閆星宇， 許士道

(南京財(cái)經(jīng)大學(xué)， 江蘇 南京 210023)

我國經(jīng)濟(jì)在過去40年里保持了穩(wěn)定快速的增長，但結(jié)構(gòu)性矛盾卻日益突出。經(jīng)濟(jì)增長長期依賴投資和出口，消費(fèi)并沒成為經(jīng)濟(jì)增長的主導(dǎo)力量。進(jìn)入21世紀(jì)以來，居民消費(fèi)率長期處于相對低位。國家統(tǒng)計(jì)局的數(shù)據(jù)顯示，2000—2010年，我國居民消費(fèi)率從46.7%持續(xù)下滑至35.6%的歷史最低點(diǎn)，2010年之后略有回升但仍然處于相對低位，2017年為39.1%。我國居民消費(fèi)率明顯低于其他主要國家，比如2016年，我國居民消費(fèi)率不足39%，而美國為68.8%，英國為65.5%，歐元區(qū)平均為54.6%，除我國以外的其他金磚國家平均為58.5%①。

居民消費(fèi)水平的走低制約了我國經(jīng)濟(jì)的持續(xù)穩(wěn)定增長，如何發(fā)揮消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的拉動作用已經(jīng)成為重中之重。在我國，收入是居民消費(fèi)的主要來源，當(dāng)收入存在不確定性時(shí)，居民的消費(fèi)行為通常更加謹(jǐn)慎，更傾向于增加預(yù)防性儲蓄予以應(yīng)對。高房價(jià)是我國當(dāng)前經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型發(fā)展過程中的一個(gè)重要特點(diǎn)，房價(jià)波動必然會增加收入的不確定性。當(dāng)房價(jià)上漲時(shí)，居民的收入預(yù)期較高，持有多套房的家庭通過出租或出售多余住房，增加實(shí)際財(cái)富持有量；持有單套房的家庭由于住房剛需，無法實(shí)現(xiàn)房價(jià)上漲的“財(cái)富效應(yīng)”，并可能因房貸而對其他消費(fèi)形成一定的擠占，對現(xiàn)期消費(fèi)產(chǎn)生流動性約束；無房族則由于未來的購房規(guī)劃，會降低當(dāng)前的消費(fèi)預(yù)算，房價(jià)上漲的預(yù)期更易產(chǎn)生替代效應(yīng)，壓縮當(dāng)前消費(fèi)而應(yīng)付未來可能增加的支出。而政府對房價(jià)的調(diào)控進(jìn)一步增加了房價(jià)波動導(dǎo)致的收入不確定性。因此，在研究收入不確定性影響居民消費(fèi)的過程中，考慮房價(jià)的門檻效應(yīng)，并針對房價(jià)作用提出相應(yīng)的改革措施，對促進(jìn)居民消費(fèi)，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展具有重要意義。

一、文獻(xiàn)綜述

現(xiàn)有文獻(xiàn)主要從預(yù)防性儲蓄[1-3]、市場扭曲[4-5]、人口結(jié)構(gòu)[6-7]、住房價(jià)格[8-10]、收入及收入分配[11-12]等視角對居民消費(fèi)率的影響因素進(jìn)行了研究。1978年，Hall的隨機(jī)游走假說將不確定性與理性預(yù)期相結(jié)合[13]，開啟了收入不確定性在消費(fèi)理論中的研究，實(shí)證研究也從此把收入不確定性因素納入考量范圍。Dynan[14]用消費(fèi)支出變動和失業(yè)表征消費(fèi)的不確定性，研究消費(fèi)過程中的不確定性問題。Carroll & Samwick[15]則以等價(jià)預(yù)防溢價(jià)、家庭收入和收入對數(shù)的方差表示不確定性，進(jìn)一步深入研究了消費(fèi)行為的不確定性。Kimball[16]研究表明，不確定性因素的增加會使消費(fèi)行為更加謹(jǐn)慎，消費(fèi)者更傾向于增加預(yù)防性儲蓄予以應(yīng)對。也有文獻(xiàn)研究了確定性和不確定性條件下的消費(fèi)行為，認(rèn)為收入的不確定性顯著影響居民當(dāng)期的消費(fèi)水平[17]。Skinner[18]和Zeldes[19]實(shí)證研究了收入不確定性對居民消費(fèi)的影響，發(fā)現(xiàn)未來收入的不確定性會顯著降低居民的當(dāng)期消費(fèi)。韓松、楊春雷[20]認(rèn)為，確定性收入比不確定性收入更有利于增加消費(fèi)。沙之杰、潘明清[21]認(rèn)為，城鎮(zhèn)居民收入增長及其不確定性的變化是影響城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的重要因素。胡德寶[22]認(rèn)為，在我國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型過程中，收入和支出兩方面的不確定性使得居民的預(yù)防性儲蓄動機(jī)對城鎮(zhèn)居民的高儲蓄行為產(chǎn)生了顯著影響，從而引起消費(fèi)不振。

王健宇、徐會奇[23]的研究表明，我國農(nóng)村居民收入不確定性對農(nóng)村居民消費(fèi)的影響更加顯著。我國農(nóng)村居民收入較低，消費(fèi)行為對當(dāng)期收入過于敏感，收入不確定性與流動性約束對農(nóng)村居民消費(fèi)產(chǎn)生了顯著的負(fù)向影響[24]。徐會奇等[25]發(fā)現(xiàn)，無論是靜態(tài)還是動態(tài)的關(guān)聯(lián)度分析，收入不確定性都是影響消費(fèi)的重要因素，農(nóng)村居民工資性收入的不確定性以及經(jīng)營性收入的不確定性對消費(fèi)的影響尤為顯著。張振、喬娟[26]認(rèn)為農(nóng)村居民收入的不確定性大于城市居民收入的不確定性，農(nóng)村居民消費(fèi)受收入不確定性的影響更大。

綜上可見，關(guān)于居民消費(fèi)影響因素的研究成果較為豐富，關(guān)于收入不確定性對居民消費(fèi)影響的研究也較多，但現(xiàn)有研究并未考慮房價(jià)在收入不確定性影響居民消費(fèi)過程中的作用。而房價(jià)變動是導(dǎo)致居民收入變動不可忽視的因素，房價(jià)波動會使居民不同時(shí)期的收入變得不確定，進(jìn)而影響消費(fèi)。本文擬通過建立門檻模型，使用房價(jià)作為門檻變量，以期厘清不同房價(jià)條件下收入不確定性對居民消費(fèi)的影響。

二、理論分析

(一)收入不確定性影響居民消費(fèi)的理論分析

收入不確定性的存在會使得居民的預(yù)防性儲蓄增加，收入不確定性預(yù)期越強(qiáng)，預(yù)防性儲蓄動機(jī)就越強(qiáng)，相應(yīng)地，居民會減少消費(fèi)并增加儲蓄，即對當(dāng)期消費(fèi)產(chǎn)生“擠出效應(yīng)”。由于消費(fèi)存在“棘輪效應(yīng)”，舊時(shí)的習(xí)慣使得消費(fèi)者對其消費(fèi)行為的調(diào)整具有滯后性，且習(xí)慣本身也會引起人們在預(yù)防性儲蓄以外進(jìn)行額外的儲蓄[27]。

本文借鑒Alessie & Lusardi[28]模型，引入“適應(yīng)性預(yù)期”以分析居民在考慮歷史收入信息和消費(fèi)信息時(shí)對當(dāng)期收入產(chǎn)生的預(yù)期，進(jìn)而將居民的歷史收入信息和消費(fèi)習(xí)慣納入模型進(jìn)行考量。設(shè)Ct為居民在t期的實(shí)際消費(fèi)支出，則居民在t期進(jìn)行的跨期消費(fèi)選擇滿足：

(1)

(2)

假定居民在t期的收入、消費(fèi)和持有的資產(chǎn)財(cái)富分別為Yt、Ct、At，則其在t期對(t+k)期的收入預(yù)期和消費(fèi)預(yù)期分別為Et(Yt+k)和Et(Ct+k)，(t+k)期的最優(yōu)消費(fèi)行為的約束條件為：

(3)

(4)

其中：

(5)

結(jié)合式(3)和式(5)，式(4)可改寫為：

(6)

利用拉格朗日乘數(shù)法進(jìn)行求解，可得消費(fèi)歐拉方程為：

(7)

(8)

從式(8)可以看出，存在消費(fèi)習(xí)慣的居民跨期最優(yōu)消費(fèi)選擇是：各期的預(yù)期消費(fèi)減去習(xí)慣影響之后的數(shù)值相等。此時(shí)成立的條件是效用函數(shù)為二次函數(shù)，其邊際效用函數(shù)是消費(fèi)的線性組合，可得：

(9)

當(dāng)考慮收入不確定性因素時(shí)，原等式中的效用函數(shù)設(shè)定形式便不再成立。借鑒Alessie & Lusardi[28]在收入不確定條件下將消費(fèi)函數(shù)的效用形式設(shè)定為常絕對風(fēng)險(xiǎn)厭惡(CARA)函數(shù)的做法，假定效用函數(shù)U滿足U′>0且U″<0，當(dāng)效用大于0時(shí)，邊際效用是消費(fèi)的凸函數(shù)，風(fēng)險(xiǎn)厭惡的居民的消費(fèi)選擇滿足：

(10)

(11)

因此，當(dāng)存在收入不確定時(shí)，居民當(dāng)期消費(fèi)水平會降低，其消費(fèi)減少往往是由于收入不確定條件下進(jìn)行了預(yù)防性儲蓄，居民為了平滑各期的消費(fèi)，會更加謹(jǐn)慎對待當(dāng)期的消費(fèi)行為。

(二)房價(jià)波動影響居民收入不確定性的理論分析

房價(jià)上漲是國民經(jīng)濟(jì)持續(xù)發(fā)展的積極信號，表明宏觀經(jīng)濟(jì)處于上升發(fā)展階段。無論是對住房持有者還是租房者，房價(jià)上漲都會帶來較高的工資性收入預(yù)期，住房持有者還會有較高的財(cái)產(chǎn)性收入預(yù)期。而對于租房者而言，房價(jià)上漲卻會影響其可支配凈收入(因?yàn)樽夥恐С鰧⒃黾?。當(dāng)房價(jià)上漲時(shí)，持有住房的家庭可以獲得較高的財(cái)產(chǎn)性收入，一方面其自有住房的價(jià)值得到提升，另一方面如果擁有多套房還可通過出售或出租住房增加財(cái)產(chǎn)性收入，而持有非住房資產(chǎn)的家庭則會遭受相對損失，即房價(jià)上漲使得社會財(cái)富在有住房和無住房的家庭之間發(fā)生轉(zhuǎn)移。當(dāng)房價(jià)下跌時(shí)，財(cái)富轉(zhuǎn)移方向則相反。因此，房價(jià)的波動將給不同的家庭帶來不同的轉(zhuǎn)移收入預(yù)期[29]。

對于同樣持有住房的家庭而言，不同收入水平的家庭也將產(chǎn)生不同的收入預(yù)期。高收入水平家庭往往有能力購買更多的房產(chǎn)，房價(jià)上漲將進(jìn)一步增加他們的財(cái)富擁有量。對于低收入家庭而言，一方面，其擁有的住房資產(chǎn)較少，由于住房剛需的存在，房價(jià)上漲帶來的隱性“財(cái)富效應(yīng)”無法真正變現(xiàn)；另一方面，房價(jià)上漲使低收入家庭承受了更重的購房負(fù)擔(dān)，并增加了其居住成本，從而進(jìn)一步降低了其收入預(yù)期[30]。

當(dāng)房價(jià)過高時(shí)，政府可能會通過限購、征收房產(chǎn)稅等措施對房價(jià)進(jìn)行調(diào)控，政策的不確定性同樣會增加住房擁有者財(cái)產(chǎn)性收入的不確定性。由于居民擁有的信息是有限的，且多為歷史信息，居民通過“適應(yīng)性預(yù)期”來預(yù)期當(dāng)期收入，其依據(jù)的是過去時(shí)期的收入，而當(dāng)期政府調(diào)控政策及房價(jià)的變動對收入預(yù)期是外生的，即二者并不會影響“適應(yīng)性預(yù)期”下的當(dāng)期收入預(yù)期。當(dāng)房價(jià)發(fā)生劇烈波動時(shí)，居民的實(shí)際收入和預(yù)期收入之間的離差增大，這也使居民的收入不確定性增加[31]。

三、模型設(shè)定與變量說明

(一)模型設(shè)定

基于上述分析和數(shù)據(jù)的可得性，本文選取我國除港澳臺和西藏之外的30個(gè)省份2003—2016年的面板數(shù)據(jù)，研究收入不確定性對居民消費(fèi)的影響，回歸模型如下：

(12)

其中，下標(biāo)i表示省份，t表示時(shí)間，j表示控制變量的個(gè)數(shù)。consume為居民消費(fèi)率；unc為收入不確定性；X為一系列控制變量。ε表示隨機(jī)誤差項(xiàng)。

(二)變量說明

1.被解釋變量

居民消費(fèi)率。借鑒易行健、楊碧云[31]的研究，本文使用居民當(dāng)期消費(fèi)(支出法)占GDP之比表示居民消費(fèi)率。

2.核心解釋變量

收入不確定性。本文借鑒王健宇[32]的研究，采用“收入離差法”對居民收入不確定性進(jìn)行衡量，計(jì)算公式為：

(13)

其中，In、In-1分別表示當(dāng)期和上期的實(shí)際收入，km表示前m期實(shí)際收入的平均增長率，比值的分母部分表示居民根據(jù)上一期的實(shí)際收入和前m期收入的平均增長率得到的當(dāng)期預(yù)期收入。收入不確定性即表示為實(shí)際收入和預(yù)期收入之間離差的百分比。通常而言，m取值為3～5，表示居民根據(jù)前m期的收入狀況對當(dāng)期收入產(chǎn)生預(yù)期。本文實(shí)證過程選擇的m為4，在后續(xù)的分析中使用m=3進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

3.控制變量

本文還控制了一系列其他變量。使用各地區(qū)商品房平均售價(jià)(hp)來表示地區(qū)房價(jià)[30]；使用少兒撫養(yǎng)比(childr)和老年撫養(yǎng)比(oldr)來表示人口結(jié)構(gòu)；使用人均GDP(pgdp)表示地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平；使用政府財(cái)政支出(fin)來表示政府的消費(fèi)；使用地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)和第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之比來表示地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(ind)[33]；使用貨運(yùn)周轉(zhuǎn)量來衡量地區(qū)交通基礎(chǔ)設(shè)施水平(infra)；使用各地區(qū)當(dāng)年全部金融機(jī)構(gòu)貸款余額與當(dāng)年GDP之比表示各地區(qū)的金融發(fā)展水平(lres)；使用城鎮(zhèn)人口占比衡量城鎮(zhèn)化水平(urb)；使用一年期短期存款平均利率衡量居民的預(yù)防性儲蓄動機(jī)(rate)[34]；使用城鄉(xiāng)收入的比重表示地區(qū)內(nèi)的城鄉(xiāng)收入差距(igap)[35]。

本文的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國金融年鑒》和各地區(qū)統(tǒng)計(jì)年鑒。各指標(biāo)均使用相應(yīng)的價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平減，折算成2003年當(dāng)年的不變價(jià)；部分缺失數(shù)據(jù)采用3年移動平均得到。

主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)見表1。從表1可以看出，在樣本區(qū)間內(nèi)，我國居民的消費(fèi)率差異較大，同時(shí)收入不確定性的變動較大，表明在樣本期間，居民的預(yù)期收入和實(shí)際收入之間的變化幅度較大。

四、實(shí)證結(jié)果及分析

(一)收入不確定性與居民消費(fèi)的分位數(shù)回歸

本文采用分位數(shù)回歸估計(jì)法對模型進(jìn)行估計(jì)。分位數(shù)回歸彌補(bǔ)了OLS估計(jì)在模型存在異方差情況下的不足，分位數(shù)估計(jì)的穩(wěn)健性也保證了分位數(shù)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。同時(shí)，分位數(shù)回歸將樣本分為不同區(qū)間進(jìn)行估計(jì)，更能全面反映樣本的數(shù)據(jù)信息。本文使用的回歸軟件是Stata 15.0。在回歸過程中對所有變量進(jìn)行1%的縮尾處理，以消除極端異常值對估計(jì)結(jié)果可能產(chǎn)生的偏誤。實(shí)證過程中，對房價(jià)、人均GDP、交通基礎(chǔ)設(shè)施水平、利率水平以及政府財(cái)政支出等絕對數(shù)值進(jìn)行對數(shù)化處理來降低數(shù)據(jù)異方差的影響。表2②呈現(xiàn)了收入不確定性與居民消費(fèi)的分位數(shù)回歸結(jié)果。

在不同的消費(fèi)分位上，收入不確定性對消費(fèi)的影響為負(fù)，這與大部分研究收入不確定性對消費(fèi)影響的結(jié)論相一致，但在不同的消費(fèi)分位上，收入不確定性對消費(fèi)影響的程度差別較大，且顯著性也各有不同。隨著消費(fèi)分位的增加，收入不確定性對消費(fèi)的影響程度在逐漸上升，且顯著性也在逐步上升。在20%的消費(fèi)分位上，收入不確定性對消費(fèi)不存在顯著的影響，可能的原因在于，消費(fèi)能力較低的人群通常收入較低，受限于收入水平，其收入不確定性的大小并不會顯著影響其擁有的實(shí)際財(cái)富量，且由于消費(fèi)習(xí)慣的存在，除非短期內(nèi)獲得大量財(cái)富，否則消費(fèi)能力較低的人群很難在短期內(nèi)調(diào)整其消費(fèi)行為。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

表2 收入不確定性與居民消費(fèi)的分位數(shù)回歸結(jié)果

注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%的顯著性水平下顯著；括號內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)差；采用自抽樣法(Bootstrap)抽樣300次獲得p值和臨界值。

同時(shí)可以看出，在不同的消費(fèi)分位條件下，住房價(jià)格對消費(fèi)均有顯著的促進(jìn)作用，且分位數(shù)越高，住房價(jià)格對消費(fèi)的促進(jìn)作用就越大。這表明在樣本期內(nèi)，我國住房價(jià)格的上漲對居民消費(fèi)具有顯著的“財(cái)富效應(yīng)”。

(二)不同房價(jià)條件下，收入不確定性對居民消費(fèi)影響的門檻估計(jì)

1.門檻模型的建立

通過分位數(shù)回歸可知，在樣本期內(nèi)，收入不確定性對消費(fèi)的影響隨著分位的不同，系數(shù)差別明顯且顯著性各有不同，當(dāng)分位較低時(shí)，其影響并不顯著。本文認(rèn)為，收入不確定性對消費(fèi)的影響可能存在非線性關(guān)系，其作用可能存在發(fā)生轉(zhuǎn)變的臨界點(diǎn)。由于房價(jià)波動可能使居民的收入不確定性增加，因此，本文將通過建立門檻模型，在控制其他變量的前提下，使用房價(jià)作為門檻變量，探討在不同房價(jià)條件下收入不確定性對消費(fèi)的影響。本文建立如下多重門檻模型：

(14)

其中，I(·)為示性函數(shù)，當(dāng)括號中條件滿足時(shí)取1，否則取0。本文選取房價(jià)作為門檻變量，γ1、γ2為相應(yīng)的門檻值；Xit表示控制變量組，與上文包含的變量相一致。同時(shí)，假定誤差項(xiàng)ηit滿足獨(dú)立同分布(i.i.d)的標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布。

2.門檻結(jié)果自抽樣檢驗(yàn)

估計(jì)步驟是：先估計(jì)第一個(gè)門檻值，估計(jì)完成后固定第一個(gè)門檻值；然后估計(jì)第二個(gè)門檻值，固定估計(jì)出的第二個(gè)門檻值后，重新估計(jì)第一個(gè)門檻值，從而得到修正后一致的門檻估計(jì)量；最后估計(jì)第三個(gè)門檻值。首先，本文需要先確定門檻個(gè)數(shù)以確定模型的最終形式。由自抽樣得出的F值和經(jīng)驗(yàn)p值列示于表3。從表3中可以看出第一個(gè)門檻和第三個(gè)門檻值非常顯著，因此，本文基于自抽樣結(jié)果得出的雙重門檻進(jìn)行分析。

表3 門檻結(jié)果自抽樣檢驗(yàn)

注：*、**和***分別表示在10%、5%和1%水平下顯著；采用自抽樣法(Bootstrap)抽樣300次獲得p值和臨界值。

門檻估計(jì)值和置信區(qū)間的結(jié)果列示于表4。通過估計(jì)，最終確定的兩個(gè)門檻值分別為7.186和7.304。借助似然比(LR)函數(shù)圖(圖1)，可以更直觀地看出門檻值的估計(jì)和置信區(qū)間的構(gòu)造過程。各個(gè)門檻估計(jì)的95%的置信區(qū)間是所有LR值小于5%顯著性水平下的臨界值7.352 2，根據(jù)對應(yīng)門檻值，本文將房價(jià)的對數(shù)(lnhp)分為3個(gè)區(qū)間，即低房價(jià)(lnhp≤7.186)、中等房價(jià)(7.1867.304)，對應(yīng)的商品房價(jià)格門檻值為1 320.81元和1 486.23元(均為以2003年為基期的不變價(jià))，相應(yīng)區(qū)間的樣本數(shù)分別為75、80和265。

表4 門檻估計(jì)值和置信區(qū)間

圖1 兩個(gè)門檻值的LR圖

3.門檻回歸結(jié)果分析

本文將估計(jì)出的門檻值代入模型進(jìn)行回歸，不同房價(jià)條件下收入不確定性對居民消費(fèi)的門檻回歸結(jié)果如表5所示。

表5 不同房價(jià)條件下收入不確定性對居民消費(fèi)門檻回歸結(jié)果

注：unc-d1、unc-d2和unc-d3分別表示低房價(jià)區(qū)間、中等房價(jià)區(qū)間和高房價(jià)區(qū)間的收入不確定性；*、**、***分別表示在10%、5%、1%的顯著性水平下顯著；括號內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)差。

從表5中可知，無論是單個(gè)變量回歸還是加入控制變量進(jìn)行回歸，在低房價(jià)區(qū)間，收入不確定性對居民消費(fèi)均具有顯著的抑制作用。從已有的數(shù)據(jù)來看，當(dāng)房價(jià)較低時(shí)，地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展通常處于較低水平，收入水平也處于低位，且即收入不確定性較小。此時(shí)，低房價(jià)使得住房的“財(cái)富效應(yīng)”受限于收入水平而無法完全顯現(xiàn)，從而使低房價(jià)下的收入不確定性對居民消費(fèi)產(chǎn)生抑制作用。

在高房價(jià)區(qū)間，收入不確定性對消費(fèi)也存在顯著的抑制作用。當(dāng)房價(jià)過高時(shí)，通常經(jīng)濟(jì)發(fā)展形勢較好，此時(shí)收入不確定性也較高。由于房價(jià)過高，房價(jià)增速快于收入增速，因而房價(jià)收入比更高，對于無房但是意欲購房的家庭而言，居民不得不為了購房進(jìn)行大量的住房儲蓄，同時(shí)收入不確定性的增加以及防止意外事件發(fā)生的預(yù)防性儲蓄使得居民消費(fèi)進(jìn)一步降低。對于無房且沒有購房意愿的家庭而言，過高的房價(jià)將使得租房支出大幅上升，同時(shí)當(dāng)收入不確定性較高時(shí)，居民的邊際消費(fèi)傾向也會隨之下降并進(jìn)行相應(yīng)的預(yù)防性儲蓄，由此帶來居民消費(fèi)的比例下降。對于持有住房的家庭而言，房價(jià)處于高位時(shí)，其永久性收入增加，由于有住房作為最后的保障，居民在消費(fèi)過程中無需擔(dān)心短期內(nèi)收入不確定的問題，且住房的“財(cái)富效應(yīng)”緩解了其信貸約束。但總體而言，我國居民購房的方式通常為按揭購房，大量的房貸支出使得居民的實(shí)際可支配收入并不高，因此有房家庭的住房實(shí)際上并不一定能釋放居民的消費(fèi)能力。上述種種因素共同導(dǎo)致了在高房價(jià)區(qū)間，收入不確定性抑制了居民消費(fèi)。

在中等房價(jià)區(qū)間，收入不確定性對居民消費(fèi)存在顯著的促進(jìn)作用。隨著房價(jià)從低房價(jià)區(qū)間上升到中等區(qū)間，居民對房價(jià)的承受能力在增強(qiáng)，且在中等房價(jià)區(qū)間，房價(jià)收入比維持在一個(gè)較合理的范圍，無論是房貸支出還是租房支出，均能夠處在一個(gè)較為合理的區(qū)間內(nèi)。對于進(jìn)行購房或者為了購房進(jìn)行儲蓄的家庭而言，房貸支出或購房儲蓄并不會使其可支配收入大幅下降，因此相對于高、低兩個(gè)房價(jià)區(qū)間而言，處于中等房價(jià)區(qū)間的收入不確定性能夠在一定程度上帶來居民消費(fèi)的增加。同時(shí)，很多居民住房觀念已經(jīng)發(fā)生變化，年輕人尤以90后為代表，并不愿意買房?！?016年度中國90后居住現(xiàn)狀白皮書》數(shù)據(jù)顯示，在參與調(diào)研的樣本中，進(jìn)行住房購買的90后只占比24.9%，與家人或伴侶同住的比重不足5%，過高的房價(jià)使得更多的年輕人選擇租房。同時(shí)，有良好的儲蓄和理財(cái)習(xí)慣的90后只有13.9%，大部分90后不僅選擇不進(jìn)行住房購買，甚至普遍存過度消費(fèi)傾向，成為名副其實(shí)的“月光族”。本文門檻模型的結(jié)論類似于Khalifa et al.[37]的結(jié)論(即由房價(jià)門檻區(qū)分的不同收入?yún)^(qū)間，其住房財(cái)富效應(yīng)存在顯著差異)。本文研究表明，不同房價(jià)區(qū)間的收入不確定性對消費(fèi)的影響確實(shí)存在顯著的差異，我國住房市場上“財(cái)富效應(yīng)”和“擠出效應(yīng)”同時(shí)存在。

從控制變量上看：(1)城鎮(zhèn)化對居民消費(fèi)的影響并不顯著?？赡艿脑蚴?，盡管我國城鎮(zhèn)化水平在逐步提升，但常住城鎮(zhèn)人口的比重遠(yuǎn)落后于總?cè)丝诔擎?zhèn)化的比重，這表明我國城鎮(zhèn)化水平不高，城鎮(zhèn)化質(zhì)量也不高。(2)利率水平的增加，并未對居民消費(fèi)產(chǎn)生顯著影響。可能的原因在于，隨著我國居民收入水平的提高，利率上升帶來的“替代效應(yīng)”已經(jīng)逐步減弱，且隨著收入水平的進(jìn)一步提高，利率上升的“收入效應(yīng)”已經(jīng)開始逐步體現(xiàn)，因此利率的變動對居民消費(fèi)的影響并不顯著。(3)收入差距對居民消費(fèi)的影響并不顯著。對于城市居民而言，經(jīng)濟(jì)的發(fā)展使得其收入水平的提升速度超過了其消費(fèi)增加的速度，消費(fèi)占收入的比重趨于下降；對于農(nóng)村居民而言，隨著網(wǎng)絡(luò)的普及，農(nóng)村居民的消費(fèi)逐漸多元化，不再滿足于農(nóng)村的消費(fèi)市場，同時(shí)由于消費(fèi)存在一定的“示范效應(yīng)”，其消費(fèi)占收入的比重會逐步提升，進(jìn)一步加大了農(nóng)村居民的消費(fèi)占比，進(jìn)而使得城鄉(xiāng)收入差距的增大并未顯著影響居民消費(fèi)。(4)少兒撫養(yǎng)比對居民消費(fèi)產(chǎn)生了顯著的正向影響，這可能與我國的人口政策有關(guān)。獨(dú)生子女政策的實(shí)行使得我國居民通常會大幅增加子女的人力資本投資，最明顯的特征便是教育支出的增加。收入水平的提高也使得居民有能力增加子女的人力資本投資。(5)老年撫養(yǎng)比對居民消費(fèi)產(chǎn)生了顯著的負(fù)向影響?？赡艿脑蚴?，一方面，我國老年人口普遍經(jīng)歷過經(jīng)濟(jì)發(fā)展落后的年代，年輕時(shí)的消費(fèi)習(xí)慣使得老年人口在消費(fèi)方面更加節(jié)儉，且老年人口退休之后由于沒有固定的收入來源，不得不用手中的積蓄和養(yǎng)老金度日，因此老年人口會選擇在每年均勻消費(fèi)，減少大額的支出；另一方面，雖然現(xiàn)今的老年產(chǎn)業(yè)蓬勃發(fā)展，針對老年消費(fèi)的行業(yè)日益興盛，但由于我國養(yǎng)老產(chǎn)業(yè)興起時(shí)間較短，且相應(yīng)的行業(yè)種類較少，因而尚未對居民消費(fèi)產(chǎn)生顯著的促進(jìn)作用。上述兩種相反效應(yīng)共同作用，造成了老年撫養(yǎng)比對居民消費(fèi)的影響顯著為負(fù)。(6)人均GDP對居民消費(fèi)具有顯著的抑制效應(yīng)。這可能反映了我國當(dāng)前的分配政策不完善，人均GDP的提升并未體現(xiàn)在人均消費(fèi)能力的真正提升上。各地區(qū)、各行業(yè)收入分配不均使得居民的收入差距加大，各地區(qū)的基尼系數(shù)也一直居高不下，從而造成我國窮人消費(fèi)不足和富人儲蓄過度的現(xiàn)狀。(7)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化顯著提升了居民的消費(fèi)。這表明我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級能夠有效緩解當(dāng)前居民消費(fèi)不足的現(xiàn)狀，也為我國當(dāng)前“優(yōu)化要素配置，推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級”的指導(dǎo)方針提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。(8)政府的財(cái)政支出對居民消費(fèi)的影響并不顯著?？赡艿脑蚴牵S著政府財(cái)政政策逐步完善，政府的轉(zhuǎn)移支付和財(cái)政補(bǔ)貼水平逐步提升，而財(cái)政政策的實(shí)施會對社會的生產(chǎn)性活動產(chǎn)生一定的“擠出效應(yīng)”，綜合結(jié)果使得政府的財(cái)政支出水平未能顯著促進(jìn)居民消費(fèi)。(9)金融發(fā)展水平越完善，居民消費(fèi)越能得到顯著提升。這是因?yàn)榻鹑跈C(jī)構(gòu)的貸款余額越多，居民借貸難度相對較小，居民在進(jìn)行跨期消費(fèi)選擇時(shí)所面臨的約束就會越少，我國信貸體制的發(fā)展也進(jìn)一步降低了居民獲得貸款的難度。(10)交通基礎(chǔ)設(shè)施水平能夠促進(jìn)居民消費(fèi)水平，但影響并不顯著。這表明我國的交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)尚不夠完善，同時(shí)各地區(qū)的交通基礎(chǔ)設(shè)施主要集中在市區(qū)，而略偏遠(yuǎn)地區(qū)的交通基礎(chǔ)設(shè)施水平依舊較低，且地區(qū)間交通基礎(chǔ)設(shè)施水平差異較大。

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文在研究過程中可能存在一定的內(nèi)生性問題。引致內(nèi)生性的問題可能有兩個(gè)，一是自變量和因變量之間存在雙向因果關(guān)系；二是遺漏變量問題，盡管本文控制了較多的變量，但是難以窮盡居民消費(fèi)的影響因素。因此，為了保證研究結(jié)果的穩(wěn)健性，采用如下方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)：(1)更換估計(jì)方法。本文在上述分析過程中采用了分位數(shù)回歸法，此處采用OLS對模型進(jìn)行重新估計(jì)。(2)變換收入不確定性的指標(biāo)。前面的實(shí)證分析采用4年的實(shí)際收入來構(gòu)建收入不確定性指標(biāo)，此處的穩(wěn)健性檢驗(yàn)使用3年的實(shí)際收入構(gòu)建收入不確定性指標(biāo)，并繼續(xù)使用分位數(shù)回歸方法進(jìn)行分析。穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果如表6③所示。

表6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

注：*、**、***分別表示表示在10%、5%、1%的顯著性水平下顯著；括號內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)差。

從穩(wěn)健性檢驗(yàn)的結(jié)果來看，無論是變換估計(jì)方法，還是更換指標(biāo)的度量方法，收入不確定性對居民消費(fèi)的影響依舊顯著為負(fù)。這表明本文的結(jié)論是穩(wěn)健的。

五、結(jié)論與政策建議

本文選取我國30個(gè)省份2003—2016年的面板數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)了收入不確定性與居民消費(fèi)之間的內(nèi)在聯(lián)系。分位數(shù)回歸表明，在樣本區(qū)間內(nèi)，收入不確定性對消費(fèi)存在擠出效應(yīng)，擠出效應(yīng)的大小和顯著程度隨著消費(fèi)分位數(shù)的提升而增加。本文同時(shí)建立了門檻模型，以房價(jià)作為門檻變量，檢驗(yàn)了不同房價(jià)條件下收入不確定性均對居民消費(fèi)的影響。門檻回歸結(jié)果顯示，在低房價(jià)區(qū)間和高房價(jià)區(qū)間，收入不確定性對消費(fèi)均具有顯著的抑制作用；在中等房價(jià)區(qū)間，收入不確定性對消費(fèi)具有顯著的促進(jìn)作用。

基于本文的研究結(jié)論，為促進(jìn)居民消費(fèi)，提出如下政策建議：第一，在居民住房財(cái)富規(guī)模逐步擴(kuò)大的現(xiàn)實(shí)背景下，若要充分發(fā)揮房價(jià)對居民消費(fèi)的促進(jìn)作用，應(yīng)當(dāng)避免房價(jià)出現(xiàn)大幅波動，構(gòu)建完善的住房供需市場，增強(qiáng)住房資產(chǎn)的流動性；同時(shí)降低居民面臨的流動性約束，使得居民在實(shí)際住房財(cái)富增加的前提下，不會面臨過強(qiáng)的借貸約束，從而將固定在住房資產(chǎn)上的隱性“財(cái)富”釋放出來，促進(jìn)居民消費(fèi)。第二，從收入不確定性的角度來看，應(yīng)在保證居民收入穩(wěn)定增長的基礎(chǔ)上，同時(shí)實(shí)施穩(wěn)定的收入分配政策和稅收政策，盡量穩(wěn)定居民收入預(yù)期，降低收入不確定性，進(jìn)而降低預(yù)防性儲蓄傾向，擴(kuò)大當(dāng)期消費(fèi)。第三，應(yīng)當(dāng)穩(wěn)定各地區(qū)的房價(jià)，避免房價(jià)落入抑制居民消費(fèi)的區(qū)間。同時(shí)，解決我國現(xiàn)行住房公積金制度的錯(cuò)配問題，使住房公積金成為中低收入家庭住房的有效保障，從而有利于實(shí)現(xiàn)公積金制度對住房資源配置的優(yōu)化作用，增加居民財(cái)富，促進(jìn)居民消費(fèi)。

注釋：

①數(shù)據(jù)來源：中國政府網(wǎng)http://www.gov.cn/xinwen/2017-12/19/content_5248338.htm。

②③因篇幅所限，變量的回歸結(jié)果未在表格中全部列示，留存?zhèn)渌?。作者郵箱：1293328431@qq.com。