臧旭恒，陳 浩

(山東大學 經(jīng)濟學院，山東 濟南 250100)

一、引言與文獻綜述

隨著劉易斯拐點的到來、供需矛盾的突出，我國經(jīng)濟步入潛在增長率下降的新常態(tài)，投資遭遇瓶頸，且國際經(jīng)濟的疲軟使得我國出口萎縮，經(jīng)濟增長亟需動能轉(zhuǎn)換。為增強經(jīng)濟增長的內(nèi)生動力，釋放大國消費尤其是居民消費的紅利，發(fā)揮其對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的基礎(chǔ)性作用成為關(guān)鍵所在。但是我國居民消費的現(xiàn)狀卻不容樂觀，消費傾向逐年走低，消費行為趨于謹慎(圖1所示)，反而進一步加大了供需的矛盾。如何釋放居民的消費潛力成為政策界和理論界的關(guān)注焦點。

圖1 近年來我國城鎮(zhèn)居民平均消費傾向[注]注：數(shù)據(jù)根據(jù)《中國統(tǒng)計年鑒》計算所得。

為探究擴大我國居民消費的政策措施，國內(nèi)外學者分別從人口、制度、性別比、城鎮(zhèn)化、發(fā)展戰(zhàn)略等角度對居民消費現(xiàn)狀的成因進行了多方探討，但居民消費為何趨于謹慎，學界百家爭鳴而莫衷一是，故對此需更深入的探討。居民行為特征是形成消費現(xiàn)狀的行為基礎(chǔ)，對于準確地理解居民的消費至關(guān)重要(朱信凱和駱晨，2011)[1] 140-153，其中習慣形成理論因其能更好地擬合居民的消費行為而備受關(guān)注[注]本研究所采用的習慣形成概念是狹義的習慣形成，即Deaton(1992)所說的內(nèi)部習慣形成。。

習慣形成是一種特殊的效用理論，假設居民消費的效用具有時間不可分性，即效用取決于當期消費的數(shù)量和習慣性存量，居民通過平滑消費的增長期待生活水平逐年提升，最終形成消費水平不斷提高的習慣偏好。在形成消費習慣的過程中，習慣性存量為一狀態(tài)變量，外部因素通過其對居民消費產(chǎn)生持續(xù)性影響，居民消費決策逐步動態(tài)調(diào)整。

習慣形成理論廣泛運用于居民消費問題的研究，國外學者如RyderandHeal(1973)[2] 1-31、Deaton(1992)[3] 22-36、Carrolletal.( 2000)[4] 341-355、Rozen(2010)[5] 1341-1373等對其數(shù)量模型、研究范式、影響方式的研究。國內(nèi)學者則運用習慣形成理論探討我國居民消費不足的問題，如杭斌(2009)[6] 96-105、杭斌(2010)[7] 126-138、賈男等(2012)[8]327-348、杭斌和閆新華(2013)[9] 1191-1208、黃婭娜和宗慶慶(2014)[10] 17-28、翟天昶和胡冰川(2017a)[11] 61-74等，嚴成樑和崔小勇(2013)[12] 53-70、翟天昶和胡冰川(2017b)[13] 138-149對其進展做了綜述。其中杭斌(2010)[7] 126-138探討了城鎮(zhèn)居民具有時變性的消費習慣形成效應對其平均消費傾向的影響；賈男等(2012)[8]327-348考慮了不確定性下農(nóng)村居民食品消費的習慣形成效應；黃婭娜和宗慶慶(2014)[10] 17-28則研究了不確定性下城鎮(zhèn)居民食品消費的習慣形成效應及其時變性；翟天昶和胡冰川(2017a)[11] 61-74則研究了農(nóng)村居民食品消費習慣形成效應的演進。以上研究均驗證了居民消費的習慣形成效應，并基于其類似謹慎消費行為的特點判斷其是居民消費行為趨于謹慎的原因之一，但是對于居民消費為何存在習慣形成特征、其為何類似謹慎消費行為缺乏嚴謹?shù)慕忉?。黃婭娜和宗慶慶(2014)[10] 17-28等的研究雖然考慮了不確定性，但沒有深入探究不確定性與居民消費習慣形成特征的關(guān)系，也并未考慮對居民而言更重要的支出不確定性的影響。另外，基于短面板的分析也不能體現(xiàn)習慣形成的時間動態(tài)性質(zhì)。因此，居民消費的習慣形成特征尚需進一步的探討。

轉(zhuǎn)型時期，我國居民消費為何具有習慣形成特征？習慣形成為何體現(xiàn)居民消費行為的謹慎性？為回答以上問題，本文以城鎮(zhèn)居民為研究對象，從居民面臨的外部環(huán)境特征和內(nèi)在心理特征兩個維度系統(tǒng)分析了居民消費習慣形成特征的產(chǎn)生機理，進而構(gòu)建居民消費函數(shù)，并根據(jù)其時間動態(tài)性質(zhì)，采用1991—2016年多元時間序列數(shù)據(jù)[注]具有時間連續(xù)性的微觀數(shù)據(jù)是最佳選擇，但是我國的微觀數(shù)據(jù)集如CHIPS、CHNS、CHFS、CFPS等或不具有時間連續(xù)性，或不具有消費數(shù)據(jù)，或時間跨度過短，因此采用宏觀時間序列數(shù)據(jù)，又因月度和季度數(shù)據(jù)不可得，且考慮到居民消費決策多以年為單位進行，故采用年度時間序列數(shù)據(jù)。進行了ARIMAX實證檢驗。研究發(fā)現(xiàn)多元不確定的增長經(jīng)濟環(huán)境和儒家傳統(tǒng)造就并強化了我國居民消費顯著的習慣形成特征，其類似一種謹慎的消費行為，不確定性引致的預防性動機將增強其強度，其又會降低不確定性的影響。轉(zhuǎn)型時期高速增長的經(jīng)濟和多元存在的不確定性導致城鎮(zhèn)居民消費的習慣形成特征格外明顯，消費行為日益謹慎。

其余部分安排如下：第二部分，從外部環(huán)境和心理特征兩個維度分析居民消費習慣形成特征的產(chǎn)生機理；第三部分，拓展LC-PIH模型構(gòu)建具有習慣形成特征的消費函數(shù)；第四部分，采用城鎮(zhèn)多元時間序列數(shù)據(jù)進行ARIMAX實證檢驗；第五部分，得出結(jié)論和政策建議。

二、轉(zhuǎn)型時期城鎮(zhèn)居民消費行為特征分析

外部消費環(huán)境特征影響著居民的內(nèi)在心理特征，進而決定其消費行為(Wilkinson，2012)[14] 34-146。本節(jié)將借鑒臧旭恒(1994)[15] 17-37的做法，從我國轉(zhuǎn)型時期居民面臨的特殊外部環(huán)境特征和內(nèi)在心理特征兩個維度分析居民消費習慣形成特征的產(chǎn)生機理。

(一)外部環(huán)境特征分析

轉(zhuǎn)型時期我國城鎮(zhèn)面臨的消費環(huán)境集中體現(xiàn)在特殊的經(jīng)濟和制度環(huán)境。經(jīng)濟環(huán)境的主要特點體現(xiàn)在經(jīng)濟的高速增長和發(fā)展方式的轉(zhuǎn)型，制度環(huán)境的主要特點體現(xiàn)在制度建設具有試錯性質(zhì)的“馬爾科夫性”(王曦和陸榮，2011)[16]415-434。

經(jīng)濟的高速增長使居民收入穩(wěn)步提高，其經(jīng)歷并習慣于生活水平的逐年改善。發(fā)展方式的轉(zhuǎn)型、制度建設的探索則導致經(jīng)濟因素處于快速變化的不穩(wěn)定狀態(tài)，市場的不完善較為明顯，進而造成了居民面臨多種不確定性：信息的滯后、知識的匱乏使得居民有限理性，難以準確預期；金融市場的不完善使得居民受到外生流動性約束(萬廣華等，2001)[17] 35-44；收入分配制度的不合理導致收入差距明顯；教育、醫(yī)療、養(yǎng)老等社會保障制度的不健全一方面導致支出預期偏差較大，另一方面贍養(yǎng)老人、撫養(yǎng)子女的壓力增大(何立新等，2008；楊汝岱和陳斌開，2009)[18]117-130，[19] 113-124。[注]本文認為，結(jié)合我國居民消費現(xiàn)實和相關(guān)學者的研究，有限理性、攀比、代際扶持等都是廣義上的不確定性因素。比如有限理性，預期偏差將增大居民的不確定感，如葉德珠等(2012)的研究；相互攀比，落后于他人的惶恐會給居民帶來焦慮感，如杭斌和閆新華(2013)的研究；代際扶持，贍養(yǎng)老人的壓力，子女在教育、婚姻方面的競爭愈加激烈，都會加大居民對不確定性的預期，如楊汝岱和陳斌開(2014)、Du and Wei(2013)等的研究。因此，轉(zhuǎn)型時期城鎮(zhèn)居民面臨的外部消費環(huán)境可總結(jié)為“多元不確定的增長經(jīng)濟環(huán)境”。

(二)內(nèi)在心理特征分析

面對多元不確定的增長環(huán)境，以儒家為主體的文化傳統(tǒng)塑造了我國居民的消費心理特征?？偨Y(jié)而言，儒家所倡導的“未雨綢繆”“禁奢崇儉”“科層等級”“代際交疊”“三思而后行”等理念深刻影響著居民的心理特征[注]“人無遠慮必有近憂”(《論語·衛(wèi)靈公》)、“奢則不孫，儉則固，與其不孫也，寧固”(《論語·述而》)、“禮不下庶人，刑不上大夫”(《禮記·曲禮》)、“孝悌也者，其為人之本與”(《論語·學而》)、“吾日三省吾身”《論語·學而》等集中體現(xiàn)了儒家文化對居民消費行為的影響，分別形成了“未雨綢繆”“禁奢崇儉”“科層等級”“代際扶持”“三思而后行”等文化傳統(tǒng)。?！拔从昃I繆”內(nèi)含的防范意識導致居民厭惡風險；“禁奢崇儉”內(nèi)含的崇尚節(jié)儉引導居民偏好儲蓄，形成內(nèi)生流動性約束(杭斌和修磊，2016)[20] 73-79；“科層等級”內(nèi)含的尊卑有序促使居民追求經(jīng)濟地位，相互攀比；“代際扶持”內(nèi)含的利己動機促使居民養(yǎng)老扶幼。風險厭惡、偏好儲蓄、尋求地位以及養(yǎng)老扶幼等共同體現(xiàn)了我國居民的消費心理特征。居民的風險厭惡傾向會因以上心理特征而強化。

此外，改革開放之前物質(zhì)匱乏的生活經(jīng)歷使當今社會的消費主體對不確定性深惡痛絕，其風險厭惡傾向和代際扶持的動機“非理性”強化[注]45～60歲的人群構(gòu)成我國社會的消費和儲蓄主體，這部分人群在記憶保存和性格形成的童年和青少年時期正處于三年自然災害和物質(zhì)匱乏的年代(金燁等，2012)。(程令國和張燁，2011)[21] 119-132。故居民在心理上會有較強的預防性動機，促使其做出消費決策時“三思而后行”。

(三)居民消費行為特征

綜上所述，轉(zhuǎn)型時期我國城鎮(zhèn)居民面臨多元不確定的增長經(jīng)濟環(huán)境，習慣于生活水平的逐年提升，但同時也面臨多種不確定性。面對不確定性的影響，風險厭惡等心理特征會導致居民具有較強的預防性動機。外部環(huán)境和內(nèi)在心理的相互影響，促使居民在做出消費決策時將“三思而后行”，即總結(jié)過去、規(guī)劃未來，故居民消費的效用除受到當期消費數(shù)量的影響，還將受過去消費量的影響，消費效用具有跨期相關(guān)性，居民消費行為將呈現(xiàn)習慣形成特征。

基于以上分析，我國城鎮(zhèn)居民消費函數(shù)可以設定為：

Ct=f(Ht,Yt,X1t,X2t,…，Xnt,εt)

其中，Ct表示當期消費水平，Ht表示消費習慣性存量，Yt表示收入水平，X1t…Xnt表示各不確定因素，依據(jù)上文分析選取t期的地位尋求因素、收入差距水平、支出預期偏差、代際扶持因素等因素，εt則表示其他不可觀測因素。

三、理論分析

生命周期—持久收入模型(LC-PIH)是研究現(xiàn)代居民消費問題的核心理論，但居民完全理性、效用時間可分等假設并不符合經(jīng)濟現(xiàn)實。故從兩個方向?qū)ζ溥M行改進：借鑒Angeletosetal.(2001)[22] 47-68的研究，引入雙曲線貼現(xiàn)模型拓展時間偏好因子，改變LC-PIH模型關(guān)于時間偏好因子為常數(shù)的假設，體現(xiàn)居民的有限理性；借鑒Carrolletal.(2000)[4] 341-355的研究，引入習慣形成模型建立居民消費效用的時間相關(guān)性，改變LC-PIH模型關(guān)于居民消費效用僅取決于當期消費的原假設，體現(xiàn)居民消費行為的習慣形成特征。

其消費效用規(guī)劃如下：

(1)

(2)

s.t.At+1=(1+rt)(At+Yt-Ct)

(3)

其中Ct、Yt、At分別代表居民在t期的消費水平、收入水平和期初資產(chǎn)；Ht代表消費習慣性存量；rt代表實際利率；Et為期望算子，表示居民根據(jù)t期的信息對未來的預期。

借鑒Angeletosetal.(2001)[22] 47-68的方法，結(jié)合我國城鎮(zhèn)居民邊際消費傾向較低的現(xiàn)實，得出這一規(guī)劃問題的歐拉方程如下：

(4)

即居民消費效用最大化的條件是各時期凈消費的預期邊際效用的貼現(xiàn)值均與當期凈消費的邊際效用相等。但未來時期被賦予了相對更大的權(quán)重，反映出有限理性放大了居民的風險厭惡傾向。

方程(4)中，期望算子Et表示居民根據(jù)t期的信息對未來的預期。因各外部因素也是居民進行預期的主要依據(jù)，故對方程(4)做如下處理：

(5)

lnCt=λlnCt-1+βδγlnKt+βδσlnYt+βδνMIt+βδωVIt+βδηDt+εt

(6)

方程(6)可以看出，時間偏好因子的時間不一致性引致的短期低、長期高的貼現(xiàn)率結(jié)構(gòu)放大了外部因素等對居民消費水平的影響，這與黃婭娜和宗慶慶(2014)[10] 17-28的觀點一致。

四、實證檢驗

本節(jié)將依據(jù)消費函數(shù)(6)和采用的數(shù)據(jù)類型設定結(jié)構(gòu)計量方程，實證檢驗轉(zhuǎn)型時期我國居民消費的習慣形成特征，并分析不確定性下居民消費習慣形成強度及其變化。

(一)數(shù)據(jù)說明、變量選取與模型設定

1.數(shù)據(jù)說明

本節(jié)采用城鎮(zhèn)多元時間序列數(shù)據(jù)，時間范圍為1991—2016年[注]我國城鎮(zhèn)居民面臨的經(jīng)濟和制度環(huán)境在1991年前后發(fā)生較大的改變(《發(fā)展和改革藍皮書——中國改革開放30年(1978—2008)》，社會科學文獻出版社，2008年)，且運用鄒檢驗、匡特似然比(QLR)檢驗的結(jié)果顯示我國居民消費函數(shù)在1991年發(fā)生結(jié)構(gòu)突變，故選擇1991—2016年。檢驗結(jié)果顯示該段時期不存在時間結(jié)構(gòu)變動。。所有原始數(shù)據(jù)均來自歷年《中國統(tǒng)計年鑒》和WIND數(shù)據(jù)庫。數(shù)據(jù)主要包括居民消費水平、可支配收入、社會平均消費水平、基尼系數(shù)、社會信貸規(guī)模、勞動者報酬等數(shù)據(jù)，還有人口撫養(yǎng)比、人口性別比等人口統(tǒng)計學數(shù)據(jù)。以上含有價格因素的數(shù)據(jù)均以1990年消費價格指數(shù)為基期進行了平減，從而去除了通貨膨脹因素的影響。為控制極端值并減輕異方差的影響對上述部分變量做了對數(shù)化處理。

2.變量選取

(1)被解釋變量

本節(jié)的被解釋變量是居民消費支出。借鑒翟天昶和胡冰川(2017a)[11] 61-74、陳斌開等(2010)[26] 62-71的研究，采用城鎮(zhèn)居民實際消費水平CONt作為代理變量。

(2)關(guān)鍵解釋變量

根據(jù)對我國居民消費環(huán)境的分析，影響居民消費支出的關(guān)鍵因素主要包括收入水平和多元不確定性，因此本節(jié)選取居民收入水平和地位尋求動機、收入差距水平、支出預期偏差、代際扶持動機作為關(guān)鍵解釋變量。

收入水平，以持久收入PIt作為代理變量，且為控制可能的內(nèi)生性，采用可支配收入的平滑值計算持久收入[注]除了本文選取的解釋變量和控制變量，經(jīng)濟系統(tǒng)中尚有如市場化進程、發(fā)展戰(zhàn)略等宏觀經(jīng)濟因素和居民性別、學歷等微觀人口特征同時影響居民消費水平和收入水平，故持久收入可能存在內(nèi)生性。另此處及下文所說的平滑值均采用Holt-Winters無季節(jié)因素指數(shù)平滑法計算。。另采用居民可支配收入增量的平滑值RPISt作為替代變量進行穩(wěn)健性檢驗。

地位尋求動機，借鑒杭斌和閆新華(2013)[9] 1191-1208的做法，利用社會平均消費水平加以表示，為控制可能的共線性，利用滯后兩期的社會平均消費水平的平滑值A(chǔ)Ct作為代理變量。

收入差距水平，主要源于收入分配的不平等，故借鑒孫慧鈞(2004)[27]79-82的做法，采用基尼系數(shù)GIt作為代理變量，另采用收入增長率的平方VISt作為替代變量進行穩(wěn)健性檢驗。

代際扶持動機Dt，借鑒孫濤和黃少安(2010)[30]51-61的研究，利用人口撫養(yǎng)比DRt，即老年和少兒總?cè)丝谂c勞動年齡人口比重作為代理變量。為檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性，以非經(jīng)濟活動人口和經(jīng)濟活動人口的比值定義人口負擔比DREt作為替代變量進行檢驗。

(3)控制變量

此外，有學者將2001年加入世界貿(mào)易組織和2008年全球金融危機作為劃分我國經(jīng)濟階段的時間節(jié)點(張慧芳和朱雅玲，2017)[33]23-35。雖然鄒檢驗顯示居民消費函數(shù)在這兩個時間點并不存在結(jié)構(gòu)突變，但為進一步消除其影響，本節(jié)分別在2001和2008年引入時間虛擬變量T1和T2。

各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果顯示，該段時期城鎮(zhèn)居民的消費水平提高了約6.3倍，收入水平提高了約7.3倍，消費傾向總體上降低了；基尼系數(shù)最大值接近0.5，收入不平等情況較為嚴重，同時調(diào)整離差率的極差達到約18，居民的支出預期偏差較為顯著。

3.模型設定

本文采用多元時間序列數(shù)據(jù)，目的為探究居民的消費行為特征，故需驗證居民消費水平與各解釋變量的長期均衡關(guān)系，因此采用含有外生變量的自回歸移動平均協(xié)整計量模型ARIMAX(p,d,q)[注]時間序列數(shù)據(jù)處理模型主要包括ARMA模型、ECM模型(誤差修正)和VAR模型(向量自回歸)。其中ARMA研究的是經(jīng)濟變量之間的長期均衡關(guān)系，ECM模型研究的是經(jīng)濟變量之間的短期波動關(guān)系，VAR模型研究的則是多個時間序列之間的相互影響。結(jié)合本文的目的，最終選擇ARMA模型。ARIMAX(p,d,q)模型是引入外部變量后對ARMA模型的拓展。，設定結(jié)構(gòu)計量模型如下：

其中，Ct和Ct-1分別表示居民在t期和t-1期的消費水平；Yt、Kt、Mt、Vt、Dt為關(guān)鍵解釋變量；Zt為控制變量，表示影響居民消費水平的其他因素；εt為不可觀測的隨機擾動因素。

(二)研究設計

本節(jié)的分析遵循以下步驟。首先，通過Ljung-Box Q檢驗驗證了被解釋變量在1%水平上具有序列相關(guān)性；通過方差膨脹因子(VIF)檢驗驗證了解釋變量之間不存在嚴重多重共線性。其次，通過ADF值檢驗變量的平穩(wěn)性，并用PP檢驗、DF-GLS檢驗、KPSS檢驗等判斷ADF結(jié)果的穩(wěn)健性，檢驗發(fā)現(xiàn)所有變量均為5%水平及以下的一階差分平穩(wěn)序列[注]為控制篇幅，此處并未列式變量平穩(wěn)性檢驗的結(jié)果。；其次，采用多變量Johansen協(xié)整檢驗，跡檢驗和最大特征值檢驗兩種檢驗結(jié)果均表明該長期均衡關(guān)系的存在；再次，通過AIC和BIC信息準則確定滯后階數(shù)p和q的最優(yōu)值，顯示模型形式為ARIMAX(1,1,0)。

根據(jù)項目示范區(qū)產(chǎn)權(quán)的劃分和石首市項目區(qū)實際情況，從水庫取水，灌溉方式為自流灌溉的末級渠系供水費用由管理費用、配水人員勞務費用和運行維護費用三部分構(gòu)成。提水灌溉的區(qū)域，由于泵站為小型泵站，且產(chǎn)權(quán)歸農(nóng)民用水者協(xié)會所有，農(nóng)民用水者協(xié)會負責運行成本和維修，因此，提水灌溉區(qū)域末級渠系供水費用由管理費用、配水人員勞務費用、運行維護費用及水泵運行成本四部分構(gòu)成。

接下來進行回歸分析。最后對模型進行檢驗：為驗證MLE估計的有效性，通過JB檢驗等檢驗擾動項的正態(tài)分布性；為檢驗模型擬合的優(yōu)度，通過Ljung-Box Q檢驗等驗證了殘差的序列相關(guān)性和方差齊性；為驗證模型不存在遺漏變量和內(nèi)生性，通過Wald檢驗驗證變量的聯(lián)合顯著性。結(jié)果均表明本文的模型設定是合理的。

(三)實證結(jié)果分析

實證回歸結(jié)果如表1所示。其中方程1不考慮外部因素的影響；方程2～6分別考慮收入水平和各外部不確定性因素的影響；方程7綜合考慮以上因素；方程8加入了M1和M2時間虛擬變量。下面將從習慣形成參數(shù)和各變量系數(shù)的統(tǒng)計和經(jīng)濟顯著性角度分析不確定性下城鎮(zhèn)居民消費的習慣形成特征。

表1 ARIMAX檢驗結(jié)果

注：上標***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平下顯著；各變量的括號中報告的是z統(tǒng)計量，所有方程形式均為ARIMAX(1,1,0)。為控制篇幅，常數(shù)項、殘差正態(tài)分布檢驗、白噪聲檢驗、方差齊性檢驗和Wald檢驗結(jié)果沒有列式。

總體來看，不論是否考慮收入水平和各不確定性因素，習慣性存量的系數(shù)均在1%水平下顯著，反映出居民消費行為呈現(xiàn)顯著的習慣形成特征，期待生活水平逐年提升的愿望和對未來生活水平下降的擔憂均比較強烈。方程1結(jié)果顯示，如不考慮外部因素，習慣形成參數(shù)約為0.43，該結(jié)果與杭斌等的估計結(jié)果(0.32～0.43)基本一致；方程2結(jié)果顯示，如不存在不確定性，僅考慮收入水平的影響，居民消費將不再表現(xiàn)出習慣形成特征，因該段時期居民的收入水平穩(wěn)步提高，保證了其生活水平的逐年提升，故無需三思而后行；方程3～6結(jié)果顯示，分別考慮地位尋求動機、收入差距水平、支出預期偏差、代際扶持動機等不確定性因素的影響，居民的消費行為均表現(xiàn)出更加強烈的習慣形成特征，尤其是在考慮支出預期偏差時其參數(shù)的增大尤為明顯，故習慣形成特征與不確定性的影響正相關(guān)，而且考慮習慣形成特征后，各不確定性因素對居民消費的影響或者不顯著或者數(shù)值很小，故前者又會減小后者的影響；方程7結(jié)果顯示，綜合考慮外部因素的影響，習慣形成參數(shù)將增大至0.81，說明不確定性下居民消費行為具有更強的習慣形成特征，其強度隨不確定性的增強而增大，類似謹慎的消費行為。方程8的結(jié)果顯示2001年加入世界貿(mào)易組織和2008年全球金融危機并未對我國居民消費產(chǎn)生影響。

居民消費之所以呈現(xiàn)這樣的行為特征，與我國改革開放發(fā)展歷程是密切相關(guān)的。自1992年以來，我國開始建立社會主義市場經(jīng)濟體制，城鎮(zhèn)的養(yǎng)老、醫(yī)療、教育和住房制度先后開啟市場化改革，居民前期享有的“從搖籃到墳墓”的福利制度發(fā)生了根本性變化，支出預期的偏差以及財富分布的階層差異化、贍養(yǎng)老人、撫養(yǎng)子女等各種壓力驟然增加，多元不確定性成為居民做出消費決策時主要考慮的因素。外部環(huán)境因素的變化顯著影響到居民形成消費習慣的過程，其擔憂未來生活水平下降的預防性動機愈加強烈。因此，該段時期居民消費的習慣形成特征格外明顯。

方程7的結(jié)果顯示：首先，收入水平在5%水平上正向影響居民消費，故努力提高居民的收入水平應是擴大居民消費的主要選擇之一。其次，地位尋求動機在1%水平上負向影響居民消費，故城鎮(zhèn)居民通過地位性消費彰顯社會地位的動機比較弱，這與金燁等(2012)[34]887-912的結(jié)論是一致的，如何促進居民地位性消費成為一個重要政策方向。再次，支出預期偏差的影響雖然統(tǒng)計上比較顯著，但其數(shù)值非常小，這與臧旭恒和李燕橋(2012)[31]61-66的結(jié)論一致，間接地說明習慣形成特征會降低不確定性的影響。最后，控制變量中，人口性別比在10%的水平上負向影響居民消費，說明居民為提高子女的婚姻競爭力會減少消費積累財富，與DuandWei(2013)[32] 275-289的觀點一致，這與我國日益失衡的性別比例相關(guān)；勞動收入份額在5%水平上正向影響居民消費，但其數(shù)值較小，努力增加勞動者收入在國民收入分配中的所得亦應成為擴大居民消費的政策方向之一。

綜上所述，城鎮(zhèn)居民的消費行為呈現(xiàn)習慣形成特征，居民具有比較強烈的期待生活水平不斷提升的愿望。另外多元不確定性引致的預防性動機將增強習慣形成的強度，習慣形成特征又會降低不確定性的影響。1992年社會主義市場化經(jīng)濟改革的開展，就業(yè)、醫(yī)療、教育、住房等制度的改革使得城鎮(zhèn)居民面臨的不確定性驟然增加，其消費行為的習慣形成特征格外明顯。

(四)穩(wěn)健性檢驗

本節(jié)通過尋找關(guān)鍵解釋變量的替代變量對上述結(jié)果進行穩(wěn)健性檢驗，結(jié)果如表2所示。其中方程1用可支配收入增量的平滑值RPISt作為持久收入PIt的替代變量，方程2用居民收入增長率的平方VISt替代收入差距水平GIt，方程3用居民消費支出增長率的平方VCSt替代消費支出的調(diào)整利差率ADRt，方程4用非經(jīng)濟活動與經(jīng)濟活動人口之比DREt作為人口撫養(yǎng)比DRt的替代變量，方程5用以上替代變量同時替代原解釋變量分別檢驗ARIMAX回歸結(jié)果的穩(wěn)健性?？梢钥吹?，上文得出的結(jié)論基本不變，城鎮(zhèn)居民消費行為存在顯著的習慣形成特征，且其參數(shù)值因考慮不確定因素而增大，收入水平顯著促進居民消費，地位尋求動機、人口性別比均顯著抑制居民消費，證實了結(jié)論的穩(wěn)健性。

表2 ARIMAX穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

注：上標***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平下顯著；各變量的括號中報告的是z統(tǒng)計量; 所有方程形式均為ARIMAX(1,1,0)。為控制篇幅，殘差正態(tài)分布檢驗、白噪聲檢驗、方差齊性檢驗和Wald檢驗結(jié)果沒有列式。

五、結(jié)論與政策建議

作為拉動經(jīng)濟增長的關(guān)鍵引擎，我國居民消費的現(xiàn)狀與時代的要求嚴重不符，如何擴大居民消費成為多方關(guān)注的重點。習慣形成是居民消費行為的固有特征之一，對于引導釋放居民消費潛力至關(guān)重要，為此本文以我國城鎮(zhèn)居民為研究對象，從外部環(huán)境特征和內(nèi)在心理特征兩個維度系統(tǒng)總結(jié)了居民消費習慣形成特征的產(chǎn)生機理，以此構(gòu)建了居民消費函數(shù)，并采用1991—2016年城鎮(zhèn)多元時間序列數(shù)據(jù)進行了ARIMAX實證檢驗，實證結(jié)果對不同的變量和方法均具有穩(wěn)健性。

本文的研究得出以下結(jié)論：(1)多元不確定性的增長經(jīng)濟環(huán)境和儒家文化傳統(tǒng)造就并強化了我國居民消費的習慣形成特征；(2)居民消費的習慣形成特征類似于一種謹慎的消費行為，多元不確定性引致的預防性動機將增強習慣形成的強度，其又會降低不確定性的影響；(3)1992年社會主義市場化經(jīng)濟改革的開展，就業(yè)、醫(yī)療、教育、住房等制度的改革使得城鎮(zhèn)居民面臨的不確定性驟然增加，其消費行為的習慣形成特征格外明顯，消費行為愈加謹慎。

因此，為釋放我國居民消費潛力，緩解多元不確定性是關(guān)鍵所在，應從以下方面推進供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革：(1)完善公共制度供給，包括通過多種渠道擴大信息供給的力度和深度，通過提高教育水平來提高居民的預期水平；完善金融供給，通過普惠金融等制度安排緩解流動性約束；健全社會保障供給，發(fā)揮其在居民養(yǎng)老、醫(yī)療、教育方面的保障作用。(2)發(fā)揮收入水平、地位尋求、人口性別比等影響居民消費的積極作用，努力保持經(jīng)濟快速發(fā)展，千方百計提高居民收入水平，有效縮小收入差距，并合理調(diào)整人口政策，調(diào)節(jié)人口結(jié)構(gòu)失衡。