世界各国居民消费率决定因素的经验检验，本文主要内容关键词为：世界各国论文,居民消费论文,因素论文,经验论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
对于绝大部分国家而言，居民消费支出始终是国民经济中占比最大的支出项，同时也是最稳定的支出项。图1是64个国家1978-2011年居民消费率①的分布情况，从中可以看出世界各国的居民消费率差别极大。以2011年数据为例，世界平均的居民消费率为60.4%，进一步按收入组别分类，低收入国家平均居民消费率为77.6%，下中等收入国家平均居民消费率为63.8%，上中等收入国家平均居民消费率为52%，高收入国家平均居民消费率为61.4%。在高收入国家之间差别也很大，美国与英国的居民消费率分别为69%与64.6%，而日本、德国、法国、加拿大与意大利的居民消费率均在60%附近。中等收入国家之间的差别就更大了，以金砖国家为例，巴西与印度的居民消费率均在60%左右，中国与俄罗斯的居民消费率则分别为35.9%与48.0%。近30多年来，世界各国居民消费率的变化趋势纷繁复杂，以中国为代表的起飞（takeoff）国家、部分东亚与太平洋国家、拉丁美洲国家、南亚国家与加勒比海国家的居民消费率均呈现明显的下降趋势；②与此同时，部分高收入国家的居民消费率则显著上升。③目前部分主要中等收入国家与主要高收入国家居民消费率的显著差异已经成为世界经济失衡的内在根源之一。
现有文献极少以居民消费率为被解释变量进行跨国比较与经验研究，本文尝试利用1978-2011年的跨国面板数据对影响居民消费率的因素进行检验，其研究目的在于理解如下两个问题：（1）世界各国居民消费率变化的决定因素有哪些？（2）哪些经济政策能够显著影响居民消费率？本文其余部分内容安排如下：第二部分是相关文献回顾；第三部分是检验方法说明与数据描述；第四部分是检验结果及其解释；第五部分是扩展的检验与讨论；第六部分是结论、政策建议以及进一步研究的方向。 二、相关文献回顾 本部分对各国居民消费储蓄行为进行比较的文献进行回顾，正如Attanasio（1999）认为“从投资资金来源角度分析储蓄决策与消费决策是同一个问题”，因此下面的文献回顾没有将居民消费行为与储蓄行为进行区分。 （一）寻求影响居民消费储蓄行为的共性特征 近年来一些文献对世界各国居民消费率与消费储蓄行为的显著差异进行了研究，其中部分文献采用跨国面板数据进行估计以寻找影响各个国家居民消费储蓄行为的共性特征。如Edwards（1995）利用36个国家1970-1992年的面板数据分析了私人部门储蓄率和公共部门储蓄率的决定因素，结果表明人均收入增长率能显著增加私人部门和公共部门储蓄率，同时国外部门储蓄率、公共部门储蓄率与社会保障支出均对私人部门储蓄率有挤出效应。Hebbel等（1992）使用1976-1981年10个发展中国家的数据进行了经验研究，以家庭储蓄率④为被解释变量，结论表明收入与收入增长率对储蓄均存在显著的正效应，其中收入增长率每增加1%导致储蓄率上升0.5个百分点；转移收入则存在负效应，收入不确定性对储蓄率的影响为正，人口抚养比与城市化率在固定效应模型下并不显著，研究还发现发展中国家居民存在预防性储蓄动机以及显著的流动性约束。Masson等（1998）利用1971-1993年21个OECD国家与1982-1993年40个发展中国家的数据对影响私人部门储蓄率⑤的决定因素进行了检验，结论表明政府盈余（赤字）占GDP之比、人口抚养比、GDP增长速度、人均GDP均显著影响私人部门储蓄率。但是Haque等（1999）对Masson等（1998）的结果提出了质疑并采用与该文相同的数据集进行了检验，结论表明如果考虑被忽略的国家异质性特征，那么只有政府盈余（赤字）占GDP之比以及政府消费占GDP之比是决定二战后工业化国家私人部门储蓄率的关键变量。Loayza等（1999）利用150多个国家1965-1994年的数据进行检验，以私人部门储蓄率为被解释变量。其结论表明收入与收入增长率对私人部门储蓄率均存在显著的正效应，实际利率对私人部门储蓄率存在显著的负效应，公共部门储蓄率与私人部门储蓄率之间存在显著的替代效应，城市化率、老年抚养比与少儿抚养比均对私人部门储蓄率有显著的负效应，宏观经济不确定性的上升将降低私人部门储蓄率。⑥从估计方法而言，上个世纪90年代以前的文献大多采用固定效应方法估计静态面板数据模型，部分文献采用工具变量固定效应（IV-FE）方法进行估计，但是近10多年来则大多采用广义矩方法（GMM）估计动态面板数据模型。 （二）从不同视角研究居民消费储蓄行为的影响因素 1.基于收入增长与经济发展阶段视角。Deaton（1992）对生命周期理论进行扩展得出结论认为较快的经济增长与较高的居民储蓄之间存在因果联系。⑦Modigliani（1990）使用跨国数据对经济增长与国民储蓄率之间的关系进行了检验，OECD的21个工业化国家1961-1987年的经验证据表明经济增长率上升1%将导致储蓄率上升1.8%，而85个发展中国家1982-1988年的经验证据表明经济增长率上升1%将导致国民储蓄率上升1.3%。Carroll和Weil（1994）也利用跨国宏观数据与微观住户调查数据证实了收入高速增长与高储蓄率的正相关关系。Modigliani和Cao（2004）还认为收入的高速增长是中国改革开放以来高居民储蓄率的重要解释变量。He和Cao（2007）使用中国现金流量表数据对1992-2002年中国总储蓄率与韩国、日本的储蓄率进行了比较研究，认为中国2000年的总储蓄率与日本和韩国在经济起飞时类似，因此中国的高储蓄率可能是经济发展过程中收入达到特定阶段的必然现象。 2.基于人口年龄结构视角。从生命周期假说可以推知人口年龄结构将显著影响居民消费行为，Loayza等（2000）认为大多数的检验结论表明少儿抚养比与老年抚养比的上升将倾向于降低居民储蓄率。比如Leff（1969）对74个国家跨国面板数据的研究结论表明，国民储蓄率与少儿抚养比和老年抚养比成反比；Higgins和Williamson（1997）通过对1950-1992年亚洲国家宏观数据的估计结果表明，亚洲自20世纪60年代开始出现的国民储蓄率持续上升很大程度上可由该地区少儿抚养比的大幅度下降来解释。但是部分文献结论表明，社会总抚养比与居民储蓄率或国民储蓄率并无明显负相关或确定的关系。Ram（1982）采用121个国家1970-1977年的样本通过OLS和工具变量方法对国民储蓄率进行研究，发现发展中国家的国民储蓄率与总抚养比之间并无明显负相关关系。Rossi（1989）认为Leff（1969）的结论之所以备受争议在于忽略了消费跨期替代率的变动。该文采用6组共43个国家的跨国宏观面板数据对国民储蓄率与总抚养比之间的关系做了参数估计，结论表明人口年龄结构与国民储蓄率之间的关系不确定。舒尔茨（2005）认为考虑家庭的生育与人力资本投资的家庭储蓄需求模型对家庭的消费行为更具有解释力，该模型认为导致生育率降低的众多外生因素对储蓄可能具有不同的“交叉效应”，因此人口的年龄结构与国民储蓄率之间的关系不确定。舒尔茨利用1952-1992年16个亚洲国家与地区的数据进行研究的结果也证实了这点。Herzog（2011）采用1970-2007年22个OECD国家的宏观数据对人口年龄结构与国民储蓄率的关系进行回归，结果显示人口年龄结构对国民储蓄率的影响均不显著。Tung（2011）分析了23个国家的居民与政府消费水平，结果显示居民消费水平与人口年龄结构的关系在不同国家呈现不同特性，并无一致趋势。 3.基于收入分配视角。收入分配与储蓄的关系始终是宏观经济学研究的一个重要问题，后凯恩斯主义与新古典增长理论主要着眼于功能收入分配⑧（functional income distribution）与总储蓄之间的关系，主要观点认为偏向于资本所有者的收入分配格局将提升总储蓄率。但是新古典消费理论主要着眼于个人收入分配对个人（或住户）储蓄的多个影响渠道，大部分关于影响渠道的分析表明个人收入分配不平等将导致私人储蓄的增加。Edwards（1995）、Schmidt-Hebbel和Servén（2000）分别利用跨国面板数据进行检验，结论表明收入不平等并不会显著影响私人储蓄与国民总储蓄。但是杨汝岱和朱诗娥（2007）利用中国家庭住户调查数据（CHIP）考察居民边际消费倾向与收入水平之间的关系，结论表明缩小收入差距有利于扩大消费需求。另外Jin等（2011）也认为收入不平等程度的上升将促进“身份追求型储蓄（status-seeking savings）”的增加，他们利用1997-2006年的中国城镇居民住户调查数据（CUHS）进行检验，结果表明收入不平等对家庭消费具有显著的负效应。 4.基于不确定性与预防性储蓄动机视角。预防性储蓄理论强调风险厌恶的消费者为预防未来收支的不确定性对消费的冲击而进行的额外储蓄（Leland，1968）。Summers等（1987）利用美国数据进行的检验结果表明，公共与私人保险制度的完善降低了老年人对健康医疗支出的预防性储蓄，信用贷款的快速发展降低了流动性约束，这些因素综合造成了美国居民储蓄率的降低。Supan（2002）分析了美国、意大利与荷兰三国居民的消费储蓄行为，结论表明由于公共福利体系的差异，德国与意大利需要为养老进行更多的预防性储蓄。采用跨国面板数据的研究文献大多运用通货膨胀率作为衡量宏观不确定性的替代变量，但是通货膨胀率是否显著影响私人部门储蓄率没有得到一致结论（Loayza等，2000）。Chamon和Prasad（2010）及Chamon等（2010）认为，持久收入与暂时性收入不确定性的增加以及养老金改革的不完善导致中国居民储蓄倾向的提升。也有部分文献从社会政治的不确定性视角分析了消费储蓄行为，但是得出了不一致的结论。例如Venieris和Dipak（1983）以及Douglas和Venieris（1985）分别采用发达国家与欠发达国家的截面数据和面板数据进行的估计结论表明，社会政治的不确定性将显著增加国民总储蓄，文中的社会政治不确定性采用的代理变量是政治暴乱致死人数和抗议示威游行的次数，但是问题在于两篇论文均没有控制国家固定效应。Fielding（2003）认为应该从国家个体角度研究政治环境对消费储蓄的影响，由于政治环境的不稳定将影响财产所有权的稳定性，因此居民将降低储蓄增加消费。该文利用以色列的时间序列数据估计了消费函数，结果表明政治的不稳定性将增加消费。 5.基于文化差异视角。Carroll等（2000）利用美国住户调查数据进行的经验研究结果表明，来自高储蓄率国家移民的储蓄倾向大于来自较低储蓄率国家移民的储蓄倾向，但结论不稳健，因此认为文化因素对储蓄率国别差异的解释力还有待使用更加理想的数据进行检验。Liang（2010）利用儒家文化解释了东亚奇迹两大主要特征之一的“高储蓄率”，由于儒家文化更多考虑家庭和睦团结和教育，因此受到儒家文化影响的东亚国民时间偏好率⑨要低于西方国家，因此导致东亚国家的高储蓄率。叶德珠等（2012）利用48个国家1978-2007年的面板数据，以儒家文化虚拟变量和性生活指数作为消费文化的替代变量检验了文化与消费的关系。研究结果表明，在解释东西方消费率差异时，预防性储蓄等传统理论的解释力远低于不可观测的国家个体效应，其中儒家虚拟变量和性生活指数能分别解释国家个体效应的28%和58%，这表明消费文化等不随时间改变的个体因素比传统的经济变量更能解释各国居民的消费差异。 6.基于金融发展与金融深化视角。关于金融发展对居民消费的影响有两种截然不同的结论：McKinnon（1973）认为当金融快速发展时，货币与准货币的吸引力增加，将促进居民储蓄，并且将出现经济增长与储蓄增长的良性循环；Edwards（1995）的跨国面板数据估计结果表明金融发展将增加私人部门储蓄率。但是，Jappelli和Pagno（1989）认为金融欠发达地区的信贷约束更为严重，消费者对即期消费更为敏感，而金融发展让那些受到流动性约束的消费者可以方便地利用资本市场实现消费的跨期平滑，因而现期收入与消费之间的关系被削弱；同时，金融发展导致竞争加剧，降低金融中介成本，使消费者相对容易获得消费信贷，进而释放被压抑的消费需求。另外Levchenko（2005）指出，金融发展可以通过风险分散起到平滑消费的作用，促进消费增长。Jappelli和Dagno（1994）利用IMF数据库22个OECD国家1960-1985年的宏观数据，以净国民储蓄率⑩为被解释变量，将贷款价值比（11）（loan to value，LTV）作为关注的解释变量来衡量金融发展程度，同时控制收入增长率、政府储蓄率、少儿抚养比等变量进行检验，结论表明贷款价值比对净国民储蓄率存在显著的负面影响。Wang等（2012）构建理论模型得出的结论认为，金融发展与国民储蓄率之间呈现非线性的驼峰状，并利用12个东亚国家和31个OECD国家的数据验证了这一点。 7.基于财政政策视角。从财政政策角度进行居民消费储蓄行为研究的文献最早可以追溯到对“李嘉图等价”的检验，后来Amano和Wirjanto（1997、1998）的理论模型表明当居民消费的跨期替代弹性大于政府消费与居民消费的期内替代弹性时，政府消费与居民消费呈互补关系，反之则呈替代关系。Lopez等（2000）在将消费者分为遭受流动性约束与没有遭受流动性约束两类的基础上考虑代际关怀进行了理论建模，并且利用41个国家1975-1992年的面板数据进行了检验，结论拒绝“李嘉图等价”定理，政府消费影响居民消费的程度取决于遭受流动性约束的消费者占总消费者的比重，以及居民是否将政府的预算约束考虑进个体的效用函数。杨子晖等（2009）的综述与检验结果表明政府消费与居民消费之间的关系在不同的国家呈现较大的差异性，这不仅仅取决于政府支出规模，而且取决于政府支出结构以及财政融资方式。还有部分文献专注于社会保障体系与支出对居民消费储蓄行为的影响，Page（1998）对社会保障影响居民消费储蓄的理论与经验研究文献进行了综述，认为社会保障影响居民消费储蓄行为的方式与程度依赖于储蓄动机与特定的经济环境，而基于时间序列数据、横截面数据以及跨国面板数据的检验结论也表明社会保障与居民消费储蓄行为之间的关系不确定。 以往文献对于理解世界各国居民消费储蓄行为的差异具有很大的借鉴意义，本文利用1978-2011年的跨国面板数据对影响居民消费率的因素进行检验，尝试从以下4个方面展开进一步的研究：（1）以往文献的被解释变量大多为国民储蓄率、家庭储蓄率或私人部门储蓄率，本文尝试以居民消费率为被解释变量进行系统估计；（2）在考虑数据可得性的基础上，尝试将影响居民消费率的诸多影响因素纳入设定的模型，以系统考察决定世界各国居民消费率的共性特征；（3）尝试将产业结构、净出口占比等经济结构变量引入方程，以考察经济结构性因素对居民消费率的影响；（4）尝试将国家政治经济社会的系统不确定性和金融发展的代理变量引入基准方程进行扩展分析，以考察系统不确定性对居民消费率的影响效应和金融发展与居民消费率之间是否存在线性或非线性的关系；（5）尝试将以社会保障支出、教育支出与医疗卫生支出为代表的民生性财政支出占财政支出之比引入基准方程进行扩展分析，以考察民生性财政支出占比对居民消费率的影响效应。 三、模型设定、估计方法说明与数据描述 （一）模型设定与估计方法说明 参照Loayza等（2000）与万广华等（2003）的方法，本文将居民消费率作为因变量进行线性建模，自变量的选择按照理论的关联性和数据的可得性原则，同时考虑居民消费率的动态调整过程，建立如下动态面板数据模型来考察世界各国居民消费率的决定因素：
其中方程（1）的下标i与t分别表示国家（或地区）以及时期，housecgdp表示居民消费率（居民消费占GDP之比），X代表一系列影响居民消费率的解释变量，τ与η分别是年份与国家（或地区）固定效应，（12）v是残差项。为了获得方程（1）的无偏估计量，我们将主要采取系统广义矩（GMM）方法进行估计。这是因为不可观测的国家（或地区）异质性特征η可能与其他解释变量相关，因此OLS方法将产生遗漏变量偏差问题。然而，由于方程（1）引入了滞后的被解释变量作为解释变量，
与误差项
相关，因此即使采用固定效应估计剔除了异质性的国家个体效应
，也依然无法解决内生性问题导致的参数估计偏差问题。针对这种内生性问题，Arellano和Bond（1991）提出了用一阶差分广义矩（first-differenced GMM）进行参数估计，该估计方法的基本原理是先对方程（1）进行一阶差分，然后利用一组滞后的解释变量作为差分方程相应变量的工具变量。然而，用差分广义矩估计存在两个方面的问题：首先是仅对差分方程进行估计会损失样本信息量；其次是用滞后水平量作为差分量的工具变量容易面临弱工具变量问题。为了弥补差分GMM估计方法的不足，Arellano和Bover（1995）以及Blundell和Bon（1998）提出了另外一种更加有效的方法，即系统GMM估计方法。该方法的基本原理是：一方面用差分方程来消除固定效应，并使用自变量的水平滞后项作为差分项的工具变量；另一方面又使用差分项的滞后项作为水平项的工具变量，以此来增加工具变量的个数从而解决水平滞后项的弱工具变量问题。理论上已经证明，在时间跨度较长且样本数量有限的情况下，由于系统GMM方法能够同时利用差分方程和水平方程的信息，工具变量的有效性会更强，因而相对于差分GMM的参数估计结果更加有效。但这需要放松解释变量的严格外生性假定，即将解释变量假定为弱外生（巴尔塔基，2010）。 （二）数据来源、变量选择与统计性描述 本文所采用的跨国面板数据主要来源于世界银行发展数据库、宾大世界表（PWT8.0）、国际货币基金组织的政府财政统计数据库（GFS）与国际金融统计数据库（IFS）等数据库。在数据可得性的基础上，同时考虑平衡面板数据的要求，并剔除存在异常数据的国家，（13）最终得到64个国家（14）1978-2011年的面板数据。 根据计量方程（1），被解释变量为居民消费率，解释变量X主要分为以下几类：（1）收入变量，包括人均实际GDP、人均实际GDP的平方项以及人均实际GDP的增长率。根据凯恩斯绝对收入假说，伴随着收入的提高边际消费倾向与平均消费倾向将会降低，因此人均GDP的系数预期为负。另外，考虑居民消费率与人均GDP可能呈现“U”型关系，因此引入人均GDP的平方项，其系数预期为正；根据Modigliani和Cao（2004）的理论模型，收入增长率与居民储蓄倾向之间呈现正相关关系，因此引入人均GDP增长率，其系数预期为负。（2）人口结构变量，包括少儿抚养比与老人抚养比、城市化率以及性别比。根据生命周期假说，少儿抚养比及老年抚养比越高，居民平均消费倾向越高，因此它们的系数均预期为正；由于城市化对居民消费的影响可能为正也可能为负，因此城市化的系数符号不确定；由于人口性别比对居民消费的影响可能为正也可能为负，因此人口性别比的系数符号也不确定。（3）不确定性变量，本文采用通货膨胀率作为不确定性的替代变量，根据预防性储蓄理论，不确定性将降低居民的消费倾向，因此通货膨胀率的系数符号预期为负。（4）财政政策变量，本文选用政府消费率变量作为财政政策变量的替代变量，根据Amano等（1997、1998）与杨子晖等（2009）的理论模型与检验结论，政府消费与居民消费之间可能存在替代关系或互补关系，因此政府消费率的系数符号不确定。（5）国家特征虚拟变量，本文采用儒家文化圈虚拟变量，根据Liang（2010）的结论，儒家文化虚拟变量的系数预期为负。（6）经济结构变量，（15）本文采用工业增加值占GDP之比以及净出口占GDP之比这两个变量。Morrisson（2000）与李实等（2008）认为工业化进程通常与收入分配差距的扩大同时并存，而收入分配不公将导致居民平均消费倾向的降低（Musgrove，1980），因此工业增加值占GDP之比的系数预期为负；净出口占GDP之比的系数预期为负。相关变量的定义与统计性描述见表1。 四、检验结果及解释 本部分采用系统GMM方法对影响居民消费率的因素进行动态面板数据模型估计，同时为了进行对比，也采用OLS方法与固定效应法（16）将静态和动态面板数据模型的估计结果列出。表2中的回归方程（1）和方程（2）是采用OLS方法进行混合回归的结果，其中方程（2）控制了年度效应，方程（3）是采用固定效应方法对静态面板数据模型进行估计的结果，3个方程估计的结果比较类似。方程（4）、（5）和（6）分别是采用OLS、固定效应方法和系统GMM方法估计动态面板数据模型的结果。方程（6）还进行了工具变量整体有效性的Hansen检验与残差项的序列相关检验，其结果通过了工具变量的整体有效性检验，同时残差序列存在显著的一阶序列自相关，但不存在二阶序列相关。 由于我们假定儒家文化虚拟变量为强外生变量，那么模型的静态与动态设定将不会影响该系数的一致性估计，从表（2）的方程（1）和方程（2）可以得知，儒家文化圈的国家（地区）在控制其他解释变量的前提下居民消费率比其他国家低5.5个百分点左右，验证了Liang（2013）提出的假说，但是影响效应低于叶德珠等（2012）得出的结论，该文认为儒家文化圈国家（地区）的居民消费率比样本平均水平低约18%。 从表（2）方程（6）系统GMM的估计结果来看，居民消费率具有较强的惯性，惯性系数为0.693，表明解释变量的长期效应是短期效应的3.26倍（
）。虽然大部分跨国面板数据模型得出结论认为人均收入的增加将显著降低私人部门储蓄率（Edwards，1995；Masson等，1998；Loayza等，1999），但是本文的系统GMM结果也没有找到证据表明人均GDP与居民消费率之间存在显著的线性与非线性关系。这一结论与Bailliu等（1997）和Haque等（1999）结论类似，可能是因为本文已经通过经济增长速度和经济结构变量控制了经济发展阶段和经济结构所致。另外，与Modigliani（1990）、Edwards（1995）、Masson等（1998）、Loayza（1999）利用跨国面板数据得出经济增长率上升将显著提高私人部门储蓄率的结论类似，经济增长率的上升将显著降低居民消费率，其短期效应为-0.164，长期效应为-0.534，系数估计值与Hebbel等（1992）类似。
与Edwards（1995）、Loayza等（1999）的结论认为少儿抚养比与老年抚养比将显著降低私人部门储蓄率不同，本文没有找到人口年龄结构显著影响居民消费率的证据，这与Ram（1982）、Rossi（1989）、舒尔茨（2005）、Herzog（2011）、Tung（2011）的结论类似。这其中的原因可能在于人口结构的变化是“内生决定的”，因此人口结构的变化并不如生命周期假说所认为的必然导致居民消费的变化（舒尔茨，2005）。当然，也有可能人口年龄结构对居民消费率的影响是通过人均GDP增长率来影响居民消费率的，（17）同时本文也没有找到人口性别结构与人口城乡结构显著影响居民消费率的证据。通货膨胀对居民消费率影响系数的符号符合预期，通货膨胀率的上升将降低居民消费率。政府消费与居民消费之间存在显著的替代关系，这与现有文献结论一致（Masson等，1998；Haque等，1999）。方程（6）估计出来的系数表明政府消费率对居民消费率的短期效应为-0.310，长期效应为-1.01，表明从长期而言，政府消费对居民消费存在完全挤出效应。净出口率与工业增加值占比的提高将显著降低居民消费率。经济结构变量也显著影响居民消费，即净出口占比和工业增加值占比的上升将降低居民消费率，其中净出口占比对居民消费率的短期效应为-0.281，长期效应为-0.915。这表明从短期和长期而言，国外需求对居民消费均不是完全挤出，但同时表明国外需求和国内居民消费之间存在较强的替代性。工业增加值占比对居民消费率的短期效应为-0.063，长期效应为-0.205，根据“配第—克拉克定理”，伴随着经济发展，首先是第二产业占GDP之比逐步上升，然后第三产业占GDP之比逐步上升并超过第二产业占比，那么随着经济发展居民消费率将呈现“U”型的演变规律。这其中的机制可能是：其一，当经济结构偏重于第一产业或第三产业时，劳动收入占比将较高，而当经济结构偏重于第二产业时，劳动收入占比将较低（李稻葵等，2009）；其二，根据“库兹涅茨曲线”，即伴随着经济发展，收入分配状况将呈现倒“U”型的演变规律，而收入分配状况与居民消费率正相关，结合“配第一克拉克定理”就可以得到经济发展与居民消费率之间的“U”型关系。
总体而言，经济发展阶段和经济结构显著影响居民消费率，以2011年数据为例，低收入、下中等收入、上中等收入和高收入经济体的人均实际GDP增长速度分别为3.5%、4.0%、5.7%和1.2%，工业增加值占GDP之比分别为23.5%、31.4%、38.4%和25.5%，净出口占GDP之比分别为-15.98%、-5.3%、0.95%和0.08%，政府消费率分别为11%、11.6%、14.7%和18.9%。（18）结合表2方程（6）人均实际GDP和经济结构变量对居民消费率的影响效应，可以基本回答居民消费率伴随人均收入上升呈现先下降再上升的趋势。 五、扩展讨论与检验 （一）国家政治经济社会的系统不确定性是否显著影响居民消费率 自从Leland（1968）得出未来收入的不确定将减少当期消费并增加当期储蓄这一结论以来，现有文献主要集中于分析收入与支出的不确定性对居民消费储蓄行为的影响，这里面有一个隐含的假定就是政治与社会环境是稳定的。如果社会与政治环境的不稳定将对居民收入与财富的积累产生影响（Venieris等，1983）。这部分扩展分析将在基准回归的基础上引入国家脆弱性指数（State Fragility Index，简称SFI），该指数由美国乔治梅森大学社会系统研究所（Societal-Systems Research Inc）与系统和平研究中心（Center for Systemic Peace）构建，目前已经发布了164个国家1995-2011年的国家脆弱性指数，该指数涵盖了国家安全、政治、经济和社会4个维度（Monty和Benjamin，2011），可以作为国家政治经济社会系统不确定性的代理变量，从表1可以看出样本国家的脆弱性指数存在较大差异。
表3是51个国家1995-2011年面板数据模型的系统GMM估计结果，5个方程（其中后4个方程新引入金融发展变量）均在基准模型基础上引入国家脆弱性指数，但是均没有找到国家社会政治经济系统不确定性显著影响居民消费率的证据。这一结论与Venieris等（1983）、Douglas等（1985）和Fielding（2003）的结果不一致，因为国家政治经济系统不确定性对消费的影响具有双重效应：其一是居民为了应对未来的不确定性而增加预防性储蓄从而降低消费，其二是政治经济社会的不稳定将对产权和金融系统造成危害，因此居民倾向于减少储蓄从而增加消费。 （二）金融发展是否显著提升居民消费率 本部分将在基准计量模型设定的基础上添加金融发展变量来检验金融发展是否能够显著提升居民消费率。根据数据的可得性，本文主要利用McKinnon（1973）提出的金融发展变量M2/GDP进行检验，样本为1978-2011年51个国家的面板数据。为了进行对比，另采用私人部门信贷占GDP之比作为金融发展变量的代理变量。从表1可以看出样本国家的M2/GDP、私人部门信贷/GDP（credit）的差别极大，其中M2/GDP的最小值与最大值分别为6.55%与240.56%，私人部门信贷/GDP的最小值与最大值分别为2.1%与227.75%。为了识别金融发展是否对居民消费存在非线性效应，本文参照Wang等（2012）的研究分别在方程（3）和方程（5）中引入广义货币占GDP之比和私人部门信贷占GDP之比的平方项。表3的结果表明无论是采用广义货币占GDP之比还是私人部门信贷占GDP之比作为代理变量，均没有找到金融发展对居民消费率具有显著的线性和非线性效应。这其中的原因是金融发展本身对消费的影响就具有双重效应：其一是金融发展通过金融可得性的增加可以缓解居民的流动性约束从而增加居民消费；其二是金融发展也可能通过资产收益率的提升和储蓄工具的增加从而降低居民消费。遗憾的是我们无法获得各个国家的消费信贷数据，因此，难以更为深入了解消费金融发展对居民消费的作用机制与影响效应。 （三）民生性财政支出增加是否显著提升居民消费率 前面的检验结果表明政府消费将显著挤出居民消费，但易行健等（2012）指出，在预期消费支出不确定的前提下增加民生性财政支出将可能有利于促进居民消费。（19）对于世界大部分国家而言，以社会保障支出、教育支出与医疗卫生支出为主体的民生性财政支出占政府财政支出的绝大部分。根据数据的可得性，本部分利用1995-2011年37个国家的面板数据进行检验，样本国家的民生性财政支出占财政支出之比的均值为50.1%，国别差异极大，如1995-2011年美国、中国、日本与德国这三项财政支出平均占政府财政支出的比重分别为52.4%、35.7%、69.5%与70.8%。 表4是采用系统GMM方法对动态面板数据模型的检验结果，方程（1）是在基准模型基础上引入民生性财政支出占财政支出之比（livelihoodfiscal），方程（2）是将民生性财政支出占比分为社会保障支出（socialfiscal）、教育支出（educationfiscal）与医疗卫生支出（healthfiscal）占财政收支之比并同时引入，方程（3）～（5）是将这三项民生性财政支出占比分别引入的估计结果。从表4的估计结果来看，总体而言民生性财政支出占比对居民消费率的影响不显著，并且从分项回归结果来看，教育支出占财政支出之比和医疗卫生支出占财政支出之比对居民消费的影响也不显著。但无论是同时引入还是分别引入三个分项的民生性财政支出占比，社会保障支出占财政支出之比均显著，并且结果比较稳定，社会保障支出占财政支出之比对居民消费率的短期效应为0.054，长期效应为0.20。 六、结论与进一步研究方向 本文利用1978-2011年的跨国数据对影响居民消费率的因素进行动态面板模型估计并进行了扩展分析，主要得出以下结论： 1.包括居民消费率滞后值与收入变量在内的7类变量基本上能够解释各国居民消费率变化的共同特征，人均GDP增长率、通货膨胀率、政府消费率与经济结构变量显著影响世界各国的居民消费率，并且居民消费率具有较强的惯性，惯性系数为0.693，表明解释变量的长期效应是短期效应的3.26倍。儒家文化圈的国家在控制其他解释变量的前提下居民消费率比其他国家低约5.5个百分点，人均GDP增长率的提高将显著降低居民消费率；同时通货膨胀率上升将显著降低居民消费率；政府消费率、工业增加值占GDP之比以及净出口占GDP之比的提高将显著降低居民消费率，其中政府消费对居民消费存在完全的挤出效应。总体而言，经济发展阶段和经济结构显著影响居民消费率，可以基本回答居民消费率伴随人均收入上升呈现先下降再上升的趋势。
2.我们在将国家脆弱性指数作为国家政治经济社会系统不确定性的代理变量引入基准方程后，没有找到国家社会政治经济系统不确定性显著影响居民消费率的证据。这可能是因为国家社会政治经济系统的不确定性对消费的影响具有双重效应所致。本文分别以M2/GDP与私人部门信贷占GDP之比作为金融发展的代理变量引入基准方程进行检验，没有找到金融发展对居民消费率具有显著的线性和非线性效应的证据。这其中的原因是金融发展对居民消费的影响本身具有双重效应，同时由于无法获取各个国家的消费信贷数据，因此难以深入了解消费金融发展对居民消费的作用机制与影响效应。 3.为了考察财政支出结构对居民消费率的影响，本文以社会保障支出、教育支出与医疗卫生支出为主体的民生性财政支出占政府财政支出之比和三个分项财政支出占比分别引入基准方程，结论表明从整体而言民生性财政支出占比对居民消费率的影响不显著，并且从分项回归结果来看，教育支出占财政支出之比和医疗卫生支出占财政支出之比对居民消费的影响也不显著。但无论是同时引入还是分别引入三个分项的民生性财政支出占比，社会保障支出占财政支出之比均能显著提高居民消费率，其短期效应为0.054，长期效应为0.20。 本文尝试从跨国面板数据的分析中寻找影响居民消费率的共同特征，从研究结论可以推知中国目前的低居民消费率现象有其内在原因，伴随中国逐渐由高速增长阶段进入中速增长阶段、第三产业增加值占GDP比重的逐步提高，中国的居民消费率将缓慢提升，并且通过逐步实现经济发展战略由出口导向型向内需主导型经济发展战略的转型，降低政府消费占比，提高社会保障等民生性财政支出占财政支出之比将促进居民消费率的提升。根据表2的方程（6）和表4的方程（2），我们可以对中国居民消费率的演变趋势做一个简单的预测：假定中国的工业增加值占GDP之比由2012年的45.3%下降到上中等收入经济体的平均水平37.7%；假定中国净出口占GDP之比由2012年的2.8%下降到上中等收入经济体的平均水平0.6%；人均实际GDP增长率由2012年的7.3%下降到上中等收入经济体的平均水平4.2%；社会保障支出占财政支出之比由2012年的10.2%上升到样本国家的23.4%，那么中国的居民消费率将由2012年的35.9%上升到44.7%。如果再结合考虑中国居民消费的低估情况（朱天和张军，2012）与儒家文化对居民家庭时间偏好率的影响，（20）那么中国的居民消费率严重偏离世界平均水平的情况可以得到较好解释。 本文对中国扩大内需和建立提高居民消费率长效机制的政策启示如下：（1）实现经济发展战略由出口导向型向内需主导型经济发展战略的转型；（2）大力发展第三产业，快速提高第三产业增加值占GDP的比重；（3）精简政府机构，调整政府职能，有效降低政府消费占GDP的比重；（4）提高社会保障等民生性财政支出占财政支出之比，降低居民的预防性储蓄动机。 当然本文也存在很多不足之处，比如依然没有完全解释偏离世界平均居民消费率路径较大国家的典型事实，因此后续的研究需要从两个方面入手：其一是利用更全面的数据与更优的模型和方法来寻找世界各国居民消费率变化的共同特征；其二是深入研究决定典型国家居民消费率的影响因素。 作者感谢两位匿名审稿人非常中肯的修改建议，也感谢刘胜、左雅莉和刘鑫在本文数据收集和整理过程中付出的辛勤劳动。文责自负。 ①居民消费率用居民消费支出占GDP的比例来表示。 ②比如中国、巴西与印度的居民消费率分别由1978年的49.5%、68.6%与70.3%显著下降到2011年的35.9%、60.3%和59.4%。 ③比如美国与英国的居民消费率分别由1978年的61.4%与58.5%显著上升到2011年的69.0%与64.6%。 ④用家庭部门储蓄占家庭可支配收入比重来衡量家庭储蓄率。 ⑤这篇文献的私人部门储蓄率定义为私人部门储蓄占GDP之比。 ⑥这篇文献将私人部门储蓄率定义为私人部门储蓄与私人部门可支配收入之比，其中私人部门可支配收入等于国民可支配收入与公共部门可支配收入之差，公共部门可支配收入为公共部门储蓄与公共部门消费之和。 ⑦当然Deaton（1992）还指出这一推论依赖于特定的假设前提，比如经济增长主要由人口增长带来，如果人口增长较快并且持续时间很长，工作人口对退休人口的比例以及孩子对工作人口的比例均将上升，那么人口增长加速给储蓄带来的净效应就可能为负。 ⑧功能性收入分配也称为要素收入分配，是以生产要素为主体的分配，主要考察国民收入在土地所有者、劳动所有者和资本所有者之间的分配（周明海等，2012）。 ⑨该文分析的时间偏好率实际上包括两个方面：其一是经济决策主体评价比较自己目前消费和未来消费的效用，其二是经济决策主体评价比较自己消费和后代消费的效用。 ⑩定义为国民可支配收入减去国民消费，再比上国民生产净值。 （11）贷款价值比定义为贷款金额与抵押品价值之比。 （12）由于本文采用的是年度数据，因此时间与国家（地区）固定效应又可以称为年度效应与个体效应。 （13）参照Loayza（1999）的研究，本文剔除了年通货膨胀率高于100%与低于-100%的国家，根据国民经济核算原则剔除了居民消费率高于90%与低于10%的国家。 （14）64个国家与地区分别是：阿尔及利亚、安提瓜和巴布达、澳大利亚、巴巴多斯、比利时、伯利兹、不丹、博茨瓦纳、智利、中国、哥伦比亚、刚果（布）、古巴、丹麦、厄瓜多尔、阿拉伯埃及共和国、斐济、芬兰、加蓬、德国、格林纳达、洪都拉斯、中国香港特别行政区、匈牙利、印度、印度尼西亚、伊朗伊斯兰共和国、意大利、日本、约旦、肯尼亚、大韩民国、卢森堡、中国澳门特别行政区、马来西亚、马尔代夫、马耳他、毛里塔尼亚、毛里求斯、密克罗尼西亚联邦、缅甸、尼泊尔、荷兰、新喀里多尼亚、新西兰、挪威、巴基斯坦、巴布亚新几内亚、菲律宾、葡萄牙、波多黎各、沙特阿拉伯、塞舌尔、新加坡、所罗门群岛、南非、斯里兰卡、圣文森特和格林纳丁斯、瑞典、泰国、突尼斯、英国、美国、瓦努阿图。 （15）经济结构变量很多，与居民消费率紧密相关的经济结构变量有劳动收入占GDP之比与收入分配数据，但是这两个变量均无法找到较完整的数据，并且考虑到大部分研究结论认为收入分配与劳动收入占比和经济发展水平呈非线性关系，因此本文引入人均GDP及其平方项。 （16）我们对选择采用固定效应法还是随机效应法进行了Hausman检验，结论支持采用固定效应法。 （17）系统GMM估计中如果去掉人均GDP增长率变量，那么少儿抚养比的上升将显著增加居民消费率。 （18）作者根据世界银行发展数据库计算所得。 （19）安体富（2008）指出，民生性财政支出主要包括整个财政支出中用于教育、医疗卫生、社保和就业等民生方面的支出。 （20）根据朱天和张军（2012）的估算，中国的消费率被低估。
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