消費者心理因素與我國居民消費需求關系的實證研究

賈洪文 樊瑾瑾

(蘭州大學 經濟學院，甘肅 蘭州 730000)

新的西方消費者心理理論指出，消費者心理因素對消費支出有重要影響。從消費者行為理論上講，消費者對影響其消費的各個因素所持有的態(tài)度以及行為會隨著對現(xiàn)實經濟環(huán)境不同的滿意度而表現(xiàn)出不同的反應。最早研究消費者行為的學者Katona 認為，消費支出不只是收入的函數(shù)，也是“購買意愿”的函數(shù)，受消費動機和消費態(tài)度的影響①。因此，消費者心理因素是主宰消費者行為的主要因素，是影響宏觀經濟的重要變量，如何提高居民消費心理因素對其消費行為產生積極的影響，對刺激居民消費增長有著重要的現(xiàn)實意義［1］［2］。

一、數(shù)據(jù)的選取及研究方法

1、相關概念界定

(1)人均消費支出

指居民用于滿足家庭日常生活消費的全部支出，包括購買實物支出和服務性消費支出。消費支出按商品和服務的用途可分為食品、衣著、家庭設備用品及服務、醫(yī)療保健、交通和通訊、娛樂教育文化服務、居住、雜項商品和服務等八大類。

(2)消費者信心指數(shù)

反映消費者信心強弱程度的指標，是綜合量化消費者對當前經濟形勢評價和對收入水平、收入預期、經濟前景以及消費心理狀態(tài)的主觀感受，是預測經濟走勢和消費趨向的一個先行指標，是監(jiān)測經濟周期變化不可缺少的依據(jù)。

(3)消費者滿意指數(shù)

指消費者對當前經濟生活的評價，由一些二級指標構成，包括對收入、生活質量、宏觀經濟、消費支出、就業(yè)狀況、購買耐用消費品和儲蓄的滿意程度。

(4)消費者預期指數(shù)

指消費者對未來經濟生活發(fā)生變化的預期，由一些二級指標構成，包括對收入、生活質量、宏觀經濟、消費支出、就業(yè)狀況、購買耐用消費品和儲蓄的未來一年的預期及未來兩年在購買住房及裝修、購買汽車和未來6 個月股市變化的預期。

2、數(shù)據(jù)的選取及處理

(1)被解釋變量

由于人均消費支出是社會消費需求的主體，是體現(xiàn)居民生活水平和質量的重要指標，因此選取城鎮(zhèn)居民人均消費性支出作為消費需求量化的指標。

(2)解釋變量

隨著經濟的發(fā)展，在凱恩斯絕對收入假說的理論基礎上，嵌入消費者主觀因素更適合現(xiàn)實消費。因此，在金融危機、經濟蕭條的大背景下，研究消費者主觀心理感受對社會消費需求的影響顯得十分必要。而消費者信心指數(shù)、消費者滿意指數(shù)以及消費者預期指數(shù)能綜合反映消費者心理情況，因此選取消費者信心指數(shù)、消費者滿意指數(shù)以及消費者預期指數(shù)作為消費者心理因素的量化指標。

(3)數(shù)據(jù)選取

選取1990－2012年相關統(tǒng)計數(shù)據(jù)為研究樣本，城鎮(zhèn)居民人均消費性支出的數(shù)據(jù)來自各年中國統(tǒng)計年鑒，消費者信心指數(shù)、消費者滿意指數(shù)以及消費者預期指數(shù)的數(shù)據(jù)均來自于中國各月經濟景氣月報，并對消費者信心指數(shù)的數(shù)據(jù)進行了以1990年為基數(shù)的數(shù)據(jù)調整。

3、研究方法

采用協(xié)整方法研究消費者心理因素與消費需求存在的長期穩(wěn)定均衡關系。為了從統(tǒng)計意義上考察所研究變量間的影響關系是單向的還是雙向的，對變量進行格蘭杰因果關系檢驗。若基于協(xié)整檢驗上的消費者心理因素與消費需求之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系，則可以擬合回歸函數(shù)，進而對所擬合的方程進行顯著性檢驗，以驗證理論分析中消費者心理對消費需求影響的合理性。而格蘭杰因果關系檢驗則可以進一步確定在滯后期時消費者心理因素指數(shù)與消費支出之間的因果關系，這樣的驗證將更富有實際意義［3］［4］［5］。

(1)單位根檢驗

單位根檢驗指對時間序列數(shù)據(jù)平穩(wěn)性的檢驗。采用ADF(Augment Dickey－Fuller)方法進行檢驗，當給出的ADF 值小于給定顯著性水平下的臨界值時，序列平穩(wěn);當給出的ADF 值大于給定顯著性水平下的臨界值時，序列不平穩(wěn)，需對其進行差分運算并再次檢驗序列的平穩(wěn)性，根據(jù)差分運算來確定序列的單整階數(shù)［3］。

(2)協(xié)整檢驗

選用Engle－Granger 兩步檢驗法［3］。其中EG 檢驗的假設條件確定為:

H0:多元非平穩(wěn)序列之間不存在協(xié)整關系;

H1:多元非平穩(wěn)序列之間存在協(xié)整關系。

由于兩變量間的協(xié)整關系檢驗主要是通過考察回歸殘差的平穩(wěn)性確定，所以上述假設條件等價于:

H0:回歸殘差序列{e}非平穩(wěn);

H1:回歸殘差序列{e}平穩(wěn)。

(3)格蘭杰因果檢驗

對于給定的服從平穩(wěn)隨機過程的時間序列Xt、Yt來說，利用序列Xt、Yt的過去和現(xiàn)在的所有數(shù)據(jù)來預測Yt，若其預測效果好于單獨由Yt過去的數(shù)據(jù)對Yt的預測，即如果Xt是有助于Yt預測精度的改善，則稱存在著從Xt到Yt的因果關系。事實上格蘭杰因果檢驗對于滯后期長度的選擇優(yōu)勢很敏感，不同的滯后期可能會得到完全不同的檢驗結果。因果檢驗時，主要是對以下兩個方程進行回歸:

方程1:Yt=α0+∑αiYt－i+∑βiXt－i;

方程2:Xt=α0+∑αiXt－i+∑βiYt－i;

零假設為H0:β1=β2=β3=……βn=0。首先對方程1 估計值的顯著性進行檢驗，若拒絕零假設，則能得出X 是引起Y 變動的格蘭杰原因的結論，同理可以檢驗Y 是否為引起X 變動的格蘭杰原因［3］。

二、實證研究結果

1、單位根檢驗

對樣本數(shù)據(jù)及其差分項進行單位根檢驗，結果如表1 所示。

表1 ADF 單位根檢驗結果匯總表

由表1 可以看出，我國居民人均消費性支出(Y)、消費者信心指數(shù)(H0)、消費者滿意指數(shù)(H1)、消費者預期指數(shù)(H2)的ADF 值均大于5%的臨界值，都是不平穩(wěn)序列，經過一階差分后檢驗可以看到，以上序列在5%的顯著性水平下為一階單整序列，則它們之間可能存在著協(xié)整關系。

2、協(xié)整關系分析

(1)協(xié)整檢驗結果

上述單位根檢驗結果表明序列都是一階單整的，因此可以進一步進行協(xié)整檢驗。對消費性支出與消費者信心指數(shù)、消費者滿意度指數(shù)、消費者預期指數(shù)三個變量分別進行協(xié)整檢驗以驗證它們之間的均衡關系，選用Engle－Granger兩步檢驗法，結果如表2 所示。

表2 序列與的協(xié)整關系檢驗表

由表2 可以看出，在5%置信水平下殘差項e 的ADF 值為－3.041023，小于臨界值－3.020686，表明殘差項為平穩(wěn)的時間序列。這表明H0與Y 之間存在協(xié)整關系，即消費者信心指數(shù)與消費性支出之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關系。

表3 序列H1 與Y 的協(xié)整關系檢驗表

由表3 可以看出，H1與Y 之間存在協(xié)整關系，即消費者滿意指數(shù)與消費性支出之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關系。

表4 序列H2 與Y 的協(xié)整關系檢驗表

由表4 可以看出，H2與Y 之間存在協(xié)整關系，即消費者預期指數(shù)與消費性支出之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關系。

綜上所述，人均消費性支出與消費者信心指數(shù)、消費者滿意度指數(shù)、消費者預期指數(shù)之間分別存在著長期穩(wěn)定的協(xié)整關系。

接下來以人均消費性支出的客觀影響因素，即可支配性收入作為基準解釋變量，分別建立嵌入消費者信心指數(shù)(H0)、消費者滿意指數(shù)(H1)、消費者預期指數(shù)(H2)的回歸模型，并對各個回歸模型進行檢驗及結果分析。

(2)嵌入消費者信心指數(shù)(H0)的消費函數(shù)分析

由協(xié)整分析建立模型:lnY=β0+β1lnX+β2lnH0

用OLS 進行參數(shù)估計，結果如下:

表5 回歸模型參數(shù)估計表

由表5 得出模型為:

由上式分析結果可以發(fā)現(xiàn)，協(xié)整后的可決系數(shù)為0.999341，模型擬合性非常好，F(xiàn)=15160.16，遠大于F0.05(2，18)=3.55，方程整體顯著，給定顯著性水平α=0.05 時t 的臨界值是2.1009，H0的系數(shù)顯著性不高而且符號與預計的經濟意義相反。雖然擬合方程整體顯著，但顯著性檢驗表明嵌入消費者信心指數(shù)(H0)的消費函數(shù)不符合我國消費現(xiàn)狀。

(3)嵌入消費者滿意指數(shù)(H1)的消費函數(shù)分析

建立模型:lnY=β0+β1lnX+β2lnH1

用OLS 進行參數(shù)估計，結果如表6 所示:

表6 回歸模型參數(shù)估計表

由表6 可得模型為:

修正后的可決系數(shù)為0.999462，模型擬合性非常好，F(xiàn)=18568.47，遠大于F0.05(2，18)=3.55，方程整體顯著，給定顯著性水平α=0.05 時，t 的臨界值是2.1009，所有參數(shù)的系數(shù)均顯著且符號與預計的經濟意義一致，即可以得出擬合方程整體顯著，各個解釋變量系數(shù)的顯著性檢驗全部通過，嵌入消費者滿意指數(shù)(H1)的消費函數(shù)符合我國消費現(xiàn)狀。

(4)嵌入消費者預期指數(shù)(H2)的消費函數(shù)分析

建立模型:lnY=β0+β1lnX+β2lnH2

用OLS 進行參數(shù)估計，結果如表7 所示:

表7 回歸模型參數(shù)估計表

由表7 可得模型為:

修正后的可決系數(shù)為0.999308，模型擬合性非常好，F(xiàn)=14436.44，遠大于F0.05(2，18)=3.55，方程整體顯著，給定顯著性水平α=0.05 時，t 的臨界值是2.1009，H2的系數(shù)顯著性不高而且符號與預計的經濟意義相反，即可以得出雖然擬合方程整體顯著，但在對各個解釋變量系數(shù)的顯著性檢驗中消費者預期指數(shù)不能通過，嵌入消費者信心指數(shù)(H2)的消費函數(shù)不適合我國消費現(xiàn)狀［6］。

綜上所述，通過多元統(tǒng)計分析可以得出嵌入消費者滿意指數(shù)的消費函數(shù)更符合我國的消費現(xiàn)狀。

3、Granger 因果關系分析

表8 消費性支出(Y)與消費者信心指數(shù)(H0)的Granger 因果關系檢驗表

表9 消費性支出(Y)與消費者滿意指數(shù)(H1)的Granger 因果關系檢驗表

滯后期 Y 不是H2 的格蘭杰原因 H2 不是Y 的格蘭杰原因F 值 P 值 檢驗結果 F 值 P 值 檢驗結果1 0.10893 0.74565 接受 0.00343 0.95495 接受2 0.07348 0.92954 接受 2.05690 0.16745 接受3 0.91376 0.46873 接受 2.10885 0.16269 接受4 2.29196 0.15939 接受 0.78833 0.56786 接受5 1.34300 0.39893 接受 0.24839 0.92055 接受6 3.77290 0.37492 接受 0.18327 0.94183 接受

協(xié)整檢驗結果表明消費信心指數(shù)與消費性支出間存在共同的變動趨勢，但并不能說明變量間的因果關系，為了從統(tǒng)計意義上得出消費者信心指數(shù)、消費者滿意指數(shù)、消費者預期指數(shù)與消費性支出之間的因果關系方向，接下來對它們進行格蘭杰因果關系檢驗。由于格蘭杰因果關系檢驗的前提條件之一是所檢驗數(shù)據(jù)必須是平穩(wěn)的，而原序列數(shù)據(jù)是一階單整序列，因此選用一階差分后的平穩(wěn)時間序列數(shù)據(jù)進行檢驗。檢驗結果見表8、表9、表10。

由上述檢驗結果可以看出消費性支出與消費者信心指數(shù)、消費者滿意指數(shù)、消費者預期指數(shù)之間的格蘭杰因果關系都不是很顯著。導致這種結果的原因可能主要有兩個方面:一方面是消費者心理因素相關指數(shù)是十分敏感的經濟景氣指標，而由于國家統(tǒng)計局沒有公布消費性支出與可支配收入的詳細月度或者季度數(shù)據(jù)，因此只能找到消費者心理因素相關指數(shù)的年度數(shù)據(jù)進行分析，事實上格蘭杰因果關系是用來檢驗滯后變量間的關系方向的，而現(xiàn)實生活中由于經濟發(fā)展的復雜性導致年度數(shù)據(jù)受很多因素的影響;另一方面是數(shù)據(jù)樣本量太小，由于消費者心理因素相關指數(shù)在我國研究起步較晚，數(shù)據(jù)累計比較少，所以數(shù)據(jù)的有限性限制了上述統(tǒng)計分析的顯著性，但相信隨著消費者心理因素相關指數(shù)數(shù)據(jù)量的逐年積累，將增強統(tǒng)計檢驗的準確性，以確保更適合經濟發(fā)展的模型的確立［7］。

三、結論及政策建議

1、結論

消費者滿意度指數(shù)與組成消費函數(shù)的消費支出之間存在著長期穩(wěn)定的協(xié)整關系，也就是說消費者滿意度指數(shù)這一影響消費者主觀情緒的指標與消費函數(shù)之間存在著長期穩(wěn)定的協(xié)整關系［8］。嵌入消費者滿意指數(shù)的消費函數(shù)模型擬合程度很好，各個參數(shù)都很顯著，即在建立消費函數(shù)模型時加入消費者滿意度指數(shù)這一“主觀變量”的做法是可行的，適合我國目前的國情［9］。在其他變量保持不變的情況下，消費者滿意指數(shù)每增長1 個單位，消費性支出將增加0.223911，這說明消費者滿意指數(shù)對消費性支出有著明顯的正影響。

2、政策建議

消費者心理因素是影響消費需求變化的重要主觀因素。根據(jù)消費者心理因素有關指數(shù)的數(shù)據(jù)可以推測出消費者對未來短期時間內收入、生活質量、宏觀經濟、就業(yè)等方面變化的心理反應情況，因此增強消費者信心、提高消費者滿意度和保持消費者樂觀預期，對于刺激我國居民消費具有十分重要的作用［10］［11］。

(1)國家應提出增強我國消費者信心以及滿意度的宏觀經濟政策

目前由于受到消費觀念、國家政策和產業(yè)結構等方面的制約，我國居民的健康消費結構還沒有完全形成，因此政府在城鎮(zhèn)住、行的消費方面要打破供給型、集團型和福利型的消費方式，改革我國現(xiàn)行的消費體制，推行鼓勵消費的政策:一是增強普通消費者信心，還利于民，創(chuàng)造更多提高中下層人民財富的機會，使其有機會、有欲望消費;二是完善稅收制度，加快稅費改革步伐，調節(jié)過高收入，縮小貧富差距，建立規(guī)范、透明的管理體制，增強消費者信心［12］;三是提高最低工資標準，著重提高農村居民和城鄉(xiāng)低收入群體的最低收入，調整收入分配關系，保障居民收入在國民收入中的合理比重、勞動報酬在初次分配中的合理比重;四是不斷完善社會保障體系，只有向居民提供完善的社會保障制度，不斷提升人們對社會的信心以及滿意度，使人們對消費有一個積極的預期，消費欲望才會得到增強，才敢于消費。

(2)增加對消費性支出貢獻率的重視

我國的消費總量占GDP 的比重大約為40%左右，與美國將近70% 的比重有一定差距。這減弱了消費者心理因素對宏觀經濟變量的影響，從而導致各個經濟部門對消費者心理因素關注度不夠。作為經濟景氣指數(shù)，只有它的影響力足夠大時，才可能真正產生預警作用來影響宏觀經濟的運行。雖然我國媒體都會同期公布消費者心理因素相關指數(shù)值，但我國工業(yè)界、商業(yè)界、消費群體和政府對消費者心理因素的關注程度較低。因此，需要進一步擴大消費者心理因素的影響力和普及的程度，以真正提高它作為經濟景氣指數(shù)的信號引導功能。

(3)企業(yè)應通過誠信經營使消費者積極地消費

在經濟環(huán)境極不穩(wěn)定和消費者信心以及滿意度普遍不足的大背景下，加強企業(yè)誠信經營、提高消費者信心以及滿意度，對促進消費、推動經濟社會平穩(wěn)較快發(fā)展以及國內消費品市場健康發(fā)展具有極為重要的意義。首先，企業(yè)應樹立質量第一、誠信為本的理念，增強法制觀念和社會責任感，強化質量安全責任意識，加強企業(yè)員工全過程的質量管理工作，切實落實企業(yè)的質量安全主體責任，大力倡導誠信經營，大力宣傳優(yōu)質商品、優(yōu)質品牌和優(yōu)質企業(yè)，增強群眾消費信心;其次，企業(yè)要及時向公眾發(fā)布商品安全監(jiān)管信息和消費警示，對查處商品安全重點案件典型案件及時予以曝光;再次，企業(yè)要加強信用制度建設，特別是從法律、法規(guī)方面發(fā)展加快誠信激勵機制和失信懲戒機制。

(4)心理因素等主觀變量作為需求函數(shù)解釋變量不可或缺

通過我國城鎮(zhèn)居民消費支出與消費者心理因素的關系檢驗發(fā)現(xiàn)，消費者滿意度指數(shù)與居民消費之間的相關系數(shù)顯著，將消費者主觀因素拓展到消費函數(shù)中具有一定的理論意義。今后在研究、估計居民消費需求函數(shù)時，不可忽視居民消費者心理因素等主觀因素的影響。特別是在當前擴大內需、擴大居民消費需求的情況下，更不可忽視居民當前的消費心理因素。

【注 釋】

①來自卡特納(Katona)的消費者行為理論。Katona 是行為科學領域研究消費者行為的最早學者，他的消費者行為理論和對消費者的關注至今仍被認為是對經濟心理學和消費心理學的巨大貢獻。

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