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一、引言
消费一直被视为宏观经济中最平稳的变量之一，理论上消费的平稳性是个体进行跨期最优化选择的自然结果。实证研究相当一致地表明：美国的消费波动明显小于产出，对一些发达国家的实证研究也得到了基本一致的结论（如Fiorito and Kollintzas,1994）。尽管近年来开始有一些研究发现消费波动比产出波动剧烈（如Kose and Riezman,2001），但被简单地解释为个别案例及数据问题，例如认为是消费数据中包含了耐用品导致总消费的波动性变大。而总的来看，消费波动小于产出波动，已经被视为是宏观经济周期性波动的典型事实之一。
然而，对于我国这样一个处于转型期的经济体而言，经济波动问题与发达国家有所不同，目前的经济转型是从计划体制过渡到市场体制，在过去大一统的经济体制中，个别经济主体的运行服从整体经济计划的要求，个人没有明确独立的利益，也就无法进行维护自己利益的权衡利弊。一旦整体经济分解成各种形式的承包制，个体经济对于利润最大化的追求致使人们的自我意识空前觉醒，但是，人们权衡利弊的方式却处于相当初级的水平，既不能正确地判断真正利益的所在，又只看到短期中的有限的变量，权衡的结果还要受到各种情绪的干扰，制约了对于生命周期效用最大化和持久收入理论中跨期最优选择的理解深度。与此同时，与持久收入假说的成熟市场前提不同，在转型期中我国消费者经历着持续的制度变迁，住房、教育、医疗等领域的改革使得人们在安排消费支出时考虑的因素不断增多，增大了消费行为的不确定性，社保体系不够完善则进一步增加了这种不确定性（沈悦，2001）。国内关于消费理论的研究表明：我国居民的消费行为体现出一些相当独特的性质，随着经济转型的不断推进，人们的消费行为有可能从短期的收入一消费均衡转化为长期的均衡。许多学者认为，西方的消费理论无法完全涵盖目前中国的消费者行为特征。
国内已经有研究者对我国消费波动比较剧烈的情况有所觉察，卜永祥和靳炎(2002)、黄赜琳(2005)在真实经济周期的研究中发现中国的消费波动比产出波动剧烈，但均未对此做出深入分析。转型期我国消费的波动具有哪些特点，比较剧烈的消费波动是否是东亚地区的个案，以及如何解释我国消费的波动性，这些问题是本文的重点所在。下文的结构安排为：第二部分对分离出消费周期数据的技术方法进行讨论；第三部分对东亚主要经济体的消费波动是否小于产出波动进行实证；第四部分对我国消费周期性波动的特点做进一步分析；第五部分对于我国及东亚地区消费出现剧烈波动的原因做出初步解释，第六部分是结论。
二、技术方法的选择及数据处理
我们将消费的时间序列分解为趋势项和周期波动项两部分，用周期数据的标准差来衡量消费的绝对波动性，用消费周期数据的标准差除以产出周期数据的标准差来衡量消费的相对波动性。为进行国家之间的比较，将所有数据做对数化处理，但如何获取消费的周期数据，则需要进一步讨论。
目前常用的获得经济变量周期数据的方法包括时间去势法、一阶差分法、Hordick Prescott方法（HP方法）及带通滤波方法（BP方法），孰优孰劣取决于具体的数据生成机制，也就是各种技术方法的可靠性依赖于各自对于数据生成机制的假设，以
表示t期消费的周期数据，
表示t期消费的趋势数据，将不同方法在表1中做一简单比较：
表1 生成周期数据的不同技术方法
目前主要经济变量的数据生成机制仍在讨论之中，学界对此尚未形成定论，并且仍不时出现一些新的获取周期数据的技术方法。以上几种方法中时间去势法的基本假设过强；一阶差分法的单位根假设及其检验存在颇多争议；HP方法则对于平滑参数λ较敏感，平滑参数λ需要先验性地确定下来，理论上最优的λ应取为趋势项方差与波动项方差之比，这如同以未知求未知一样可能导致偏误；本文的特点是同时给出以上所有技术方法的计算结果，如果不同技术方法得到的结论彼此一致，那么就认为所得到的结论相当可靠，考虑到近年来的经济周期研究比较多地采用了BP方法，不同技术手段所得结果稍有出入时本文主要依据这种方法进行讨论。BP滤波前需要选择滤波参数，这里采用常见的处理方式，认为消费周期的持续时间最短为2年，最长为8年，表示为BP(2,8)。
数据处理：
所有数据均为年度数据，其中东亚各经济体的数据来源于Penn World Table 6.1 (Heston et al,2002)。中国数据取样为1978-2003年，来自于历年《中国统计年鉴》及《中国人口年鉴》，居民消费通过消费价格指数折为实际值（1978年价格），政府消费经过GDP平减指数折为实际值。经过筛选比较，商品零售价格指数的环比数据与消费价格指数相当一致，因此所缺少的1985年之前的消费价格指数由同期商品零售价格指数作为近似替代（见图1）。类似地，1985年之前的农村居民消费价格指数由同期农产品收购价格指数作为其近似替代。
图1 居民消费价格指数与商品零售价格指数（1978-2003，环比）
三、二战后东亚地区的消费波动
图2为经过BP滤波得到的中国实际人均消费（对数，以下同）的周期波动，表2给出了由不同数据处理方法得到的东亚10个经济体及美国的人均消费周期数据的标准差。
图2 中国人均实际消费的周期波动
根据表2的计算结果，不同技术方法得到的周期数据标准差并不相同，例如HP方法得到的波动方差总是比BP方法更大，而时间去势法得到的标准差更大于HP方法。定性地看则各技术方法得到的结论基本一致：东亚10个经济体的消费波动性要远大于美国。根据BP方法计算出来的结果，东亚10个经济体消费波动的标准差平均为美国的2.7倍以上，其他3种方法得到的标准差平均约为美国的2.8倍左右，这表明东亚地区的消费波动问题相对美国要剧烈得多，其中祖国大陆经济转型以来消费波动的剧烈程度在东亚经济体中属于中等偏下。此外稍仔细观察图2还可以发现，我国90年代后的消费波动呈现下降趋势，表明我国宏观经济政策对稳定经济的效果在上升，这也与其他研究关于我国宏观经济波动幅度趋缓的结论相一致（如刘金全，2005；刘树成等，2005）。
图3 低波动组的人均实际消费（对数）
表2 东亚10个经济体人均消费的周期数据的标准差
经济体名称 BP方法HP方法一阶差分法时间去势法
及取样时间 (2,8)λ=400
中国(1978-2003) 0.023 0.041
0.033 0.046
日本(1950-2000) 0.014 0.031
0.034 0.163
韩国(1953-2000) 0.025 0.054
0.043 0.091
香港(1960-2000) 0.027 0.048
0.046 0.105
台湾(1951-1998) 0.016 0.038
0.028 0.081
新加坡 (1960-1996) 0.080 0.107
0.123 0.111
马来西亚(1955-2000) 0.042 0.094
0.071 0.115
泰国(1950-2000) 0.032 0.061
0.054 0.089
菲律宾 (1950-2000) 0.022 0.047
0.034 0.069
印度尼西亚 (1960-2000) 0.046 0.070
0.070 0.107
美国(1950-2000) 0.012 0.023
0.019 0.032
依据消费波动性的大小可以将东亚10个经济体和美国分为高、中、低3组：低波动组中包括美国、日本、台湾，中波动组中包括香港、韩国、中国和菲律宾，高波动组中包括一些在亚洲金融危机中受到严重冲击的国家：泰国、印尼、马来西亚和新加坡。值得一提的是，无论采用BP方法还是HP方法，得到的分组结果完全一致，说明这两种方法进行横向比较的结果是可靠的。不同组别的消费时间序列见图3、图4、图5。
东亚地区作为一个整体，国民心理、文化传承等彼此接近，经济发展规律存在一定的共性，从绝对数字上看，东亚地区的消费波动普遍比较剧烈，就本文的目的而言，我们更关心的是：消费波动幅度小于产出这一典型事实在东亚地区是否仍成立。这里利用国际通行的Penn World Table数据，对东亚10个经济体的消费波动与产出波动做一比较，数值结果见表3。表中数据均经过对数处理，各地区取样时间同表2。
表3 东亚地区10个经济体的消费波动标准差／产出波动标准差
BP方法HP方法一阶差分法 时间去势法
(2,8) λ=400
中国 1.15
1.31 1.19
0.94
日本 1.19
0.74 0.98
0.86
韩国 1.09
1.08 1.03
0.91
香港 1.52
1.01 0.94
0.94
台湾 0.48
1.19 1.06
1.26
新加坡1.45
1.38 1.41
0.97
马来西亚 2.38
2.39 2.45
2.17
泰国 1.35
0.95 1.10
0.86
印度尼西亚2.39
1.37 1.76
1.32
菲律宾1.11
1.08 1.04
0.64
美国 0.74
0.86 0.77
0.92
尽管各种技术方法得到的结果存在少许不一致，但很明显地可以看出消费波动大于产出波动在东亚地区是一个颇为普遍的现象，这与美国及主要西方国家的实证结论恰恰相反。综合几种方法的结果，东亚10个经济体中只有日本略为明显地表现为消费波动小于产出波动，但即使是日本的数据经过BP方法处理后得到的消费波动也大于产出波动；如果只看HP方法和BP方法的结果，则没有一个经济体能一致地得出消费波动小于产出波动的结论；另一方面，包括中国在内，有7个经济体无论采用哪种方法都表现为消费的波动幅度大于产出，剩下的3个经济体中，日本、台湾和泰国的数值结果出现了矛盾：HP方法和BP方法得到的结论彼此不一致。总的，不管是从绝对数字看还是相对于总产出的波动幅度而言，都有理由认为整体上东亚地区及我国的消费波动幅度比较剧烈。这也表明，对美国经济所总结出的这一典型事实可能并不适用于东亚的大部分地区。
四、转型期我国消费波动的特点
接下来一个自然的问题是：消费的这种过度波动性从何而来？为此首先将祖国大陆地区作为深入考察的对象，分析其消费波动的特点。主要处理思路是：将消费的各子项目进行逐步的分解。将总消费分解为居民消费和政府支出，再将居民消费分解为城镇居民消费和农村居民消费，接下来在城镇居民消费和农村居民消费中剔除掉耐用品项目，分别考察其波动性。这样做的理由在于：首先，持久收入假说建立在行为人跨期选择的微观基础上，而消费项目中的政府支出部分不具备这样的微观基础，宜去除这一部分后再检查居民消费的波动性；其次，我国具有城乡二元化的社会特征，农村居民和城镇居民的消费波动特征并不完全相同，如果仅仅笼统地估计总消费的波动，就有可能掩盖真实的情况；最后，近年来国外一些研究表明消费子项目中的耐用品消费波动非常大，其波动的剧烈程度类似于投资品，应该将其从消费项目中剔除。如果剔除了耐用品后消费变得平稳，那么消费的过度波动性就确实来自于耐用品。
图6 居民消费和政府支出的周期性波动
（一）剥离政府支出
剥离掉政府支出后，消费的波动性更加剧烈了。除去BP方法外，其他三种方法得到的居民消费的波动性均比总消费增加了9%左右。显然这是由于我国执行“逆经济风向行事”的宏观政策，政府支出具有反经济周期的特点。而居民消费为顺经济周期波动，两者周期性变动的相位不一致甚至步调相反，从而在加入政府支出项目后，冲抵了一部分居民消费的波动。BP滤波得到的居民消费和政府支出的周期性波动见图6。
表4 中国消费周期性波动的标准差(1978-2003)
分组数据 汇总数据
农村居民
城镇居民
居民消费
政府支出
总消费（含政府支出）
HP方法(λ=400)0.077 0.043 0.045 0.043
0.041
BP方法(2,8)
0.027 0.026 0.022 0.035
0.023
一阶差分法0.052 0.039 0.036 0.049
0.033
时间去势法0.094 0.053 0.050 0.050
0.046
（二）农村和城镇的消费波动
将居民消费分解为农村居民和城镇居民两部分，得到的波动标准差见表4。图7为经过BP滤波得到的周期波动图形，图8为分离后的人均实际消费。
根据表4，不管采用何种技术方法，初步的分组数据均得到了更大的消费波动性。如BP方法得到的农村和城镇居民消费波动分别比汇总数据增加了21%和15%。所有技术方法均一致地表明：农村居民的消费波动幅度大于城镇居民的消费波动幅度。此外图7一个比较明显的特征是上个世纪90年代以前，农村居民消费和城镇居民消费基本上呈现同步的周期波动，而从90年代后，农村居民的消费周期与城镇居民消费周期不同步的现象有逐渐加剧的趋势，这从一个侧面验证了我国学者关于90年代以来我国消费结构升级进入新阶段的论述：由于这一轮的消费结构升级以房地产和轿车消费为主要特征（刘树成等，2005），这些消费均集中于城市，从而城乡消费的周期波动呈现出较为明显的相位差。
（三）考虑耐用品后的消费波动
近年来国外关于消费周期的研究倾向于将耐用品项目剥离出总消费，原因是耐用品如汽车、洗衣机等的购买行为是一次性支付了货币，但其享受到的服务是在今后的多年中逐渐释放出来的，从而使得耐用品的消费特征不满足简单的持久收入假说。对美国的实证研究也表明：耐用品消费的波动性远比实际产出更为剧烈，而将耐用品剥离后，消费的波动性明显下降且小于产出（如Stock and Watson,1998）。耐用品消费是否能够解释我国总消费的过度波动性？我们分别在农村居民消费性支出和城镇居民消费性支出中剥离掉耐用品项目，考察剥离前后的消费波动性。数值结果见表5、表6。（注：受数据可得性限制，我们将消费性支出中的家庭设备用品及住房数据剥离掉，作为非耐用品消费。而实际的家庭设备用品中包含耐用品和部分非耐用品。这样处理的结果仍然是在总消费中去除了耐用品，但也去除了日常用品中的部分非耐用品。）
表5 农村居民耐用品及食品消费的周期波动
含耐用品
不含耐用品
食品消费
产出波动
非耐用品消费相
的标准差的标准差的标准差
的标准差
对产出的波动性
HP方法(λ=400)0.0817 0.0628 0.0513 0.0348 1.80
BP方法(2,8)
0.0246 0.0222 0.0232 0.0141 1.57
一阶差分法0.0550 0.0457 0.0439 0.0269 1.70
时间去势法0.1259 0.0875 0.0632 0.0370 2.36
表6 城镇居民耐用品及食品消费的周期波动（注：本表数据取样时间为1982-2003年。）
含耐用品
不含耐用品食品消费非耐用品消费相
的标准差的标准差 的标准差对产出的波动性
HP方法(λ=400)0.0432 0.0431
0.0402 1.24
BP方法(2,8)
0.0216 0.0198
0.0221 1.40
一阶差分法0.0384 0.0387
0.0407 1.44
时间去势法0.0522 0.0555
0.0436 1.50
在去除耐用品项目后，农村居民的消费波动性明显下降了。这说明农村居民消费的波动中确实有一部分是耐用品消费所导致。例如用BP方法和HP方法得到的非耐用品项目的消费波动性（以标准差衡量）分别比先前下降了10%和23%。然而，去除耐用品后的消费波动幅度仍然远大于产出的波动幅度，去除耐用品项目后，各种技术方法所得到的标准差还是比总产出高出一半以上。这说明，尽管农村居民消费的波动性中有一部分要归结于耐用品项目，但是耐用品消费无法作为解释我国消费过度波动的主要因素。
城镇居民消费波动的性质与农村居民有所不同：剥离耐用品后的消费波动性并没有出现明显下降，按照一阶差分法和时间去势法得到的波动性反而比包含耐用品在内的消费波动性更加剧烈了。而按照HP方法，剥离耐用品后的消费波动性几乎没有什么变化，只有BP方法出现了明显的波动性的下降，其下降幅度为8%左右。这表明我国城镇居民消费耐用品的波动并不剧烈。耐用品子项目同样不能解释城镇居民消费的主要波动。
表5、表6还给出了消费子项目中的食品消费的波动标准差，发现即使是食品消费的波动也相当剧烈，农村居民和城镇居民食品消费的波动幅度均大于产出。食品消费是必需品消费，它的波动性尚且如此剧烈，这进一步说明我国转型期以来消费的过度波动性主要不是由于耐用品或个别子项目所引起，而是与整体的消费行为相关。
五、我国及东亚地区消费过度波动的原因：一个初步的解释
上一部分的分析表明，单个子项目无法解释消费的过度波动性，我国消费的波动性是大部分消费子项目共同剧烈波动的结果，这种性质的波动只能从居民的消费行为上寻找原因。一个可能的解释是：在经济转型的过程中出现了消费行为的转型。跨期的最优化行为要求行为人对未来的约束条件做出判断，然而正如宏观政策需要一段时间的传导才能完全发挥出其效应，转型期中的居民也需要时间理解和适应社会经济环境的变革。这一过程中居民不断调整自身的行为方式，反映在消费行为上就是转型期中消费出现比较剧烈的波动。
我国的经济转型首先从上个世纪80年代初的农村改革开始，改革在农村取得进展后逐渐推进到城市。与城镇居民日常生活密切相关的住房、医疗、教育等改革措施都是从上世纪80年代末、90年代初以后才逐步展开。这些改革措施对城镇居民的消费行为造成了冲击。如果消费的波动性主要来自于消费行为的转型，则农村居民和城镇居民消费波动性的变动情况应该有所不同：农村居民率先经历重大的经济改革，也应该率先表现出更大的消费波动性。城镇居民受到的重要约束冲击发生在90年代后，其消费的波动性也应该在这一时期表现得更为剧烈。为验证以上分析，将1978年以来的消费数据流以1990年为界分为两个时间段，1978年到1990年为第一时间段，1990年到2003年为第二时间段，分别算出其周期数据的标准差，数值结果见表7、表8：（注：由于样本容量较少，这一部分只给出三种技术方法的数值结果。）
表7 中国居民20世纪90年代前后两段的消费波动标准差
农村居民 农村居民 城镇居民 城镇居民
1978-1990 1991-2003 1978-1990 1991-2003
HP方法(λ=400) 0.096 0.028 0.035 0.036
一阶差分法 0.069 0.033 0.042 0.035
时间去势法 0.112 0.032 0.037 0.039
表8 中国居民20世纪90年代前后两段的消费／产出标准差化
1978-1990
1991-2003
农村居民 城镇居民 居民总消费 农村居民 城镇居民 居民总消费
HP方法(λ=400)2.50 0.92
1.37
0.91 1.13
0.52
一阶差分法2.09 1.28
1.30
1.59 1.70
0.90
时间去势法2.76 0.92
1.47
0.86 1.06
0.49
数值结果对我们的判断提供了明显的支持：农村居民消费在上个世纪90年代前的波动相当剧烈，其周期数据的标准差达到了产出的两借以上，而90年代后农村居民消费的相对波动性明显下降，用HP方法和时间去势法均得到了小于产出的波动性，尽管一阶差分法仍然得到了比较大的消费波动性，但如果考虑耐用品消费，还可以去除相当一部分波动，由此我们得到初步的结论：农村居民消费的波动幅度，在90年代以后逐渐地符合了持久收入假说。
城镇居民的消费波动情况则有所不同；相比之下，城镇居民的消费在上个世纪90年代前比较平稳.而在90年代后其波动幅度明显提高，平均的相对波动性从90年代前的1.04（与产出波动大致相当）上升到90年代后的1.3（比总产出的波动标准差高出30%）。图9为HP滤波后得到的农村居民、城镇居民及总居民消费在上个世纪90年代前后两段相对于产出的波动性。其中横坐标上1为时间段1978-1990，2为时间段1991-2003。
图9 20世纪90年代前后我国居民消费相对于产出的波动性
分别考虑不同的时间段后，总居民消费在上个世纪90年代前的波动性比总产出高出30%以上，而在90年代以后开始表现得平稳下来，不同技术方法在这一时间段得到的消费波动均小于产出波动。这主要是由于农村居民消费在90年代后开始趋于稳定。其次也是由于农村居民和城镇居民的消费周期波动出现了日益明显的不同步，从而使得总消费的波动幅度小于农村、城镇的分组数据。
基于同样的思路，我们推想东亚地区的消费波动与居民行为方式的转变有关：经济转型启动后，居民需要时间来学习新的行为方式，从而在新的经济环境中最大化自身效用，同时在经济转型的早期，居民所面临的外在约束也在持续地发生重要变化。这些因素共同发生作用使得转型期的消费活动发生了比较剧烈的波动。当居民理解和适应了新的经济环境，学习掌握了新环境下的最优消费策略，经济环境的变动也不再像转型初期那么剧烈后，消费的波动性也将随之下降。
我们对东亚地区的消费数据进行重新整理，发现大多数经济体的消费波动情况对以上分析提供了支持，具体如下：
1.新加坡、韩国、菲律宾、台湾和日本的消费出现了与中国内地类似的情况：在经济转型的早期消费波动明显高于产出，而后消费的波动幅度出现显著下降并开始低于产出的波动幅度。数值处理结果见表9。
表9 东亚部分经济体消费相对波动性的变动
取样时间
HP方法
BP方法
一阶差
时间去
消费波动幅度开始小于产
分法 势法 出波动幅度的转折时间
新加坡 1960-19721.44 1.46 1.48 1.44 1972年
1972-19961.05 0.94 0.86 0.97
韩国1954-197011.54 1.2 0.87 1970年
1970-19950.83 0.68 0.7 1.27
菲律宾 1950-19751.9 1.74 1.46 1.35 1975年
1975-20000.87 0.74 0.88 0.88
台湾1951-19701.3 1.87 1.55 1.21 1970年
1970-19981.15 0.72 0.81 1.36
日本1950-19601.5 1.21 1.2 1.54 1960年
1961-20000.75 1.07 0.92 0.84
2.香港1960年前后的消费波动始终比较稳定，需要更早期的数据才能进行讨论。（注：香港的数据从1960年开始，但香港的工业化转型在20世纪50年代短短的七八年中即告基本完成。）
3.泰国、印尼和马来西亚的消费波动则始终显得比较剧烈，其波动的幅度一直大于同期总产出。这可能是由于这些国家中社会环境始终比较动荡，（注：如泰国频繁发生政府更迭和军事政变，1932年至1992年期间共发生了19次政变，同期先后出现过48届内阁。）对这些经济体的消费波动还需要更深入的分析。
六、结论和讨论
本文对东亚主要经济体二战后的消费数据进行了整理，发现东亚地区普遍存在着消费波动比产出波动更为剧烈的现象，这与美国和主要西方国家的情况恰好相反，也不符合标准的持久收入假说。进一步的分析表明，转型期以来我国比较剧烈的总消费波动应主要归于居民消费行为的转型：转型期中的居民需要时间理解和适应社会经济环境的变革，需要时间学习和掌握在新的经济环境下的最优消费策略，这一过程中居民不断调整自身的行为方式，反映在数据上就是转型期中消费出现比较剧烈的波动。如果将转型期以来我国的消费时间序列以1990年为界分为两个阶段，则总消费的波动程度在前一个阶段中表现得要剧烈得多，这一期间总消费周期波动的标准差比同期总产出波动的标准差要高出30%以上，而在后一个时间段里，总消费的波动性显著趋缓并且开始低于同期总产出的波动幅度。
将农村居民和城镇居民分开处理对我们的分析提供了进一步支持和更多的细节。我国城镇居民和农村居民的消费波动特征存在相当明显的不同：首先是自上个世纪90年代以后，农村和城镇居民消费的周期性波动不再是同步地发生；其次，农村居民和城镇居民消费波动幅度随时间的变动情况大相径庭：以1990年为界进行两阶段分析，农村居民消费的波动幅度在前一个时间段表现得相当剧烈，波动标准差达到了产出的2倍以上，在后一个时间段里农村居民消费的波动性显著下降，消费波动开始小于产出波动；与此相对照的是，城镇居民消费的波动幅度在90年代后反而出现了上升，这反映出改革率先在农村进行，而后才逐渐推进到城镇这样的转型路径。由于80年代农村居民率先经历重大的经济变革，他们也率先在这一时期表现出比较剧烈的消费波动；而对城镇居民日常生活产生重要影响的住房、医疗等方面的改革是在90年代后陆续铺开的，从而城镇居民的消费波动在后一时段中显得得更为剧烈。
耐用品不能解释我国居民消费的大部分波动性。在我国农村居民的消费波动中，耐用品项目是一个引起波动性的原因之一，但不是最主要的因素，去除掉耐用品项目后，转型期以来农村居民的消费波动仍然显得比较剧烈并仍然大于产出的波动幅度。
与我国的消费波动情况相类似，大多数东亚经济体在转型初期都出现了消费波动幅度大于产出波动幅度的现象，并且在经济转型的后期消费开始变得平稳。这使本文对我国消费波动性的解释得到了横向的支持。
本文的结论依赖所采用的技术方法，不同技术方法的适用性文中已有所提及，在分析中使用年度数据有可能遗漏掉一些高频信息，这对于本文的结论会产生什么影响还不清楚。我们初步分析了中国内地和东亚主要经济体消费波动比较剧烈的原因，所得到的证据都比较间接，因此这一问题还需要进一步的论证。如何解释少数经济体的消费表现出持续、长期的剧烈波动，也需要更加深入的工作。