1985年以来我国居民消费过度敏感性的实证检验——基于状态空间模型的分析，本文主要内容关键词为：敏感性论文,实证论文,居民消费论文,模型论文,状态论文，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。
一、有关消费过度敏感性的文献回顾及问题的提出
凯恩斯提出绝对收入理论后，库兹涅茨对美国1869年～1938年的国民收入与个人消费资料进行整理和分析发现，消费始终与收入维持一个固定比率。这便是“库兹涅茨反论”。为了解释这个反论，一些新的消费函数理论应运而生。持久收入论和生命周期理论对此作出了贡献。这两个理论虽然从本质上是前瞻的，但在方法上却是后顾的。为了克服这种矛盾，霍尔采用理性预期的概念，用随机方法修正了上述两种假说的缺陷(Hall,1978)。他用欧拉方程刻画消费者在两期消费之间的边际替代率等于两者相对价格的情形。他假定效用函数为二次型
这个理论的含义是，既然人们的预期是理性的，那么消费者将根据一生的资源或持久收入来安排自己的消费，他就会对今后可能得到的资源或持久收入作出理性的预期，从而使一生预期的效用最大化。所有的信息都已经在现期消费中得到反映，下一期的消费自然就只和现期消费有关，而与以前的消费及收入无关。然而对该理论的实证检验却表明，消费对收入存在“过度敏感性”(Flavin，1981)和“过度平滑性”。由于理性预期假说不能很好地解释在存在风险和信贷市场不完善情况下的消费行为，坎贝尔和曼丘就提出一个所谓的λ假说(1991)。他假设经济中存在两类消费者，一类消费者按照LCH选择消费路径；另一类按照即期收入来确定当期消费。第二类消费者所占的比重为λ，则全社会的总消费函数为：
。该理论实际上是对持久收入理论和绝对收入理论的一个综合。检验结果表明，消费者滞后3期时λ的估计值为0.42，滞后5期时λ的估计值为0.52，消费对收入存在过度敏感性（彭文平，2001）。
近年来，学者对中国消费的过度敏感性进行研究。宋冬林等 (2003)认为，中国城镇居民消费在经济转型期表现出过度敏感性，有必要采取措施矫正这种过度敏感性。宋冬林等没有根据LCH假说考虑利率对消费的影响。彭文平 (2001)认为，流动性约束、利率的内生变化和非生命周期理论等可以解释中国近年来的消费过度敏感性。王合绪等人(2000)认为，统计中的加总误差、短视、预防性储蓄以及流动性约束等可以用来解释消费的过度敏感性。本文认为，中国经济正处在转型过程中，经济机制和利益关系在发生系列变化，使用可变系数模型来分析消费的过度敏感性比固定系数模型更具有优越性；同时也应该从LCH的角度综合研究包括利率在内的因素对消费的影响。本文借鉴其他文献的一些研究成果，试图对1985年以来中国居民消费的过度敏感性进行分析，并从过度敏感性的角度寻找促进消费的对策。
二、建立检验消费过度敏感性的理论模型
根据λ假说，假设经济中存在两类消费者：一类消费者按照LCH选择消费路径（理性消费者）；第二类消费者按照当期收入来确定消费（短视型消费者）；第二类消费者所占的比重为λ。根据理性预期假说，第一类消费者的消费函数为
(8)式中的符号与前面各式中的符号有部分相同，但符号的含义已经发生变化。具体说，在该式中，个人可支配收入和居民消费变量已经是原始数据的对数值，利率不取对数值（利率取对数后将会成为负数并且很小，不利于在统计上分析其影响和经济意义）。
代表各期居民自主消费的变化量，在这里假定该自主消费变化额不变。αλ是消费增长指数的收入增长指数弹性。δ是消费增长指数的对数值对利率变化的导数（注：在收入和消费取对数的情况下，有：
。其含义为消费增长指数对收入增长指数的弹性。其中，
。为了使数据平稳，利率在通过状态空间模型求解其变化的系数值时，可以取一阶差分。在利率取一阶差分的情况下，有
。）。
是指随机误差。在(8)式中，α是第二类消费者的边际消费倾向，0＜α＜1，因此可以根据αλ的乘积来判断第二类消费者的比例。如果第二类消费者λ显著不为0，则说明消费对收入存在敏感性。反之，如果λ为0，则说明消费对收入不敏感。(8)式中还包括了利率的消费效应。这种效应分为替代效应和收入效应。替代效应和收入效应相互抵消。在利率不断增长的情况下，如果证明δ大于 0，则说明利率的收入效应超过替代效应；如果δ小于0，则说明利率的替代效应超过收入效应；如果δ等于0，则表示两种效应刚好抵消。如果利率的变化方向相反，则利用上述原理进行相反的过程分析。
由于中国正处于改革的过程中，经济结构、经济利益关系、各种制度等方面不断进行调整，公式 (8)中的经济关系不可能固定不变。因此本文拟采取状态空间模型和卡尔曼滤波方法来对公式(8)进行模拟。
三、样本数据来源及数据处理
（一）数据来源及处理
本文数据主要来源于《中国统计年鉴》1985年～2005年各期。数据覆盖1985年～2004年共20年。除利率外，数据均使用人均指标。这些数据除直接从统计年鉴查到的外，其他数据均根据城镇和农村居民人口比例加权计算得到。其中，利率以利率发挥作用的时间为权重进行加权计算。为平滑数据，本文均采用实际数据（不变价格）。全国实际数据以1978年商品零售价格指数为100，然后根据各年的定基价格指数计算出来。例如，居民实际可支配收入：居民名义可支配收入÷（商品零售价格定基指数÷ 100）。其他依此类推。
（二）数据符号及其含义
各符号的含义如下：实际人均消费——PCR；实际人均可支配收入——PDIR；实际利率——RRQG；实际人均消费对数值——LOGPCR；实际人均可支配收入对数值—— LOGPDIR,LOGPCR(-1)代表滞后1阶；实际人均消费对数值的1阶差分——D(LOGPCR)。其他类推。
（三）数据平稳性判断及处理
ADF单位根检测发现原序列的水平值及1阶差分序列均不平稳。其水平值的2阶差分平稳。对序列求自然对数后进行单位根检测发现，各序列的水平值仍然不平稳，但各序列的1阶差分已经平稳。这些检验均是在有常数项和没有时间趋势项的情况下得到的。根据表1可以发现，LOGPCR、 LOGPDIR、LOGTAR、RRGD的1阶差分平稳，不会产生“伪回归”问题。
表1 各变量单位根检验结果表
注：1.(c，0，2)中的2表示滞后2阶，0表示无趋势，c表示带截距项。其他依此类推。2.上述结论在95%的显著水平上成立。
四、消费过度敏感性的状态空间模型分析
根据前面的分析，本文构筑如下量测方程
(9)式中
的含义相当于(8)式中的αλ和δ。利用卡尔曼滤波方法得到αλ和δ的时间变化情况，具体结果见表2和图1的描述。从表2可以看出，1985年～ 2004年第二类消费者所占比例平均为73%以上，第二类消费者所占比例在逐年下降。1988年～1990年间第二类消费者占到居民总数的 92%以上。1991年以后第二类消费者所占比例基本稳定在70%以上。 1999年开始这种比例出现上升趋势，2003年和2004年第二类消费者所占比例至少达到76%以上。αλ在1993年达到最低值0.6811。由于α是收入的边际消费倾向，它小于1，因此λ至少要大于0.6811，即全国第二类消费者至少占到总消费人口的68%以上（注：αλ在1988年达到1.16，无法用消费函数理论进行解释。本文把1988年的数据当作奇异点处理。）。从这里可以看出，经济体制改革中存在的大量不确定性和风险对居民的消费支出行为产生明显影响，居民消费对当期收入的依赖程度加大。
表2 αλ和δ的时间变化情况
图1 αλ和δ的时间变化图（SV1和SV2分别代表αλ和δ）
利率对居民消费的影响微弱。δ相对于αλ来说过小，利率对消费的影响被收入对消费的影响覆盖。实际利率从1985年以来呈现下降的趋势，其对数值也表现出下降趋势。DLOGRRQG有下降趋势但相对平滑。同时由于δ的估计值基本为负数（1989年和1993年除外），而居民消费在不断增长，因此如果利率对消费存在某种影响的话，则这种影响应该是替代效应大于收入效应的结果。利率的影响远小于收入对消费的影响。总体来看，居民消费主要还是受收入的不确定性、支出的增长预期、储蓄及消费习惯等因素的影响。
五、居民消费过度敏感性的原因分析
（一）不确定性和支出增长预期促使居民增加对当期收入的依赖
中国经济在转轨过程中产生了大量的不确定性。一是收入和就业的不确定性增强，居民把当前收入中的一部分储蓄起来，以备后患。二是住房等大宗固定资产需要有较大的初始投资。三是未来的教育支出和医疗保健支出是一笔较大负担。中国人民银行的调查结果显示，城镇居民收入稳步增长，但认为“更多消费最合算”的居民人数占比为31.2%，虽上升不到一个百分点，但仍处于2002年来的较低水平。尽管存在物价和利率预期上涨因素，居民消费意愿仍较平淡。2006年第2季度问卷调查显示，居民当期收入感受指数为17%，与第1季度相比季节性下降5.1%。未来收入信心指数为20.3%，分别比上季和上年同期上升1.3%和 3.1%，居民对未来收入谨慎乐观。自2005年第3季度起，居民对“物价过高”判断的占比逐季回落，但 2006年第2季这种下降趋势发生逆转，居民的判断升至24.4%，较上季提高2.3%。消费价格指数CPI在4月和5月份同比分别上涨 1.2%和1.4%，加之成品油价格连续上调，住房价格居高不下，居民对物价上涨反映较强烈。2007年以来CPI指数有上涨压力。这些因素导致居民预防性储蓄需求增加。
（二）微弱的财富效应减弱资产对消费的促进作用
中国居民资产的财富效应微弱，金融资产的MPC=0.0486，收入的MPC达到0.5254，收入对消费的影响是金融资产对消费影响的 10倍以上。例如，股市财富效应对消费的影响占总消费变动的平均比例仅为0.84%（骆祚炎，2004）。出现这种情况的原因主要有两个。一是中国居民的资产规模过小。美国2000年、2003年家庭资产总额分别为494250亿美元、541680亿美元（孙元欣，2006）。中国居民 2004年平均个人资产总额为 39931元，只有美国居民2000年、 2003年个人资产的2.85%、2.66%。二是中国居民金融资产等增殖性资产比重过低。1995年中国居民金融资产占比为22.31%，美国则为66.20%，美国是中国的2.97倍； 2000年中国为24.84%，美国则为 68.69%，美国是中国的2.77倍； 2003年中国为25.73%，美国则为 63.40%，美国是中国的2.47倍。总体来说，中国居民资产规模和金融资产比重有待提高。
（三）流动性约束和较保守的消费习惯限制居民消费的“积极性”
由于面临流动性约束的消费者只能用即期的收入进行消费，因此流动性约束下的消费只与即期收入正相关，这就使消费呈现出过度敏感性。同时，流动性约束的存在相当于有一个“影子价格”在起作用，即使流动性约束未在本期发生，但它将在未来发生的预期同样会使消费者减少现期消费而增加储蓄。这也会导致消费的过度敏感性（唐未兵，2002）。王合绪等人(2000)的实证结果显示，以预期增长率为标准的负增长年份可支配收入变化量系数大大高于正增长年份，居民在收入增长低于预期的变化率时消费支出大大低于预期的消费化率，证明流动性约束的存在。彭文平(2001)进一步认为，中国消费者更多表现在未来的流动性约束上。为了避免在下期受到流动性约束，消费者选择在本期限不动用储蓄甚至增加储蓄（唐未兵的“影子价格”与该看法类似）。除流动性约束外，居民较保守的消费习惯也是一个重要原因。此外，本文分析表明，利率不是产生消费过度敏感性的主要原因。降息对消费的刺激作用下降与流动性约束和预防性储蓄增强有很大的关系（杭斌等，2004）。
六、抑制过度敏感性对消费负面影响的措施
消费过度敏感性的存在，使消费者不能产生一个稳定增长的预期，降低居民的边际消费倾向，而收入和就业的不确定性及支出增长的预期导致居民预防性储蓄增加。在中国现阶段主要靠投资推动经济增长的情况下，采取措施减缓消费过度敏感性的负面作用具有重要意义。
（一）健全社会保障制度，平抑居民面临的不确定性
提高社会保障水平可以有效缓解收入、就业和未来支出的不确定性对居民消费的抑制作用。当前，社会保障要做好以下几个方面工作。一是要建立、扩大和完善农村社会保障制度，解除农村居民的后顾之忧，促进农民消费倾向的提升。二是要完善失业保险、医疗保险和工伤事故保险制度，扩大上述保险的覆盖面，使居民在改革中有效规避市场化所带来的系统风险和非系统风险。国家财政要加大对这方面的投入。三是切实做好原有社会基本养老保险个人账户的充实工作。有条件的机构可以开展补充保险。
（二）建立多层次金融市场，增加金融资产比重，促进财富效应的发挥
中国同发达国家相比，居民资产总量少且金融资产所占比重过低。金融资产是居民主要的增殖资产，金融资产的比重过低自然会减弱资产对消费的影响，从而强化居民消费对收入的依赖。中国现阶段风险资产的缺乏，以及风险资产的广度和深度难以配比居民的投资选择，产生强制性银行储蓄（袁志刚，2005）。而现阶段银行储蓄的增殖程度非常有限，这就是造成财富效应过低的直接原因之一。因此，应发展多层次金融市场，增加居民投资的品种和渠道，提高资产的集体增殖能力。当前要积极发展股票市场、企业债券市场和国债市场，居民的资金也可以通过机构以一定的形式到国外进行投资，获取投资收益。中国应该加快QDⅡ的建设步伐。同时，要避免股市过大的波动冲击居民的资产和收入预期。
（三）健全消费信贷等社会信用制度
健全消费信贷制度，扩大消费信贷规模，可以减少即期和未来流动性约束对消费的限制，减少过度敏感性对消费增长的负面作用。当前，消费信贷已经达到一定规模，要保持其规范发展。要通过消费信贷等社会信用制度的健全，逐步改变居民较保守的消费习惯。但要注意不要在发展消费信贷的同时对宏观调控和宏观经济运行造成冲击。
（四）抑制医疗和住房等消费价格的过快增长
目前医疗和住房消费的价格过高，其价格涨幅也较大，相比之下，居民收入的增长速度则较低。而且，住房等消费品的价格基数大，而居民收入的基数较低，这更加剧了收入和消费价格之间的反差。这些因素促使居民不敢消费，消费的敏感性增强。应该抑制医疗和住房等消费价格的过快增长，降低未来支出增长的预期，促进消费的稳定增长并拉动经济持续增长和发展。