鍵詞：消費行為；可變參數(shù)模型；狀態(tài)空間模型；邊際消費傾向 中圖分類號：F22 文獻標識碼：A 一、引言影響我國居民的消費行為的因素多種多樣，概括起來主要有制度因素、流動約束、封閉預算約束、不確定性以及收入分配不均等。學者們依據(jù)不同的理論和計量方法，得出的結(jié)論并不統(tǒng)一，但收入對居民消費的影響是大家都普遍認可的。在我國的經(jīng)濟周期波動中，消費的波動與收入的變化密切相關。因此，從收入的角度對于我國居民消費行為的研究有很多，如杜婷（2006）等人檢驗了居民消費與收入之間的協(xié)整關系，建立消費與收入的誤差修正方程，對邊際消費傾向的動態(tài)變化與居民的消費敏感性進行檢驗；曾國安（2006）等人從縱橫兩個方面對我國居民消費率進行了研究，分析了居民消費率變化的主要影響因素，闡述了消費率的變動對國家經(jīng)濟和社會的重大影響并給出了一定的政策建議；施雯（2005）從平均消費傾向和邊際消費傾向兩個方面對我國居民消費結(jié)構(gòu)的變化進行研究，并在此基礎上對于引起這種變化的原因進行了分析；龐智強（2005）利用消費水平適應度指標對甘肅省城鄉(xiāng)居民的消費水平和消費結(jié)構(gòu)進行了比較，從而認為城鄉(xiāng)消費結(jié)構(gòu)之間存在顯著差異，而導致這種差異的主要原因在于城鄉(xiāng)收入的巨大差距；沈曉棟（2005）等通過對城鎮(zhèn)居民消費與收入建立非參數(shù)回歸模型，說明邊際消費傾向具有時變的特點。杭斌（2004）等人利用狀態(tài)空間模型研究了城鎮(zhèn)居民消費和收入之間的動態(tài)關系，說明兩者之間存在時變的均衡關系以及可變的協(xié)整關系。由于近年來我國下崗、失業(yè)人數(shù)逐年增多加大了居民的收入風險，而住房、教育、醫(yī)療等方面的改革又提高了居民的支出預期，經(jīng)濟生活中的不確定因素日益增多，人們很難對未來的收入做出理性預期。所以，居民的消費和收入之間存在的長期均衡關系，已不是固定均衡比例，而是一種不斷變化的均衡比例。居民的消費行為從長期來看表現(xiàn)為一個時變的過程，即在不同的時期存在顯著的差異。這一點在以往的居民消費行為研究中都沒有得到充分的注意，而本文則通過借助可變參數(shù)模型來體現(xiàn)居民消費傾向時變的特點。此外，由于我國是一個典型的二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)國家，城鄉(xiāng)差距尤為顯著，因此在分析居民的消費行為時，有必要將城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民消費的變化情況分別進行研究，以便更好的體現(xiàn)城鄉(xiāng)居民各自的消費行為特征。我國居民消費所具有的以上兩個方面的特點在以往的研究中，不是沒有得到重視就是考慮的不夠全面。因此，作者在充分重視目前我國居民消費這兩方面特點的基礎上，形成了本文的主要研究思路：從城鎮(zhèn)與農(nóng)村兩個方面，分別建立居民消費與收入的可變參數(shù)模型。邊際消費傾向是指居民新增加的每單位收入中用于增加消費支出的份額，是反映居民消費意愿的重要指標。因此，通過可變參數(shù)模型中邊際消費傾向的動態(tài)變化過程，對城鎮(zhèn)與農(nóng)村居民的消費行為進行比較分析，并且進一步對我國目前存在的居民消費傾向過低的現(xiàn)象給出一定的解釋及政策建議。二、可變參數(shù)模型及卡爾曼濾波在計量經(jīng)濟學文獻中，狀態(tài)空間模型（state space model）被用來估計不可觀測的時間變量、理性預期、測量誤差、長期收入和不可觀測因素（趨勢和循環(huán)要素）。許多時間序列模型，包括典型的線性回歸模型和ARIMA模型都能作為特例寫成狀態(tài)空間的形式，并估計參數(shù)值。狀態(tài)空間模型可以將不可觀測的變量（狀態(tài)變量）并入可觀測模型并與其一起得到估計結(jié)果。狀態(tài)空間模型利用強有力的迭代算法卡爾曼濾波（KF）來估計參數(shù)值?？勺儏?shù)模型的狀態(tài)空間形式如下：信號方程： （2.1）狀態(tài)方程： （2.2）并且假定 （2.3）在式（2.1）中，可變參數(shù)是不可觀測變量，必須利用可觀測變量和來估計。式（2.3）中和是相互獨立的，且服從均值為0，方差為和協(xié)方差矩陣為Q的正態(tài)分布。式（2.1）和式（2.2）還有兩個額外的假設：其一是初始向量的均值為，協(xié)方差陣為；其二是和不相關。下面利用卡爾曼濾波推導狀態(tài)向量的最佳估計值。令和分別代表式中的狀態(tài)向量和的協(xié)方差矩陣的最優(yōu)估計值。假設從t-1期開始估計，則和可以從下式中計算：，根據(jù)t-1期的信息，可以計算出 （2.4）的均方誤差為： （2.5）一旦獲得了新的觀測值，狀態(tài)向量的估計值就需要更新，其程序如下： 上式統(tǒng)稱卡爾曼濾波（KF）。當給定和的初始值，對于每一個觀測值，卡爾曼濾波都可以獲得狀態(tài)向量的最優(yōu)估計量。所以，當T期觀測值都用完后，則應該包括了所有預測和的未來值的信息。三、我國城鄉(xiāng)居民消費的可變參數(shù)模型由于我國是一個典型的二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)國家，城鄉(xiāng)差距尤為顯著，因此，在分析居民的消費行為時，有必要將城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民消費的變化情況分別進行研究。本文的研究樣本是我國1985年至2004年的城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民消費支出及收入的歷史數(shù)據(jù)，樣本容量，記為城鎮(zhèn)居民的人均消費支出，為農(nóng)村居民的人均消費支出，為城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入，為農(nóng)村居民家庭人均純收入。（數(shù)據(jù)來源于中國統(tǒng)計年鑒）。消費與收入在不同時期的不可預見性，說明邊際消費傾向應該是時變的，而這在以往的斜率固定不變的線性回歸模型中是無法做到的。因此，本文借助可變參數(shù)模型來實現(xiàn)斜率時變這一特點，其中斜率的變化恰恰反映了收入在不同時期對消費的不同影響程度。利用可變參數(shù)模型估計我國城鎮(zhèn)、農(nóng)村居民的消費與收入的關系，得到如下模型：城鎮(zhèn)居民的消費行為：信號方程： 狀態(tài)方程： 農(nóng)村居民的消費行為：信號方程： 狀態(tài)方程： 根據(jù)可變參數(shù)模型計算出時變的邊際消費傾向結(jié)果如表1和圖1所示。表1 1985-2004年城鄉(xiāng)居民消費行為中的邊際消費傾向年份城鎮(zhèn)居民農(nóng)村居民年份城鎮(zhèn)居民農(nóng)村居民19850.8038650.69877119950.8046710.80545819860.8189600.74896519960.7911520.79564519870.8230260.77542519970.7934570.75477819880.8703540.80218619980.7816350.71727219890.8512530.82429219990.772930.69575719900.8583210.79417420000.7813430.72359219910.8544850.81881420010.7606630.71902519920.8560820.79108620020.7709820.72496419930.8711630.79222220030.7577460.72599819940.8832550.80034520040.7526260.730507圖1 1985-2004城鎮(zhèn)、農(nóng)村居民的邊際消費傾向從表1及圖1可以發(fā)現(xiàn)，我國居民的消費行為在經(jīng)濟體制改革期間發(fā)生了巨大的變化。主要表現(xiàn)在：1城鎮(zhèn)居民的邊際消費傾向在1985-1988年呈現(xiàn)上升的趨勢，而農(nóng)村居民的邊際消費傾向在1985-1989年呈現(xiàn)出上升的趨勢。這主要是由于該階段我國居民的生活水平基本停留在解決溫飽的問題上，因此增加的收入大多用于消費支出。2城鎮(zhèn)居民的邊際消費傾向在1989-1994年呈現(xiàn)穩(wěn)定發(fā)展的態(tài)勢，并且維持在較高的水平；而農(nóng)村居民的邊際消費傾向則在1989-1995年呈現(xiàn)出近似相同的趨勢。這主要是由于在這個時期，我國受到通貨膨脹的影響，使得居民的邊際消費傾向維持在一個相對較高的水平。3城鎮(zhèn)居民的邊際消費傾向從1994開始，而農(nóng)村居民的邊際消費傾向從1995年開始，都呈現(xiàn)出顯著的下降趨勢。主要是由于這一階段居民的生活水平不斷提高以及經(jīng)濟體制的變革，促使人們把一部分收入用于儲蓄，以防不時之需，從而導致邊際消費傾向相對減小。4城鎮(zhèn)居民的邊際消費傾向在1988年和1994年出現(xiàn)拐點，而農(nóng)村居民的邊際消費傾向在1989年和1995年出現(xiàn)拐點，分別比城鎮(zhèn)滯后一年。這主要是由于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的周期比較長，農(nóng)民的消費具有跨年度的特點，本年度的大部分消費依賴于上年的收入和儲蓄。因此，農(nóng)村居民的邊際消費傾向開始變化的時間總是落后于城鎮(zhèn)居民一年。此外，城鎮(zhèn)居民的邊際消費傾向水平總體上要高于農(nóng)村居民。四、我國城鄉(xiāng)居民消費行為分析在80年代中后期，改革開放使得我國居民貨幣性收入迅速增長。同時，高福利、鐵飯碗制度不變，居民的收入預期樂觀而支出預期不變。從計劃經(jīng)濟下長期物質(zhì)生活貧乏所產(chǎn)生的補償消費需求愿望使得居民的儲蓄意愿并不十分強烈，而消費支出一度上漲。特別是1988年前后物價波動所造成的搶購風,使得我國城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民的邊際消費傾向分別在1988年和1989年都達到一個前所未有的最高點。這種情況并不完全是消費者消費理念不成熟的體現(xiàn)，而是在長期收入與支出基本確定的條件下，居民的消費行為隨著貨幣性收入的增加所做出的選擇。從1990年后，我國城鎮(zhèn)及農(nóng)村居民的邊際消費傾向雖然都有所下降，但基本維持在一個相對較高的水平。這個時期可以認為是我國居民消費行為進行調(diào)整的時期，從改革開放以來的以衣食消費為主的生存型消費習慣，逐步向追求生活質(zhì)量的享受型消費習慣轉(zhuǎn)變的過程。而從1995年以來，城鎮(zhèn)及農(nóng)村居民的邊際消費傾向都呈現(xiàn)顯著的下降趨勢。尤其是農(nóng)村居民的邊際消費傾向從1995年的0.81驟然下降至1999年的0.70，而后雖有所提高，但是直到2004年也僅僅回升到0.73。這主要是由于，農(nóng)村居民收入相對較低，而且純收入中有一部分要用作再生產(chǎn)投資，使得農(nóng)民的純收入并不能完全轉(zhuǎn)化為即期消費，這也就直接降低了農(nóng)村居民的市場購買力。而農(nóng)民收入的增加主要依賴于生產(chǎn)規(guī)模的擴大，作為直接的投資者，增加儲蓄以擴大投資的結(jié)果必然導致當前消費的減少。而且在當年預期收入不確定的情況下，農(nóng)民要兼顧生產(chǎn)消費和生活消費，因此一般會保持較低的消費傾向。此外，我國農(nóng)村居民的消費觀念落后，目前仍然以家庭保障為主。隨著農(nóng)村經(jīng)濟及家庭結(jié)構(gòu)發(fā)生的巨大變化，以家庭保障為主的保障方式已不適合農(nóng)民的要求。在當前缺乏社會保障的情況下，農(nóng)民不得不為了養(yǎng)老、醫(yī)療等盡可能減少消費而增加儲蓄，這就導致農(nóng)村居民邊際消費傾向的進一步降低。而同時城鎮(zhèn)居民的邊際消費傾向則呈現(xiàn)出相對較慢的下降趨勢，從1994年的0.88下降至1995年的0.80，以后幾年都呈現(xiàn)出相對穩(wěn)定的下降趨勢，直到2004年的0.75。在這一階段，城鎮(zhèn)居民的生活水平不斷提高，消費結(jié)構(gòu)不斷升級，住房、教育、醫(yī)療等支出逐漸演變成未來居民消費支出的重點，因而促使他們把一部分可支配收入用于儲蓄，以防不時之需，從而使得邊際消費傾向相對減小。同時，資本市場的日益完善導致可投資機會增多，城鎮(zhèn)居民更傾向于將增加的可支配收入中的一部分用于投資，這也使得邊際消費傾向相對減小。但是，城鎮(zhèn)居民相對較高的收入水平使得其邊際消費傾向從總體上來說要高于農(nóng)村居民。五、政策建議消費需求最終取決于收入水平，近年來我國居民收入差距持續(xù)擴大，社會財富向少數(shù)高收入者集中，對居民消費產(chǎn)生很大的影響。我國城鄉(xiāng)居民邊際消費傾向呈相對下降趨勢，主要原因在于城鄉(xiāng)居民預期收入不確定，而預期支出，如住房、教育、醫(yī)療、養(yǎng)老等卻大大增加。因此，要改變我國居民消費傾向持續(xù)走低的問題，關鍵在于提高居民的收入水平，建立健全社會保障體系，改變?nèi)藗儗ξ磥硎杖氲念A期。以下本文從城鎮(zhèn)和農(nóng)村兩個方面來給出相應的政策建議。（一）城鎮(zhèn)方面。通過提高經(jīng)濟發(fā)展的總體效益，增強企業(yè)活力，加強政府財力，加大收入政策改革力度，改善居民收入。加快稅制改革，加大稅收調(diào)節(jié)力度。提高個稅起征點，同時實行累進稅，以及政府財稅轉(zhuǎn)移支付力度，直接增加低收入者的收入。由于低收入家庭的消費傾向很高，因此增加低收入家庭的收入對于彌補消費斷層、擴大消費需求有著重要的意義。健全和完善社會保障體制，降低人們對未來支出預期的不確定性，從而降低居民的強制性儲蓄傾向。失業(yè)保險制度、醫(yī)療保險制度、養(yǎng)老保險制度的完善，必將使人們的儲蓄存款從為應付“失業(yè)”、“治病”、“養(yǎng)老”等方面解放出來，而較多的投向消費市場。采取得力措施，改善居民支出預期，增強消費信心，增加即期消費，積極培育和擴大新的消費增長點，諸如住宅、教育、旅游等，進一步提高城鎮(zhèn)居民的邊際消費傾向。（二）農(nóng)村方面。積極開拓農(nóng)村市場，減輕農(nóng)民負擔，切實增加農(nóng)民收入，提高農(nóng)民的購買力。農(nóng)村市場是當前啟動消費的重要環(huán)節(jié)。目前，我國有近8億農(nóng)村人口，是世界上最大的消費群體，但是與城鎮(zhèn)居民相比較，我國農(nóng)民的收入水平還很低，增幅太慢，收入的大部分都用于維持基本生存，嚴重的制約了消費的升級換代。2004年國家實行對農(nóng)民減免各種農(nóng)業(yè)稅和直接補貼的政策，使得農(nóng)民增收的幅度都有了較大的增長。加快農(nóng)村城市化進程、轉(zhuǎn)移農(nóng)村剩余勞動力，有助于抑制城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民收入差距擴大的趨勢，縮小全社會收入分配差距，從而提高全社會的消費傾向。同時建立、擴大和完善農(nóng)村社會保障制度，解除農(nóng)民的后顧之憂，也是促進農(nóng)民消費傾向提升的重要舉措之一?？傊?，加大收入分配政策和社會保障制度的改革力度，改善居民收入預期，增強消費信心和增加即期消費；破除傳統(tǒng)消費觀念，引導新型消費觀念，提倡新的消費模式，培育新的消費熱點是提高我國居民消費傾向的有利途徑。參考文獻：1 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