●王 敏

中國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)影響因素研究
——基于微觀調(diào)查數(shù)據(jù)

●王 敏

當(dāng)前中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展仍然面臨著一個長期的結(jié)構(gòu)性問題，即居民消費(fèi)意愿的持續(xù)走低所導(dǎo)致的中國國內(nèi)消費(fèi)不足問題，這不僅是一個一直令人困擾且至今尚未解決的難題，還是一個可能影響中國經(jīng)濟(jì)持續(xù)健康發(fā)展的重大經(jīng)濟(jì)問題。本文利用“中國健康與營養(yǎng)調(diào)查”數(shù)據(jù)和動態(tài)GMM估計(jì)方法，系統(tǒng)檢驗(yàn)不確定性、家庭財(cái)富、代際財(cái)富轉(zhuǎn)移及習(xí)慣形成等因素對中國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的影響。研究結(jié)果表明：經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌所帶來的就業(yè)制度與工資制度的改革使得城鎮(zhèn)居民收入的不確定性增加，進(jìn)而明顯抑制了城鎮(zhèn)居民消費(fèi)。而習(xí)慣形成也可以從一定程度上對城鎮(zhèn)居民消費(fèi)意愿低下的現(xiàn)象予以解釋，且越富有的家庭，居民消費(fèi)表現(xiàn)越體現(xiàn)耐久性。

居民消費(fèi) 不確定性 習(xí)慣形成GMM估計(jì)

一、引言

自20世紀(jì)90年代中后期以來，中國居民消費(fèi)的制度基礎(chǔ)隨著社會主義市場經(jīng)濟(jì)體制的逐步確立發(fā)生了巨大的轉(zhuǎn)變，也進(jìn)一步使得居民的消費(fèi)行為發(fā)生了很大變化，中國居民的消費(fèi)率呈現(xiàn)出逐年下降的趨勢。居民消費(fèi)率從1996年的 46.68%下降至 2015年的38.01%，其中2010年居民消費(fèi)率僅為35.56%，為歷史最低值。而截止至2015年底，中國城鄉(xiāng)居民的人民幣儲蓄存款年底余額較上一年增長8.5%①，新增4萬多億元，占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比例超過75%。當(dāng)前我國居民消費(fèi)意愿不高所導(dǎo)致的國內(nèi)消費(fèi)需求不足問題仍十分突出。要想有效解決這一問題，則必須找出導(dǎo)致該問題的原因。國內(nèi)外許多學(xué)者對居民消費(fèi)不足的問題進(jìn)行了探討，因所使用數(shù)據(jù)樣本、解釋角度以及研究方法的不同，其研究結(jié)論也不盡相同。

關(guān)于不確定性與居民消費(fèi)關(guān)系的研究。國內(nèi)外許多學(xué)者，如宋錚(1999)、龍志和和周浩明 (2000)、萬廣華等(2001)、孫鳳(2001)、孟昕(2001)、李實(shí)和Knight(2002)、曹和平(2002)等，他們的研究結(jié)論都表明，不確定性對我國居民消費(fèi)具有顯著的負(fù)效應(yīng)。近期大量的學(xué)者對此進(jìn)行了深入地探討，劉金全等(2003)對居民在耐用消費(fèi)品和非耐用消費(fèi)品上消費(fèi)行為的差異性進(jìn)行了區(qū)分，指出預(yù)防性儲蓄主要降低了居民對耐用消費(fèi)品的支出。羅楚亮（2004）在研究了1995、1999、2002年的城鎮(zhèn)入戶調(diào)查數(shù)據(jù)后指出，收入不確定性、醫(yī)療支出的不確定性、失業(yè)風(fēng)險、教育支出等不確定性因素都對城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平具有顯著的負(fù)效應(yīng)。郭志儀和毛慧曉（2009）在預(yù)防性儲蓄理論的基礎(chǔ)上,使用1990—2006年中國城鎮(zhèn)居民收入支出的相關(guān)數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)：支出不確定性比收入不確定性對城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的影響更大；汪浩瀚和唐紹祥（2009）認(rèn)為，在經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型時期,不確定性對我國居民消費(fèi)的影響十分顯著,其中城鎮(zhèn)居民消費(fèi)受不確定性的影響更加明顯。

在20世紀(jì)90年代以前，國外學(xué)者對代際流動的研究主要集中在職業(yè)地位和受教育程度的代際轉(zhuǎn)移，此后，學(xué)者們依據(jù)收入資料的可得性與完備性，逐漸將收入的代際流動作為代際流動研究的重心，通過對收入的代際流動性進(jìn)行測算用以反映出代際流動的具體狀況。Nguyen和Getinet(2003)認(rèn)為通過考察收入的代際流動以反映兩代人經(jīng)濟(jì)福利的傳遞程度是合適的和準(zhǔn)確的。Ermisch和Francesconi（2002）通過衡量受教育程度或職業(yè)地位的代際流動來反映代際流動狀況。而國內(nèi)一些學(xué)者（趙麗秋、姚先國，2009；王海港，2005）在對代際收入流動進(jìn)行考察時，通常是將父輩與子女的年齡、年齡的平方以及職業(yè)等變量作為控制變量加入到模型中，對考察子女與父輩二者在某一年收入觀測值之間的關(guān)系。但上述方法中對持久收入的定義不準(zhǔn)確，以致于分析結(jié)果可能才是產(chǎn)生估計(jì)偏誤。

習(xí)慣形成理論的提出，認(rèn)為消費(fèi)決策是動態(tài)的，在國外文獻(xiàn)中，對習(xí)慣形成參數(shù)估計(jì)方法主要分為兩類，一是先求出消費(fèi)或儲蓄的封閉解再對參數(shù)進(jìn)行估計(jì)，二是估計(jì)Dynan (2000)提出的對數(shù)線性歐拉方程。Naik and Moore(1996)、Guariglia and Rossi(2002)、Ravina（2005）、López-SalidoSource（2005）、Alessie and Teppa(2010)分別通過使用美國、英國、西班牙、荷蘭等不同國家的家庭數(shù)據(jù)，研究結(jié)果均證明了習(xí)慣形成對家庭消費(fèi)的影響。國外學(xué)者對習(xí)慣形成理論進(jìn)行的經(jīng)驗(yàn)檢驗(yàn)結(jié)論并不一致，從整體上看，基于總量數(shù)據(jù)的研究趨于支持，基于微觀數(shù)據(jù)的研究趨于拒絕。中國在這一領(lǐng)域的研究起步較晚，龍志和等(2002)是我國最早對中國居民消費(fèi)習(xí)慣形成進(jìn)行實(shí)證分析的學(xué)者，他們選擇了某省會城市1999—2001年300戶家庭家計(jì)調(diào)查中的食品消費(fèi)數(shù)據(jù)對消費(fèi)習(xí)慣形成模型進(jìn)行估計(jì)。艾春榮和汪偉(2007)利用1995—2005年省際面板數(shù)據(jù)研究了習(xí)慣偏好下中國居民消費(fèi)的過度敏感性。郭香?。?009）、杭斌（2009,2010）對中國城鎮(zhèn)住戶調(diào)查數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，習(xí)慣形成與收入不確定性是導(dǎo)致中國城鎮(zhèn)居民高儲蓄現(xiàn)象的重要原因，同時考察了習(xí)慣形成參數(shù)對平均消費(fèi)傾向持續(xù)下降的影響。

眾多的前期研究雖然已識別出影響中國居民消費(fèi)意愿的多個因素，但是已有的研究大都只關(guān)注了其中某些因素的影響，缺乏對多因素影響的系統(tǒng)檢驗(yàn)。文中將突破既往研究計(jì)量模型設(shè)定時，僅僅關(guān)注少數(shù)變量對居民消費(fèi)的影響，從而可能帶來的遺漏變量問題，進(jìn)一步可能導(dǎo)致我們對中國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)行為理解的偏誤，以及刺激消費(fèi)的政策選擇的偏誤。同時，基于理論研究成果，系統(tǒng)檢驗(yàn)基于微觀調(diào)查數(shù)據(jù)可得性的全部變量對城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的影響，并以具有良好性質(zhì)的系統(tǒng)GMM估計(jì)法作為估計(jì)模型，力求更為全面地揭示影響中國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的多因素。

二、計(jì)量模型和數(shù)據(jù)說明

（一）計(jì)量模型

本文在對計(jì)量模型進(jìn)行分析時，考慮到消費(fèi)函數(shù)有很多種且不同種消費(fèi)函數(shù)假定或許存在一定差異，甚至有可能出現(xiàn)沖突，所以并不打算預(yù)先選擇特定的消費(fèi)函數(shù)模型。與此同時，在本研究所考察的樣本期內(nèi)，我國逐步實(shí)施了包括住房、教育、醫(yī)療、養(yǎng)老等在內(nèi)的多項(xiàng)改革措施，消費(fèi)信貸的品種也日趨多元化。基于上述原因，本文將選擇簡約型（reduced-form approach）的計(jì)量模型，放棄選擇某種特定的結(jié)構(gòu)模型，其優(yōu)點(diǎn)在于它不依賴某一特定的理論，也不依附某一特定的社會環(huán)境，但確能夠十分有效的找出包括不確定性、習(xí)慣形成、家庭財(cái)富和代際財(cái)富轉(zhuǎn)移在內(nèi)的多因素對中國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)(C)的影響。

其中，下標(biāo)i代表地區(qū)，t為時間，εit為隨機(jī)擾動項(xiàng)。Cit表示省在時間的城鎮(zhèn)居民消費(fèi)，M表示模型中關(guān)注的解釋變量，N表示潛在的重要變量，X表示控制變量。

以下對納入模型中的具體變量進(jìn)行說明：

1、C表示消費(fèi)支出。雖然在CHNS數(shù)據(jù)中同樣將消費(fèi)支出分為耐用品消費(fèi)和非耐用品消費(fèi)兩類，但是，由于數(shù)據(jù)的版權(quán)問題，只能獲取家庭消費(fèi)食品的代碼，無法獲得具體的食品名稱，繼而無法測算出每個城鎮(zhèn)居民家庭的食品類支出。此外，由于在經(jīng)濟(jì)周期中，我國城鎮(zhèn)居民對耐用品消費(fèi)的變動遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過對非耐用品消費(fèi)的變動，且耐用品消費(fèi)的不穩(wěn)定性也是我們在研究經(jīng)濟(jì)周期時所必須考慮的一個重要因素。所以，本文研究中僅將家庭耐用品消費(fèi)②取對數(shù)作為居民消費(fèi)支出的代理變量。

2、M作為模型中關(guān)注的解釋變量，主要包括不確定性、家庭財(cái)富和代際財(cái)富轉(zhuǎn)移。不確定性：基于我國國情，我國城鎮(zhèn)居民面臨的不確定性既有來自收入的不確定性，同時也有來自支出的不確定性。文中分別對城鎮(zhèn)居民收入與支出的不確定性進(jìn)行測度，首先，參照羅楚亮（2004）的方法，分別通過對城鎮(zhèn)居民家庭中戶主受教育的年限、從事的職業(yè)以及工作單位的性質(zhì)這3項(xiàng)指標(biāo)將所有家庭進(jìn)行分組，分別計(jì)算出2000—2011年共5次所調(diào)查的各組家庭年收入對數(shù)值的方差③，即家庭收入風(fēng)險④，將這一指標(biāo)作為收入不確定性的代理變量；其次，參考樊瀟彥、袁志剛、萬廣華（2007）的研究方法，由于問卷中對家庭成員自身健康狀況的自評數(shù)據(jù)自2006年后不再考察，故文中以CHNS問卷調(diào)查中城鎮(zhèn)居民家庭成員所面臨的健康風(fēng)險和家庭成員中的在校人數(shù)分別作為醫(yī)療支出和教育支出的代理變量，即將這兩個變量作為支出不確定性的代理變量。具體而言，城鎮(zhèn)居民家庭成員所面臨的健康風(fēng)險主要通過調(diào)查期內(nèi)患病的家庭成員占比⑤進(jìn)行衡量。

家庭財(cái)富：文中認(rèn)為房地產(chǎn)財(cái)富和金融資產(chǎn)均應(yīng)構(gòu)成家庭財(cái)富的一部分，但基于數(shù)據(jù)可得性，文中以家庭總財(cái)產(chǎn)代替家庭財(cái)富，即選擇以CHNS調(diào)查中分別對住房價值與家庭用具⑥價值的考察取對數(shù)以衡量家庭總財(cái)產(chǎn)。

代際財(cái)富轉(zhuǎn)移：文中在選取代際財(cái)富的代理變量時，如果只單一考慮收入的代際流動，那么家庭背景對不平等的影響程度則很可能會被低估；又或者完全只采用單一的非貨幣的估算方式，則很可能產(chǎn)生估計(jì)偏差，這一結(jié)果的產(chǎn)生卻很可能是由錯誤分類所造成的（Goldberger，1989）。因此，基于我國特殊的國情，文中通過選取財(cái)富資本、社會資本和人力資本三者共同作為解釋代際財(cái)富轉(zhuǎn)移的中間變量。因?yàn)閺V義人力資本是指所有能夠作用于勞動者在市場中獲得報(bào)酬的知識、技能和能力。其中教育不僅是與公共政策聯(lián)系很親密的指標(biāo)，同時也是比較易于考察人力資本的測度方法。所以文章中采用子女受教育的年限以衡量人力資本。對于社會資本的衡量，文中主要通過對戶主的單位性質(zhì)與政治身份來考察。最后在財(cái)富資本方面，為與家庭財(cái)富的考察予以區(qū)分，文中以戶主的工資性收入作為考察的指標(biāo)。

3、N是潛在的重要變量。家庭收入：在微觀調(diào)查數(shù)據(jù)中，可得到詳細(xì)的人均家庭凈收入、家庭凈收入以及家庭總收入，而這三項(xiàng)數(shù)據(jù)均分別按消費(fèi)價格指數(shù)折算至2011年的收入、平減至1988年的收入和名義收入。調(diào)查數(shù)據(jù)中的凈收入與一般凈收入有所不同，它是指將教育、婚嫁和隨禮方面的支出從總收入中去除后的收入，數(shù)據(jù)在以此種方法進(jìn)行處理之后，許多家庭的凈收入出現(xiàn)負(fù)值，這對計(jì)算和分析數(shù)據(jù)十分不利。文中所采用的家庭收入是城鎮(zhèn)居民家庭總收入，并以2011年不變價格進(jìn)行調(diào)整并取對數(shù)。

習(xí)慣形成：消費(fèi)習(xí)慣被分為內(nèi)部消費(fèi)習(xí)慣和外部消費(fèi)習(xí)慣兩類，他們分別對居民消費(fèi)的影響程度和方向并不確定。而對于習(xí)慣形成的測度，在已有實(shí)證研究（杭斌，2010；崔海燕，2012）中絕大部分均以因變量的滯后值代理習(xí)慣形成變量，本文擬遵循常規(guī)測度方法，以城鎮(zhèn)居民滯后一期的消費(fèi)支出水平作為習(xí)慣形成的代理變量。

4、X表示其他控制變量。包括戶主的年齡、性別、職業(yè)、家庭平均受教育年限等人口學(xué)年齡和年度虛擬變量。本文假設(shè)每個中國城鎮(zhèn)居民家庭的主要消費(fèi)決策通常是由戶主做出的，通過控制戶主的人口學(xué)特征，就可以有效控制消費(fèi)者偏好的轉(zhuǎn)變，換言之，家庭的消費(fèi)支出水平很可能隨家庭戶主的變化而隨之發(fā)生變動。

（二）數(shù)據(jù)來源

本文研究數(shù)據(jù)來自美國北卡羅來納大學(xué)人口研究中心與中國疾病預(yù)防與控制中心（China CDC）營養(yǎng)與食品安全研究所在中國聯(lián)合合作進(jìn)行的 “中國健康與營養(yǎng)調(diào)查”(China Health and Nutrition Survey,CHNS)。文中選取了 2000年、2004年、2006年、2009年、2011年城鎮(zhèn)居民家庭的調(diào)查數(shù)據(jù)用于分析，首先，由于1989年進(jìn)行調(diào)查所采取的統(tǒng)計(jì)口徑與后期調(diào)查統(tǒng)計(jì)口徑的之間存在許多差異，故將其剔除；其次，自1998年7月3日國務(wù)院公布 《關(guān)于進(jìn)一步深化城鎮(zhèn)住房制度改革加快住房建設(shè)的通知》后，截止至1998年底，我國城鎮(zhèn)已全面停止了住房實(shí)物分配，開始實(shí)行住房分配貨幣化。這也標(biāo)志著中國城鎮(zhèn)住房制度將發(fā)生根本性的轉(zhuǎn)變。所以本文選取了房改以后對城鎮(zhèn)家庭的調(diào)查數(shù)據(jù)。表1是主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

三、估計(jì)方法

對式（1）計(jì)量模型進(jìn)行估計(jì)時，需要考慮到以下問題：模型中加入了滯后一期的內(nèi)生變量LnCit-1，用以反映出城鎮(zhèn)居民的習(xí)慣形成，故此模型實(shí)際是一個動態(tài)面板模型，而在對該模型進(jìn)行估計(jì)時，為有效克服動態(tài)方程中存在的內(nèi)生性問題，文中采用系統(tǒng)廣義矩估計(jì)（system GMM）的方法（Arellano and Bover，1995；Blundell and Bond，1998）。采用該方法對模型進(jìn)行估計(jì)的過程中，在工具變量的選取方面，應(yīng)考慮到不確定性與滯后一期的消費(fèi)水平之間可能出現(xiàn)的內(nèi)生性與時變的測量誤差問題，即采用內(nèi)生變量的所有滯后值作為其工具變量。

首先，若單獨(dú)采用固定效應(yīng)對動態(tài)面板模型進(jìn)行估計(jì)，可能存在以下兩方面的問題。一方面，可能會導(dǎo)致模型存在遺漏變量的偏差問題。固定效應(yīng)雖然可以有效控制個體之間不隨時間變化的不可觀測的異質(zhì)性，即不僅可以很好地將個體的異質(zhì)性進(jìn)行剔除，還能夠?qū)笠黄谙M(fèi)無法捕捉到的歷史消費(fèi)特征所帶來的影響進(jìn)行剔除，尤其是個體異質(zhì)性對于解釋居民消費(fèi)習(xí)慣極為重要⑦。但固定效應(yīng)在面對一些無法觀測的、會隨時間發(fā)生變化的同時又有可能會對滯后期消費(fèi)造成影響的因素時會束手無策，如消費(fèi)文化，消費(fèi)政策等。另一方面，在有限樣本中，估計(jì)是有偏的⑧。

其次，若通過運(yùn)用固定效應(yīng)和兩階段最小二乘法兩種方法同時對動態(tài)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行估計(jì)，雖然該方法可以有效地消除個體異質(zhì)性所產(chǎn)生的內(nèi)生性問題，但滯后期因變量與誤差項(xiàng)之間的相關(guān)性所導(dǎo)致的估計(jì)量的不一致性和有偏性問題仍然沒有得到很好的解決。

最后，若采用系統(tǒng)廣義矩估計(jì)法估計(jì)動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，不僅可以消除固定效應(yīng)估計(jì)中個體異質(zhì)性的影響和有限樣本中的偏誤問題，還可以克服模型中因雙向因果關(guān)系而產(chǎn)生的聯(lián)立性偏誤。同時，該估計(jì)方法還能夠有效結(jié)合與利用水平方程與差分方程中的信息，且不易受到弱工具變量的影響。因此，較差分廣義矩估計(jì)相比則顯得更加有效。

四、基本結(jié)果和分析

基于眾多文獻(xiàn)中的不同做法及Sargan檢驗(yàn)的結(jié)果，具體做法為：在系統(tǒng)GMM中，采用內(nèi)生變量的所有滯后值以及戶主單位的性質(zhì)虛擬變量作為工具變量。對應(yīng)的Sargan檢驗(yàn)P值表明工具的整體有效性。

滯后一期城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的變動對現(xiàn)期城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的變動在統(tǒng)計(jì)上有著較為顯著的負(fù)效應(yīng)，表明城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)習(xí)慣表現(xiàn)為耐久性。該結(jié)論與中國特定的消費(fèi)文化密不可分，與西方國家的消費(fèi)文化不同，量入為出的基本消費(fèi)原則以及崇尚節(jié)儉的消費(fèi)特點(diǎn)使得我國居民的消費(fèi)習(xí)慣具有穩(wěn)定性，而這種穩(wěn)定的消費(fèi)習(xí)慣中也必然承載著大量的歷史、文化因素。因此，在對居民消費(fèi)影響因素的進(jìn)一步研究中，若能夠?qū)⒌貐^(qū)或國別納入到考慮范圍將更具現(xiàn)實(shí)意義。

各家庭總收入對數(shù)值的方差作為收入不確定性的代理變量對現(xiàn)期城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的影響顯著為負(fù)，這說明收入不確定性的加劇將會抑制城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)支出水平。自二十世紀(jì)末期以來，我國的社會轉(zhuǎn)型與經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌開始進(jìn)入到一個全新的歷史發(fā)展階段，而收入制度與工資制度的不斷變遷也使得城鎮(zhèn)居民的收入風(fēng)險明顯提升，而收入風(fēng)險的提升將進(jìn)一步對城鎮(zhèn)居民消費(fèi)產(chǎn)生顯著的抑制作用。

采用家庭過去4周生病人數(shù)與家庭在校人數(shù)作為醫(yī)療與教育支出的代理變量，回歸結(jié)果中它們的符號均不顯著，隨后我們改用家庭在校大學(xué)生人數(shù)作為教育支出的代理變量后，其估計(jì)并沒有發(fā)生變化。而導(dǎo)致這一結(jié)果出現(xiàn)的主要原因則很可能與CHNS的調(diào)查數(shù)據(jù)有關(guān)，因?yàn)樵贑HNS的調(diào)查數(shù)據(jù)中，并沒有單獨(dú)對家庭的長期醫(yī)療支出與教育支出這兩項(xiàng)支出項(xiàng)目進(jìn)行詳細(xì)的調(diào)查，故這兩項(xiàng)支出項(xiàng)目的數(shù)據(jù)并不詳實(shí)。繼而使得我們在模型分析中無法準(zhǔn)確的對教育、醫(yī)療改革對人們支出負(fù)擔(dān)的影響進(jìn)行度量，進(jìn)而導(dǎo)致回歸結(jié)果并不顯著。根據(jù)數(shù)據(jù)的可得性與數(shù)據(jù)內(nèi)容的有限性，文中選用以上代理變量對相關(guān)改革措施可能帶來的影響予以 “控制”，而尋求合適的代理變量對支出風(fēng)險或不確定進(jìn)行更加準(zhǔn)確的度量與深入分析也將是以后研究的重點(diǎn)。

實(shí)際利率對城鎮(zhèn)居民消費(fèi)具有顯著的負(fù)向影響，估計(jì)結(jié)果表明城鎮(zhèn)居民消費(fèi)具有前瞻性，考慮到文中所考察的樣本期僅為5年，時間跨度從2000—2011，實(shí)際利率在此期間以零為基準(zhǔn)上下小幅震蕩，故實(shí)際利率的變動仍無法對居民消費(fèi)意愿持續(xù)走低所導(dǎo)致的消費(fèi)不足問題予以解釋。

子女受教育年限與戶主職業(yè)的系數(shù)雖然為負(fù)數(shù)，但并不顯著。這很可能與文中僅采用5次的調(diào)查數(shù)據(jù)有關(guān)，時間跨度不長也會對代際財(cái)富的構(gòu)造造成一定的影響。而戶主的工資性收入對居民消費(fèi)影響顯著為正，這也進(jìn)一步證實(shí)了家庭消費(fèi)的決策者通常是戶主。

戶主的人口學(xué)特征與家庭特征在估算結(jié)果中均不顯著。在城鎮(zhèn)居民耐用品消費(fèi)中并沒有發(fā)現(xiàn)顯著的年齡效應(yīng)，這與耐用品與非耐用品二者自身消費(fèi)模式的差異性相符（Yang, 2006）。但戶主為男性、家庭規(guī)模較大且平均受教育年限較高的家庭對耐用品消費(fèi)的概率更高，這一結(jié)論與人們通常的直覺一致。

表2 城鎮(zhèn)居民消費(fèi)影響因素的估計(jì)

五、結(jié)論與啟示

本文利用“中國健康與營養(yǎng)調(diào)查”數(shù)據(jù)和動態(tài)GMM估計(jì)方法，系統(tǒng)檢驗(yàn)不確定性、家庭財(cái)富、代際財(cái)富轉(zhuǎn)移及習(xí)慣形

成等因素對中國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)影響。研究結(jié)果表明：（1）滯后一期城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的變動對現(xiàn)期城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的變動有較為顯著的負(fù)效應(yīng)，即城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)習(xí)慣表現(xiàn)為耐久性。該結(jié)論與中國特定的消費(fèi)文化密不可分，與西方國家的消費(fèi)文化不同，量入為出的基本消費(fèi)原則以及崇尚節(jié)儉的消費(fèi)特點(diǎn)使得我國居民的消費(fèi)習(xí)慣具有穩(wěn)定性，而這種穩(wěn)定的消費(fèi)習(xí)慣中也必然承載著大量的歷史、文化因素。因此，在對居民消費(fèi)影響因素的進(jìn)一步研究中，若能夠?qū)⒌貐^(qū)或國別納入到考慮范圍將更具現(xiàn)實(shí)意義。（2）經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌所帶來的就業(yè)制度與工資制度的改革，導(dǎo)致城鎮(zhèn)居民收入的不確定性進(jìn)一步加劇，進(jìn)而抑制了城鎮(zhèn)居民消費(fèi)。因此，繼續(xù)加強(qiáng)社會社會保障體系的建設(shè)與就業(yè)制度的完善不僅有利建設(shè)健康和諧社會，對提高居民消費(fèi)率有著重要意義。（3）文中對家庭財(cái)富的衡量不僅包括房地產(chǎn)財(cái)富，還包括居民的家庭用具。而家庭財(cái)富的變化對居民消費(fèi)變動的影響不顯著，這一估計(jì)結(jié)果可能不僅與我國居民房產(chǎn)的特有屬性有關(guān)，與外部環(huán)境的變化也密不可分。因此，維持房地產(chǎn)市場的健康與穩(wěn)定發(fā)展，有效避免房價大幅波動所帶來的居民房地產(chǎn)財(cái)富的變動，進(jìn)而對居民消費(fèi)產(chǎn)生不利的影響?！?/p>

（本文受中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)研究生教育創(chuàng)新項(xiàng)目 “中國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)行為研究：基于代際財(cái)富轉(zhuǎn)移與習(xí)慣形成的綜合視角”資助〈項(xiàng)目編號2013B0201〉）

（作者單位：中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)）

注釋：

①據(jù)《中國統(tǒng)計(jì)年鑒（2015）》報(bào)告數(shù)據(jù)支指出，截止至2014年底，中國城鄉(xiāng)居民的人民幣儲蓄存款年底余額已高達(dá)48.53萬億元。

②參考樊瀟彥，袁志剛和萬廣華（2007）以及黃靜和屠梅曾（2009）的做法，考察多因素對城鎮(zhèn)居民耐用品消費(fèi)的影響。家庭耐用品消費(fèi)，通過加總每個家庭去年耐用消費(fèi)品，主要包括冰箱、彩電等家用電器和汽車、電動車等交通工具以及其他商品（手機(jī)、電話）。

③以戶主受教育的年限為 年、從事的職業(yè)為 以及工作單位的性質(zhì) 的家庭為例，該家庭的收入風(fēng)險 （income risk）=Var (log(incom)）ikj。

④Carroll and Samwik(1998)研究指出，依據(jù)戶主的受教育程度、職業(yè)類別以及工作單位的性質(zhì)等指標(biāo)可以計(jì)算分組后各個家庭收入對數(shù)的方差，而這又被認(rèn)為是收入風(fēng)險較好的代理變量。

⑤患病家庭成員的占比，即計(jì)算各城鎮(zhèn)居民家庭成員在調(diào)查

前四周患病人總數(shù)在各城鎮(zhèn)居民家庭總?cè)藬?shù)中的比重。

⑥家庭用具分別包括交通工具、農(nóng)用機(jī)械和家庭商業(yè)用具（炊具、縫紉機(jī)、五金等）。

⑦Naik N Y,Moore M J.1996.Habit formation and Intertemporal Substitution in Individual Food Consumption [J].Review of Economics and Statistics,78(2).

⑧Greene W.2002.Econometric Analysis[M].Upper Saddle River,NJ:Prentice Hall.

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