基于异质性偏好的中国城镇居民消费结构研究，本文主要内容关键词为：中国论文,城镇居民论文,消费结构论文,异质论文，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。
修回日期：2007-08-26
中图分类号：F126.1文献标识码：A文章编号：1002-9753（2007）10-0037-10
一、引言
传统的研究消费需求的出发点是消费需求函数系统，在该系统中，消费需求数量是价格、收入、时间的函数。国内外对该系统的研究主要有两类方法。第一类是Schultz（1938），Stone（1954a）和Wold（1953）发展的研究消费者行为的方法[7-9]。其主要内容是总需求取决于价格和总支出。通过该理论可推出消费者代表模型。模型的建立主要是通过价格、人均消费数量以及总支出的时间序列数据来获得。这类模型的代表有英国计量经济学家R.Stone（1954b）提出的LES需求函数系统[10]、Liuch1973年在此基础上提出的扩展的线性消费系统（ELES）以及Deaton和Muellbauer（1980）提出的AIDS消费需求函数[11]。国内学者如黄心田、易法海（1999），穆月英、笠原浩三、松田敏信（2001），臧旭恒、孙文祥（2003）等采用这几类模型对中国的城镇居民消费结构进行了大量的实证研究，做出了有益的贡献。他们都采用“消费者代表”的假设[12-14]。
第二类是来自于Leser（1963），Prais Hendrick Houthakker（1971）以及Working H（1943）发展的方法[15-17]。其主要内容是人口特征和总支出为消费需求的决定因素。利用该理论可推出单个消费者模型。该模型具体主要是通过消费数量、总支出和消费者的家户属性的截面（cross section）数据来获得。国内学者在研究中国消费者行为问题时主要是通过在面板数据模型中引入人口的一些特征进行实证研究，比如王选选、杭斌（1999），孙凤、易丹辉（2000），赵卫亚（2003、2005），姚勇、董利（2003）等人的研究。他们在消费领域做了大量的工作，为后续的相关研究打下了扎实的基础。但这些引入了一些代表偏好特征的面板数据模型并不是直接从效用函数的最大化中推出，实际上大部分仍以第一类模型为理论基础[18-22]。
“基于消费者代表”理论的消费函数需求系统有一定的局限性。首先将单个消费者行为理论应用到研究消费者总体消费行为是不适合的；其次是消费者代表行为模型的加总需求函数不具备可积性。大量的实证研究表明：偏好的异质性是造成消费者代表行为模型的结论与事实不一致的重要原因之一。另外，国内学者对城镇消费结构进行研究时，他们对消费结构的分类基本上与国家统计局的分类相同，这些关于消费结构的研究存在一定的局限性，比如无法考虑能源消费和资本服务消费等。
本研究在对我国城镇居民消费结构进行重新分类的基础上，根据Jorgenson（1982）的异质性消费行为理论建立了基于异质性偏好的中国消费行为模型，并分析了家户特征对中国消费结构的影响。本文的第二部分论述了基于Jorgenson消费者行为理论的异质性消费模型；第三部分是中国城镇居民消费结构研究的分类和模型估计；第四部分是实证结果分析；最后是结论和建议。
二、基于Jorgenson消费者行为理论的异质性消费模型
1.理论模型 Jorgenson消费者行为理论将以上两类关于消费者行为经验研究的方法统一起来。模型主要是通过加总具有异质性偏好的消费者需求而得到。模型有两个重要特征：第一，异质性。主要体现在偏好依赖于单个家户的人口属性。该方法的主要创新之处在于通过消费者的人口属性特征和支出的联合分布，在模型中结合了消费者属性，例如人口特征；这反映了消费者的异质性偏好属性。第二，该模型的加总方法是精确加总理论，它是Jorgenson消费者行为理论的核心。该加总方法易包容消费者理论和偏好的异质性。并且，该理论也是建立在单个消费者行为理论的基础之上。因此，为了在精确加总理论的基础上设定总的消费行为模型，首先必须设定单个消费者的消费行为模型。总的来说，该模型是基于消费者行为理论，通过消费量、总支出和家户特征等数据建立起来的，模型中的总支出函数和单个消费者属性都是线性的。
与传统的消费行为模型相比，该模型研究的基本单位是家庭，假设家庭消费商品的目的是最大化福利函数。因此，家庭的行为和个人最大化效用的行为一样。其要求需求函数是可积的。也就是说，需求函数能从间接效用函数推出，即假设这些效用函数是线性的、关于价格和支出是零阶齐次的，非递减，和拟凸的。为了允许在每个消费单位中偏好的不同，该模型允许间接效用函数依赖于属性向量A[，k]，该向量中每个属性通过一个虚拟变量来表示。
由式（4）可知：单个消费者的支出份额是价格、消费支出以及消费者属性的函数，反映了消费者异质性偏好的影响。
下一步，根据以上单个消费者的支出份额来推导总的消费份额。在加总过程中，总的消费份额和单个消费份额具有相同的消费者属性。在加总过程中，单个消费者支出份额必须具有齐次性、可加性、对称性、非负性、补偿的自价格和跨价格效应是非正定的等性质。具体的设定参见参考文献（Jorgenson，1982）。这样，总支出份额可通过在单个消费份额两边乘以每个消费单位的支出，然后对所有单位加总，再除以总支出获得。即：
其次，建立总体消费的计量模型：
通过下式来校正模型估计中的异方差：
三、中国城镇居民消费结构研究的分类和模型估计
1.城镇居民消费结构研究中商品和服务的分类问题 目前，对城镇居民消费结构研究的商品和服务分类与国家统计局城镇居民住户统计分类是一致的。城镇居民家庭消费调查统计包括食品、衣着、家庭设备用品及服务、医疗保健、交通和通信、教育文化娱乐服务、居住以及杂项商品及服务8大类。这种分类为政府以及学术机构进行相关研究提供了科学可靠的依据，在国民经济宏观决策中发挥了重要的作用。但是这种分类未能全面反映当前我国经济发展的某些重点领域的消费，例如能源消费。具体说来，这种分类至少忽略了以下三点：（1）未能反映城镇居民的能源消费；（2）未能真正区分消费品的消费和服务性消费的消费。（3）未能明确区分资本性服务的消费和消费性服务的消费。近年来城镇居民消费结构的变化和升级已引起了能源消费结构和强度的强烈变化。这引起了国内外学者的广泛关注。但是，国内外学者对能源消费结构的研究主要集中在某些行业、某个城市或者是能源总量结构，例如耿海青、谷树忠和国冬梅（2004），梁怀学和陈权宝（2005），管卫华、顾朝林和林振山（2006），王春清（2006）。并且，由于缺乏公开的城镇居民能源消费的统计资料，他们对城镇居民能源消费结构的研究几乎没有涉猎[23-26]。此外，我国城镇居民住户统计中“居住”一项中既包括消费性服务的消费，也包括资本性服务的消费。在消费性服务的消费统计中包括3个子项：物业管理费，维修服务费和其它。在资本服务的消费中包括租赁房房租和自由房租金折算两个子项。因此，居住一项的变化不能够准确反映住房需求的变化。为了能全面准确地反映我国城镇居民能源和服务消费的变化趋势，本文借鉴Jorgenson对美国居民消费的分类，对中国城镇居民的消费分为如下5类：
（1）能源。这一项包括国家城镇居民消费统计中“交通和通信”中“车辆用燃料及零配件”的“燃料”子项以及“居住”中的“水电燃料及其它”子项。其中“水电燃料及其它”包括4个子项：煤炭，液化石油气，管道煤气，其它燃料。
（2）食品。主要是指在国家城镇居民消费统计“食品”消费中剔除消费服务的消费。具体是剔除“饮食服务”项中的“食品加工服务费”和“饭店饮食业”服务两个子项。
（3）消费品。主要是指在国家城镇居民消费统计“衣着”项中剔除“衣着加工服务费”子项；在“家庭设备及用品”项中剔除“家庭服务”子项；在“医疗保健”项中剔除“医疗费”子项；在“交通和通信”项中去除“交通工具服务支出”子项和“通信服务”子项；在“教育文化及娱乐服务”中去除“文化娱乐服务”和“教育费用”子项。
（4）资本服务。在以往的分类中消费品中包括耐用品，服务没有区别消费服务和资本服务。消费服务和资本服务的最大区别是后者可以带来实际的或潜在的租金收益。本文的资本服务主要包括“居住”中的“租赁房房租”和“自有房租金折算”以及居住服务费三项。
（5）消费服务。除资本服务外，前面各项剔除的服务都归在这一项。
我们整理了1992-2004年全国各省、直辖市的城镇居民能源、食品、消费品、资本服务以及消费服务5类消费资料。
2.城镇居民家庭的分类问题 我们挑选能反映消费者偏好差异的属性对消费者进行分类。具体分为以下几类：
（1）家庭规模：1，2，3，4，4人以上
（2）户主年龄：20-24，25-34，35-44，45-54，55-64，65以上
（3）户主文化程度：初中及以下，高中及中专，大专及以上
（4）家庭居住地域：东部，中部，西部
所有家庭都按以上4类属性进行分类。在模型的计量估计中，4类属性中的每一细类都用哑变量来表示，即如果属于这一细类则设为1，否则为0。为了避免奇异性（singularity），我们把家庭规模为1，户主年龄为20-24，户主文化程度为初中及以下，家庭居住地域为西部的哑变量设为0。
3.价格数据 在国家统计局的统计年鉴中，没有我们分类的5种商品的价格数据，但有分类更加详细的价格数据。因此为了实现我们所提出的分类，需要较为详细的城镇居民消费支出数据。我们以消费支出为权数，对价格进行加总，最终获得所需的5类价格的1992-2004年的时间序列数据[27-28]。
4.模型估计 该模型估计分为两步。第一步是估计单个消费者的支出份额方程。在估计中，以2000年为基年，设所有价格为1。利用各消费单位的支出份额、消费支出、消费者属性哑变量的截面数据估计出消费者属性变量的系数。第二步将这些系数代入总消费支出份额方程中。利用总支出份额、价格的时间序列数据将其余变量的系数估计出[29-30]。估计结果如下：
四、实证结果分析
第一，在总支出方面，5类商品和服务的消费份额都随着总支出的增加而上升。5类消费中，资本服务的消费份额上升最多；其次是食品和消费品；能源排在最末。
第二，在家庭规模方面，我们根据人口特征选择一组家庭家户，除了家庭规模以外，其它特征均保持不变，以此来研究家庭规模对商品和服务支出份额的影响。我们选择的参考家庭为：户主年龄为35-44岁；文化程度为初中及以下；生活在东部地区。图1描述了家庭规模从1到5以上对各类商品和服务消费的影响。
2.表中，ln（m）为加权的总支出；wen为能源预算份额；wfo为能源预算份额；wgo为消费品预算份额；wcs为消费服务预算份额；wcaps为资本服务预算份额；f2为2人户的虚拟变量；f3为3人户的虚拟变量；f4为4人户的虚拟变量；f5为4人户以上的虚拟变量；a30为25-34年龄组虚拟变量；a40为35-44年龄组年龄虚拟变量；a50为55-64年龄组年龄虚拟变量；a60为65岁年龄以上虚拟变量；ehj为高中及中专虚拟变量；eju为大专及以上虚拟变量；rea为东部地区虚拟变量；rcen为西部地区虚拟变量；ln（pen）为能源价格的自然对数；ln（pfo）为食品价格的自然对数；ln（pgo）为消费品价格的自然对数；ln（Pcs）为消费服务价格的自然对数；ln（pcaps）为资本服务价格的自然对数。
从图1可以看出，对食品消费的支出份额来说，家庭规模从1到2有强烈的下降，说明成家后，对食品的支出份额也减少了。以后，随着规模从2到4，家庭对食品的支出份额逐步上升；可能是因为随着家庭成员的增加，家庭的负担越来越重，对食品消费支出的份额也逐渐增大。对于消费品的支出份额，家庭规模从1到4时缓慢下降。在4人以上时，又略有上升。对于消费服务的支出份额，家庭规模从1到2时有显著上升，看来随着家庭的组建，消费服务的支出明显增加。随着家庭规模的增大，消费服务的支出也逐步下降。对能源的消费支出，家庭规模从1到2时有明显的下降，然后随着规模的增大逐渐上升。
换一个角度不难发现，伴随着家庭规模的变化，消费支出类型也发生变化。规模从1到2，不仅对某一类商品和服务的消费份额发生显著变化，而且消费支出的相对份额也发生转变。这说明从单身过渡到“二人世界”，消费结构发生了强烈转型。进一步可以发现二人家庭在生活必需品如食品、消费品以及资本服务的消费支出份额方面比单身明显减少；但在消费服务方面却迅猛上升。除了家庭规模为1外，家庭规模的增大对能源和资本服务的影响不是十分明显。一个合理的解释是把能源和资本服务看作家庭的公共用品，在一定规模内家庭成员可以“共享”。家庭规模从2到4时，对食品支出份额减少的同时增大了对消费品、消费服务的预算份额。
图1 家庭规模的影响
图 2户主年龄的影响
图3 户主文化程度的影响
图4 地域的影响
第三，在户主年龄方面，从图2可以看出：户主年龄从20-24岁过渡到35-45岁这个年龄段后，能源消费支出份额有所下降，但进入55-64岁时，支出份额逐渐上升。此后，随户主年龄的增加，对能源的支出份额逐年降低。户主年龄对食品消费的支出份额影响较大。户主年龄从20-24岁过渡到25-34岁时，支出份额明显上升，然后几乎不变地保持到35-44岁为止。从45-54岁至54-65岁支出份额逐步上升；在54-65岁到65岁以上时略有下降。对消费品的支出，从20-24岁过渡到35-44岁时，逐渐下降。从35-44岁到55-64岁逐年上升。在65岁以上又有所下降。对消费服务的支出，20-24岁过渡到25-34岁时逐渐上升，从25-34岁到35-44岁略有下降，从45-54岁到55-64岁逐年上升，其后又开始下降。对资本服务的消费在35-44岁以前支出份额比较稳定。35-44岁后有所上升，45-54岁到55-64岁时有所下降，此后，到65岁以上年龄段支出份额急剧下降。
第四，在户主文化程度的影响方面，根据图3可以发现：户主文化程度的高低和他们的偏好密切相关，因此对消费结构有重要的影响。从图3可以看出，随着户主文化水平的提高，对能源的支出份额逐渐降低。对食品的支出份额也是如此，而且从高中到大专比从初中到高中有更强的下降倾向。同时，对消费品的支出份额随户主文化程度的提高而明显上升。对消费服务的支出份额从初中到大专以上则逐步下降。对资本服务的消费，户主文化程度从初中到高中以及中专有明显的上升，从高中到大专则略有下降。
第五，在地域的影响方面，由图4可知：地域对消费结构也有重要的影响。我们选择的参考家庭为：对能源和食品的支出份额东部、中部、西部相差不大。比较而言，东部最高，西部最低。对消费品的支出份额，西部最高，中部次之，东部最低。对消费服务的支出，中部最高，东部次之，西部最低。对资本服务的支出，东部最高，西部次之，中部最低。
第六，对各种纬度进行弹性分析。根据弹性的定义，本研究定义支出弹性为：
定义非补偿性需求价格弹性为：
在计算弹性时，通过变动总支出和研究考察的家庭的人口属性，同时保持未考察的属性不变，可以获得消费者组中的弹性变化。除非说明，我们选择的参考家庭为：户主年龄为35-44岁，文化程度为高中及中专，家庭规模为4人。以下是估计的弹性结果。
根据计算结果可知：2000年，随着家庭户主年龄的增加，对能源和食品的支出弹性绝对值逐渐降低，并且都小于1。尤其是在45-54，55-64以及65岁以上，能源和食品的支出弹性绝对值接近于0。这表明能源和食品作为生活必需品，支出弹性较小。消费品的支出弹性均大于1，在户主25-34，35-44，45-54岁这几个年龄段支出弹性比较接近。表明这几个年龄段，家庭的消费比较稳定。除了户主65岁以上，在所有年龄段，相对于其它商品的支出弹性，家庭的消费服务支出弹性都比较大。值得注意的是：在所有年龄段，资本服务的支出弹性都小于1。这说明城镇家庭把资本服务当作生活的必需品。而且，户主在20-24，25-34岁时资本服务的支出弹性比45-54，54-65岁低。
从自价格弹性来看，有趣的是：食品的价格弹性为正，这说明在2000年，中国城镇家庭对食品的消费相当依赖。消费服务的自价格弹性为负，且绝对值大于1。表明消费服务对中国的城镇家庭来说是一种奢侈品。
家庭规模为2和3时，能源的支出弹性为负。食品的支出弹性接近于0。家庭规模从1到2时，消费服务的支出弹性有强烈的下降。此后，随着家庭规模的扩大，消费服务的支出弹性稳步提高。家庭规模从1到4时，消费品的支出弹性逐渐上升。除了家庭规模为1时，家庭规模对资本服务弹性的影响差不多。从自价格弹性来看，能源的自价格弹性在－1与0之间。家庭规模从2到4以上时，能源的自价格弹性绝对值逐渐上升。户主文化程度对消费服务和消费品的支出弹性影响较大。随着户主文化程度的提高，消费品的支出弹性逐渐降低，而消费服务的支出弹性反而上升。地域对能源的支出弹性影响较大。东部能源支出弹性最大，中部次之，西部最小。
五、结论和建议
本文首次根据Jorgenson的消费行为理论建立了中国的具有异质性偏好的消费者行为模型，并研究了不同人口属性对消费结构的影响。研究结果表明城镇家庭偏好的差异对其消费结构有重要的影响。
第一，对于能源消费，在城镇家庭的其它属性不变的情况下，家庭规模越大，支出份额也越大（家庭规模为1的情况例外）。户主在不同的年龄段，对能源的支出弹性相差很大。对于能源的价格变化，在一定程度上家庭规模越大，反映越敏感。
第二，对于食品消费，作为生活的必需品，在所有消费的商品和服务中，其支出弹性相对较小。户主在35-44岁这个年龄段，家庭对食品的支出份额最大。对于食品价格的变化，家庭规模为2时最敏感。此外，户主文化程度不同的家庭对食品价格的变化也比较敏感。
第三，对于居民消费品的消费，家庭的消费品支出弹性都大于1。户主的年龄以及家庭规模对消费品价格变化的敏感性程度差不多。户主的文化程度对消费品的预算份额有较大影响。在样本内，户主年龄在20-24以及25-34岁的城镇家庭对电子、计算机等产品的消费有明显的偏好。
第四，对于消费服务的消费，户主年龄越大，家庭的支出份额越大。户主文化程度越高，消费服务的支出弹性越大。户主文化程度不同的城镇家庭，其户主文化程度越高，对子女的教育越重视，其教育投入也相对多些。
第五，对于资本服务的消费，各类家庭的预算份额都不大，大约在10％左右。东部对资本服务的支出弹性最高，对资本服务价格的变化也最敏感。
根据以上结论，我们对优化城镇家庭消费结构有如下政策建议：首先是制定消费政策，引导消费结构升级时要考虑不同人口特征家庭的反应。其次是要积极引导消费服务的消费，促进城镇家庭的文化教育消费。现阶段，我国的教育投入逐年加大。户主的文化水平显著提高。城镇家庭普遍对教育非常重视，对文化教育服务的消费支出也非常大。因此，适应不同偏好家庭的消费服务需求，积极拓展消费服务领域，可以有效地促进消费增长。最后是要高度重视资本服务的消费。由于各种偏好的家庭资本服务的支出份额比较稳定并且较低。因此，资本服务的消费仍有很大的提升空间。城镇居民家庭的资本服务的消费将会成为促进消费增长新的增长点。从中长期来看，住房消费将成为我国首选的消费热点。一般而言，住房消费既包括产权房的购房，又包括无产权房的租赁。遗憾的是目前统计局公布的消费数据中未包括购房数据。涉及住房消费的租赁房房租在本文研究中属于资本服务范畴。据相关资料统计，在发达国家，住房租赁占住房消费支出的40％左右。比较而言，我国住房租赁市场有很大的发展空间。大力发展住房租赁市场一方面会大大缓减目前房价上升的压力，另一方面也会促进城镇家庭的消费需求。