張文龍

(鄭州大學(xué)商學(xué)院，河南鄭州450001)

一、居民消費(fèi)行為理論的發(fā)展

金融危機(jī)爆發(fā)后，國外市場萎縮，我國的出口嚴(yán)重受挫，刺激國內(nèi)居民消費(fèi)需求成為拉動經(jīng)濟(jì)增長的重要手段，同時(shí)只有提高消費(fèi)才能使得改革開放的成果可以惠及十幾億人民。

西方理論界對于消費(fèi)的研究已經(jīng)形成比較成熟的理論體系，其歷史可以追溯到威廉·配第、亞當(dāng)·斯密等人。提倡節(jié)制和減少不必要的消費(fèi)以保證資本和財(cái)富積累的順利進(jìn)行是威廉·配第消費(fèi)理論的核心內(nèi)容。比配第稍晚的亞當(dāng)·斯密也是將其消費(fèi)理論的重心放在了資本積累上。隨著凱恩斯絕對收入假說的提出，西方關(guān)于消費(fèi)理論的研究開始呈現(xiàn)出多元化發(fā)展，各種關(guān)于消費(fèi)的學(xué)說開始得以建立。凱恩斯認(rèn)為在短期內(nèi)收入是決定個(gè)人消費(fèi)的主要因素，隨著收入的增長，消費(fèi)也會隨之增加，提出了著名的邊際消費(fèi)傾向遞減規(guī)律。以貨幣學(xué)派弗里德曼為代表的持久收入假說在將收入分為持久收入和暫時(shí)收入的基礎(chǔ)上，認(rèn)為按照經(jīng)濟(jì)人的理性要求，只有持久性的收入才會影響到消費(fèi)者的持久消費(fèi)［1］(P66－72)。生命周期假說的代表人物莫蒂里安尼堅(jiān)持理性的消費(fèi)者會在效用最大化的準(zhǔn)則指導(dǎo)下合理安排其一生的收入，規(guī)劃其一生的消費(fèi)和儲蓄，并認(rèn)為不同年齡階段的人消費(fèi)情況是不同的。還有一些理論是關(guān)于不確定情況下消費(fèi)者的行為研究，比如隨機(jī)游走假說。以霍爾為代表的隨機(jī)游走假說在消費(fèi)研究中引入了理性預(yù)期和隨機(jī)過程，經(jīng)過研究發(fā)現(xiàn)消費(fèi)者追求效用最大化的消費(fèi)路徑是一個(gè)隨機(jī)游走的過程［2］。20世紀(jì)90年代預(yù)防性消費(fèi)理論開始出現(xiàn)，為消費(fèi)理論的研究打開了嶄新的局面。它通過在理性預(yù)期的基礎(chǔ)上引入不確定性，指出居民除了生命周期儲蓄之外，還有應(yīng)對未來不確定性的預(yù)防性儲蓄的需求。之后又出現(xiàn)了流動性約束理論，它將消費(fèi)者無法進(jìn)行負(fù)債消費(fèi)歸結(jié)為流動性約束，對持久收入假說和生命周期假說中的消費(fèi)者可以任意按照相同的利率獲得借款的非流動性約束假設(shè)提出了質(zhì)疑。

國內(nèi)關(guān)于消費(fèi)的研究在近年取得了長足的進(jìn)步，研究領(lǐng)域不斷細(xì)化。關(guān)于我國城鄉(xiāng)居民消費(fèi)行為的對比研究，潘文軒在對城鄉(xiāng)居民消費(fèi)函數(shù)進(jìn)行實(shí)證分析的基礎(chǔ)上，發(fā)現(xiàn)我國城鄉(xiāng)居民消費(fèi)行為存在的巨大差異主要體現(xiàn)在相鄰期間的消費(fèi)關(guān)聯(lián)性、自發(fā)消費(fèi)、邊際消費(fèi)傾向和消費(fèi)行為穩(wěn)定性等方面［3］。關(guān)于決定消費(fèi)行為的影響因素的研究，姜百臣、馬少華和孫明華立足于生命周期假說和消費(fèi)選擇理論，研究了社會保障制度對農(nóng)村居民消費(fèi)行為的影響力度和時(shí)效，表明社會保障會對農(nóng)村居民的消費(fèi)行為產(chǎn)生引致效應(yīng)，并且長期有較大的影響［4］。趙茜在對我國農(nóng)村居民消費(fèi)水平和消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動特征進(jìn)行分析的基礎(chǔ)上，從農(nóng)戶、企業(yè)和政府三方面對影響我國農(nóng)村居民消費(fèi)行為的因素進(jìn)行了分析研究，認(rèn)為收入對于我國農(nóng)村居民消費(fèi)水平的影響較為顯著，利率和收入的不確定性會對消費(fèi)產(chǎn)生不利的影響。

河南省作為我國的內(nèi)陸省份，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平還比較低，人民收入水平有待進(jìn)一步的提高，對河南省居民消費(fèi)行為進(jìn)行研究具有很強(qiáng)的代表性，有助于幫助我們進(jìn)一步研究全國居民的整體消費(fèi)行為。本文在2000－2009年數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上，分別結(jié)合河南省的實(shí)際情況選取影響居民消費(fèi)行為的變量，通過平穩(wěn)性檢驗(yàn)、協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)、回歸模型、ECM模型和Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)進(jìn)行實(shí)證方面的探索。

二、模型構(gòu)建和實(shí)證分析

(一)變量的選擇和數(shù)據(jù)的處理

本文選取的變量為河南省社會消費(fèi)品零售總額(Y)、河南省人均可支配收入(X1)、一至三年貸款利率(X2)、消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)(X3)和房地產(chǎn)銷售價(jià)格指數(shù)(X4)①房地產(chǎn)銷售價(jià)格指數(shù)采用全國指標(biāo)來代指河南房地產(chǎn)價(jià)格變動情況，考慮到我國的消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)的計(jì)算中并不涵括房地產(chǎn)的價(jià)格，所以另設(shè)此變量來考察房地產(chǎn)價(jià)格變化對于居民日常消費(fèi)的影響。。上述所有指標(biāo)均選取季度數(shù)據(jù)，時(shí)間為2000年第一季度到2009年第四季度，共40期數(shù)據(jù)。所有數(shù)據(jù)均來自于國家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)庫和RESSET金融研究數(shù)據(jù)庫。在數(shù)據(jù)的整理過程中發(fā)現(xiàn)Y和X1呈現(xiàn)出明顯的季節(jié)性周期波動特點(diǎn)，利用Eviews剔除掉季節(jié)性影響因素，經(jīng)過整理的序列如圖1所示。為了進(jìn)一步消除異方差的不良影響和數(shù)據(jù)的劇烈波動，對所有序列取自然對數(shù)，分別記為lnY、lnX1、lnX2、lnX3 和 lnX4。

(二)平穩(wěn)性檢驗(yàn)

在非平穩(wěn)的時(shí)間序列中，往往存在著“偽回歸”的問題，利用ADF(Augmented Dickey－Fuller)單位根檢驗(yàn)法來對變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。根據(jù)Mackinnon臨界值，在殘差項(xiàng)不相關(guān)的情況下，選取使得AIC和SC達(dá)到最小值的滯后階數(shù)，以實(shí)現(xiàn)充分利用所給數(shù)據(jù)包含信息的作用。檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。

圖1 剔除季節(jié)性因素后的Y和X1的時(shí)序圖

表1 各個(gè)序列單位根檢驗(yàn)結(jié)果

從表 1 可以看出 lnY、lnX1、lnX2、lnX3、lnX4 的ADF值均大于5%顯著性水平下的臨界值，無法拒絕原假設(shè)，表明這5個(gè)季度時(shí)間序列都存在著單位根，即均為非平穩(wěn)性時(shí)間序列。

對 lnY、lnX1、lnX2、lnX3、lnX4 進(jìn)行一階差分，將處理后的實(shí)踐序列分別記為dlnY、dlnX1、dlnX2、dlnX3、dlnX4。對5個(gè)時(shí)間序列進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)，結(jié)果見表 1。從表 1可以看出 dlnY、dlnX1、dlnX2、dlnX3、dlnX4的ADF值均小于5%顯著性水平下的臨界值，可以拒絕原假設(shè)，即一階差分序列是平穩(wěn)的，是一階單整的，記為I(1)。

(三)協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

lnY、lnX1、lnX2、lnX3、lnX4 都是 I(1)，符合協(xié)整檢驗(yàn)的條件。多變量間的協(xié)整關(guān)系一般通過Johansen檢驗(yàn)來進(jìn)行，檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

表2 Johansen檢驗(yàn)結(jié)果

從表2可以發(fā)現(xiàn)，只有第一行的似然比統(tǒng)計(jì)量大于5%水平下的臨界值，因而只有第一個(gè)原假設(shè)被拒絕，即有且僅有1個(gè)協(xié)整關(guān)系。而其他的似然比統(tǒng)計(jì)量均比5%顯著性水平下的臨界值要小，不能拒絕原假設(shè)。

(四)回歸模型

根據(jù)Johansen檢驗(yàn)，在五個(gè)變量間存在著一個(gè)協(xié)整關(guān)系，所以可以采用OLS方法對上述變量建立多元回歸方程，經(jīng)Eviews處理后得到如下的回歸方程。

回歸模型的調(diào)整可決系數(shù)接近0．8，說明多元回歸模型有著較好的擬合優(yōu)度，從整體來講，河南省人均可支配收入、一至三年貸款利率、消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)和房地產(chǎn)銷售價(jià)格指數(shù)對河南省社會消費(fèi)品零售總額有著較強(qiáng)的解釋能力。F統(tǒng)計(jì)量大于5%水平下的臨界值，可以認(rèn)為被解釋變量對解釋變量有著顯著的線性關(guān)系，回歸方程是顯著的。在四個(gè)解釋變量中間，X2和X4的P值大于5%，說明一至三年貸款利率和房地產(chǎn)銷售價(jià)格指數(shù)的系數(shù)不顯著，無法通過檢驗(yàn)。這表明河南省居民消費(fèi)狀況主要是由人均收入水平和物價(jià)水平來決定的，而主動負(fù)債借款來進(jìn)行消費(fèi)對整個(gè)消費(fèi)狀況的影響比較有限，所以X2的系數(shù)不顯著;同時(shí)房地產(chǎn)價(jià)格的變動所帶來的收入效應(yīng)對于居民消費(fèi)的影響也處于從屬地位，導(dǎo)致X4的系數(shù)不顯著。X1和X3前的系數(shù)分別表明:當(dāng)居民人均可支配收入增加1%時(shí)，會導(dǎo)致社會消費(fèi)品零售總額增長0．64%;而當(dāng)物價(jià)水平上漲1%時(shí)，社會消費(fèi)品零售總額會減少5．94%。

(五)ECM模型

ECM(Error Correction Model)模型主要用來表明被解釋變量的短期波動由哪些因素決定以及如何決定。上述內(nèi)容主要論證在河南省社會消費(fèi)品零售總額、河南省人均可支配收入、一至三年貸款利率、消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)和房地產(chǎn)銷售價(jià)格指數(shù)各個(gè)變量之間存在著長期均衡關(guān)系，如想了解其間在短期失衡時(shí)的動態(tài)調(diào)節(jié)機(jī)制，就需要作進(jìn)一步的研究，通過建立ECM模型，將長期均衡方程的誤差項(xiàng)作為非均衡誤差項(xiàng)，解釋各個(gè)變量間存在的短期動態(tài)調(diào)整機(jī)制。以下給出ECM模型的Eviews處理結(jié)果。

從得到的ECM模型來看，方程通過了方程顯著性檢驗(yàn)(F檢驗(yàn))，并且調(diào)整可決系數(shù)達(dá)到了比較高的水平。誤差修正系數(shù)絕對值在0～1之間，為負(fù)，符合反向修正機(jī)制，系統(tǒng)具有自我調(diào)整修復(fù)功能。

(六)格蘭杰(Granger)因果關(guān)系檢驗(yàn)

河南省社會消費(fèi)品零售總額、河南省人均可支配收入、一至三年貸款利率、消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)和房地產(chǎn)銷售價(jià)格指數(shù)之間存在著協(xié)整關(guān)系，是相關(guān)的，但是否存在因果關(guān)系還不清楚。通過格蘭杰(Granger)因果關(guān)系檢驗(yàn)來分析在各個(gè)變量之間是否存在著因果關(guān)系以及方向如何，檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。

表3 各變量Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

首先原假設(shè)lnX1不是lnY變化的Granger原因，檢驗(yàn)結(jié)果顯示在5%的顯著性水平下，其F統(tǒng)計(jì)量為 4．03331，伴隨概率為 0．03705，小于 5%，說明犯第一類錯(cuò)誤的概率在允許的范圍內(nèi)，所以拒絕原假設(shè)，即認(rèn)為lnX1是引起lnY變化的Granger原因。同理在lnY不是引起lnX1發(fā)生變化的Granger原因的原假設(shè)下，伴隨概率為0．09403，大于5%，此時(shí)必須接受原假設(shè)，認(rèn)為 lnY不是 lnX1發(fā)生變化的Granger原因。同理，通過下面的3組檢驗(yàn)得出以下結(jié)論:lnX2不是lnY的Granger原因，同時(shí)lnY不是lnX2的Granger原因;lnX3不是 lnY的 Granger原因，但 lnY是 lnX2的 Granger原因;lnX3是 lnY的Granger原因，同時(shí)lnY不是lnX3的Granger原因。

三、結(jié)論和政策建議

以上實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，河南省社會消費(fèi)品零售總額、河南省人均可支配收入、一至三年貸款利率、消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)和房地產(chǎn)銷售價(jià)格指數(shù)之間存在協(xié)整關(guān)系，并且還存在復(fù)雜的因果聯(lián)系。為進(jìn)一步刺激消費(fèi)，發(fā)揮消費(fèi)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的引領(lǐng)作用，促進(jìn)人民生活水平的提高，提出以下政策建議。

人均可支配收入和物價(jià)水平對消費(fèi)品零售總額有著顯著影響，對消費(fèi)的增長起著基礎(chǔ)性決定作用。人均可支配收入和消費(fèi)額保持正相關(guān)關(guān)系，而物價(jià)水平和消費(fèi)額保持負(fù)相關(guān)關(guān)系。這說明拉動消費(fèi)的關(guān)鍵之處還在于要努力增加人民群眾的收入，讓老百姓富裕起來，讓其有更多的物質(zhì)財(cái)富來支撐其消費(fèi)增長。這需要加快收入分配制度改革，擴(kuò)大個(gè)人收入在收入分配中所占的比重，加大對貧困群眾的幫扶力度，構(gòu)建和完善社會保障及救助體系，增加低收入群眾的收入，擴(kuò)大中收入階層在社會中的比重。刺激消費(fèi)的同時(shí)，物價(jià)水平也是一個(gè)重要的約束性條件。在致力于經(jīng)濟(jì)發(fā)展的同時(shí)，必須將保持物價(jià)穩(wěn)定作為一項(xiàng)重要工作來抓，保持價(jià)格機(jī)制的合理，保障市場秩序的正常和穩(wěn)定。

貸款利率在回歸模型中的作用并不顯著，這說明貸款利率對消費(fèi)額的影響還處于較低的水平，借貸消費(fèi)和信用消費(fèi)在整個(gè)消費(fèi)規(guī)模中所占的份額還比較有限，老百姓主動舉債進(jìn)行消費(fèi)的動機(jī)不強(qiáng)。這和我國信用消費(fèi)發(fā)展時(shí)間短、還處于起步階段、各項(xiàng)服務(wù)和制度還不健全有關(guān)，老百姓之所以不愿進(jìn)行信用消費(fèi)，主要顧慮還是對未來不確定的資金需求的考量，預(yù)防動機(jī)在河南省居民進(jìn)行消費(fèi)時(shí)起到了重要作用，說明現(xiàn)階段河南省的社會保障體系建設(shè)還不完善，許多人因?yàn)閾?dān)憂未來的大額資金需求而不敢主動進(jìn)行借貸消費(fèi)。信用消費(fèi)比重低的另一個(gè)重要原因是河南省屬于農(nóng)業(yè)為主的省份，農(nóng)民占了大多數(shù)，未來收入的不穩(wěn)定以及傳統(tǒng)的落后觀念，使人們不愿借錢來消費(fèi)。

通過Granger檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，河南省居民消費(fèi)額的上漲是物價(jià)水平上漲的一個(gè)重要原因。深層次原因在于供求失衡，消費(fèi)額的上漲，引發(fā)了對商品的更多需求。在短期內(nèi)，由于供給有限，無法滿足需求的瞬時(shí)膨脹，就會形成物價(jià)水平的上漲。這啟示我們在鼓勵(lì)消費(fèi)、刺激消費(fèi)的同時(shí)，一定要密切關(guān)注市場動態(tài)，了解市場供需狀況，防止出現(xiàn)商品短缺現(xiàn)象所引發(fā)的通貨膨脹。同時(shí)要努力發(fā)展生產(chǎn)，擴(kuò)大規(guī)模，生產(chǎn)要與市場需求相符合，生產(chǎn)出令消費(fèi)者滿意的產(chǎn)品，保障市場的穩(wěn)定供應(yīng)。

［1］ Milton Friedman．Theory of the Consumption Function［M］．Princeton:Princeton University Press，1957．

［2］Hall RE．Implications of the Life Cycle Permanent Income Hypothesis:Theory and Evidence［J］．Journal of Political Economy，1978(86)．

［3］潘文軒．我國城鄉(xiāng)居民消費(fèi)行為的差異性及其政策含義［J］．統(tǒng)計(jì)研究，2010(8)．

［4］姜百臣，馬少華，孫明華．社會保障對農(nóng)村居民消費(fèi)行為的影響機(jī)制分析［J］．中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2010(11)．