消費(fèi)習(xí)慣形成視角下中國(guó)城鄉(xiāng)居民預(yù)防性?xún)?chǔ)蓄行為對(duì)比分析

李江河 ，孔祥利，石珊珊

(1.陜西師范大學(xué) 國(guó)際商學(xué)院， 陜西 西安 710062; 2.西安財(cái)經(jīng)學(xué)院 行知學(xué)院， 陜西 西安 710038)

中國(guó)的儲(chǔ)蓄率始終在高位運(yùn)行并一直持續(xù)攀升，這一現(xiàn)象已成為學(xué)術(shù)界和社會(huì)極度關(guān)注的問(wèn)題之一。高儲(chǔ)蓄率背后是中國(guó)居民邊際消費(fèi)傾向長(zhǎng)期下降，居民消費(fèi)率由1999年的46%下降至2012年的35%，居民消費(fèi)需求的疲軟嚴(yán)重影響了中國(guó)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長(zhǎng)。與此同時(shí)，城鄉(xiāng)居民的消費(fèi)差距日趨擴(kuò)大，城鄉(xiāng)居民的消費(fèi)絕對(duì)數(shù)之比從1999年的2.0上升至2012年的3.6，同時(shí)，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)在居民最終消費(fèi)中的占比從1999年的65.2%提高到2012年的77.3%，而農(nóng)村居民在其中的消費(fèi)占比由1999年的34.8%下降至2012年的22.7%，內(nèi)需不足的形勢(shì)令人擔(dān)憂(yōu)。為什么中國(guó)居民儲(chǔ)蓄率持續(xù)高增長(zhǎng)？為什么城鄉(xiāng)消費(fèi)差距不斷擴(kuò)大？我國(guó)70%的人生活在農(nóng)村，農(nóng)村居民消費(fèi)率的偏低且持續(xù)下降不利于農(nóng)村市場(chǎng)的啟動(dòng)，拉動(dòng)內(nèi)需特別是拉動(dòng)農(nóng)村消費(fèi)需求是亟待解決的問(wèn)題。

一、文獻(xiàn)綜述

生命周期——持久收入假說(shuō)在研究居民消費(fèi)—儲(chǔ)蓄問(wèn)題中居于主導(dǎo)地位，此假說(shuō)從效用最大化原則出發(fā)，認(rèn)為消費(fèi)者將根據(jù)未來(lái)收入和財(cái)產(chǎn)的均值在其生命周期中選擇平滑消費(fèi)，這一在確定條件下得出的確定性均衡理論并不符合中國(guó)現(xiàn)實(shí)，也不能完全解釋中國(guó)居民儲(chǔ)蓄率持續(xù)攀升的現(xiàn)象。居民把收入中更大的比例用于儲(chǔ)蓄主要是為了預(yù)防未來(lái)收入減少的沖擊和意外支出增加，不少人認(rèn)為中國(guó)20世紀(jì)90年代以來(lái)的高儲(chǔ)蓄率和經(jīng)濟(jì)體制改革中產(chǎn)生的不確定性有關(guān)，因此，一些學(xué)者利用預(yù)防性?xún)?chǔ)蓄理論研究中國(guó)居民的儲(chǔ)蓄問(wèn)題。孫鳳以預(yù)防性?xún)?chǔ)蓄理論為基礎(chǔ)研究中國(guó)居民消費(fèi)行為，認(rèn)為由于未來(lái)收支的不確定性會(huì)迫使居民進(jìn)行預(yù)防性?xún)?chǔ)蓄而會(huì)減少當(dāng)前消費(fèi)[1]。龍志和、周浩明利用Dynan構(gòu)建的預(yù)防性?xún)?chǔ)蓄模型。認(rèn)為預(yù)防性?xún)?chǔ)蓄動(dòng)機(jī)在中國(guó)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄中占有突出地位[2]。施建淮、朱海婷研究表明中國(guó)城市居民預(yù)防性?xún)?chǔ)蓄動(dòng)機(jī)并不如人們直覺(jué)所認(rèn)為的那么強(qiáng)烈[3]。易行健、王俊海首次對(duì)我國(guó)農(nóng)村居民的預(yù)防性?xún)?chǔ)蓄動(dòng)機(jī)進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果表明我國(guó)農(nóng)村居民確實(shí)有很強(qiáng)的預(yù)防性?xún)?chǔ)蓄動(dòng)機(jī)且存在顯著的跨區(qū)差異和時(shí)序變化差異[4]。陳沖和尚昀等均發(fā)現(xiàn)中等收入群體預(yù)防性動(dòng)機(jī)最強(qiáng)，高收入最弱，低收入居中[5-6]。許多實(shí)證研究已表明，預(yù)防性?xún)?chǔ)蓄假說(shuō)對(duì)現(xiàn)實(shí)具有強(qiáng)有力的解釋能力，但它并不完善，因?yàn)槠渲泻雎粤恕傲?xí)慣形成”這一對(duì)消費(fèi)行為產(chǎn)生顯著影響的重要因素。習(xí)慣形成之所以對(duì)儲(chǔ)蓄行為的研究重要，是因?yàn)樗鼤?huì)引起預(yù)防性?xún)?chǔ)蓄意外的儲(chǔ)蓄，習(xí)慣形成下的效用函數(shù)是不可分的。因此，將習(xí)慣形成引入中國(guó)居民消費(fèi)行為研究更符合中國(guó)實(shí)際。龍志和等最早運(yùn)用消費(fèi)習(xí)慣模型來(lái)解釋中國(guó)居民消費(fèi)行為，分析表明中國(guó)城鎮(zhèn)居民食品消費(fèi)習(xí)慣具有顯著周期性[7]。艾春榮、汪偉研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)村居民在非耐用品消費(fèi)上表現(xiàn)出一定的習(xí)慣[8]。杭斌在緩沖儲(chǔ)備理論模型中引入消費(fèi)習(xí)慣因素，研究表明消費(fèi)慣性會(huì)降低居民邊際消費(fèi)傾向，也會(huì)減弱不確定性對(duì)消費(fèi)的負(fù)面影響，習(xí)慣形成與收入不確定性是導(dǎo)致中國(guó)高儲(chǔ)蓄現(xiàn)象的重要原因[9]。呂朝鳳、黃梅波將居民消費(fèi)習(xí)慣形成引入狀態(tài)空間模型，證明前期消費(fèi)的習(xí)慣形成對(duì)中國(guó)居民的當(dāng)期消費(fèi)產(chǎn)生了顯著的影響[10]。黃婭娜、宗慶慶認(rèn)為消費(fèi)決策受習(xí)慣存量影響，在社會(huì)轉(zhuǎn)型期習(xí)慣形成效應(yīng)逐步增強(qiáng)，導(dǎo)致消費(fèi)行為更為謹(jǐn)慎[11]。

縱觀(guān)相關(guān)文獻(xiàn)，本文擬把預(yù)防性?xún)?chǔ)蓄和習(xí)慣形成結(jié)合起來(lái)，定量分析中國(guó)城鄉(xiāng)居民預(yù)防性?xún)?chǔ)蓄動(dòng)機(jī)強(qiáng)度，在此基礎(chǔ)上分析“習(xí)慣形成”這一因素對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)行為的影響。在考察我國(guó)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)下城鄉(xiāng)居民消費(fèi)儲(chǔ)蓄行為差異的基礎(chǔ)上，對(duì)中國(guó)目前超常增長(zhǎng)的高儲(chǔ)蓄率和不斷擴(kuò)大的城鄉(xiāng)消費(fèi)差距做出合理的解釋。

二、預(yù)防性?xún)?chǔ)蓄的模型與估計(jì)

(一)衡量預(yù)防性?xún)?chǔ)蓄動(dòng)機(jī)強(qiáng)度的模型

“預(yù)防性?xún)?chǔ)蓄”是消費(fèi)者為了防止未來(lái)收入和支出的不確定性對(duì)消費(fèi)帶來(lái)的沖擊(即消費(fèi)水平的下降)而進(jìn)行的額外儲(chǔ)蓄，也稱(chēng)預(yù)防性?xún)?chǔ)蓄動(dòng)機(jī)為“謹(jǐn)慎”，預(yù)防性?xún)?chǔ)蓄理論所要求的充分條件是效用函數(shù)的三階導(dǎo)數(shù)大于零。本文參照龍志和周浩民、施建淮和朱海婷采用Dynan構(gòu)建的預(yù)防性?xún)?chǔ)蓄模型，首先提供一種采用面板數(shù)據(jù)測(cè)度預(yù)防性?xún)?chǔ)蓄強(qiáng)度的方法，用公式(1)表示：

(1)

其中，ε=-cit(u″/u′)相對(duì)風(fēng)險(xiǎn)厭惡系數(shù)，度量一個(gè)人的厭惡風(fēng)險(xiǎn)、規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)的傾向；ρ=-cit(u?/u″)為“相對(duì)謹(jǐn)慎系數(shù)”，該系數(shù)理論上為正值，是當(dāng)消費(fèi)者面對(duì)不確定性和風(fēng)險(xiǎn)時(shí)做出反應(yīng)的敏感性，用來(lái)度量預(yù)防性?xún)?chǔ)蓄動(dòng)機(jī)的強(qiáng)弱程度。設(shè)gcit為消費(fèi)者i在t期的消費(fèi)增長(zhǎng)率，avg代表平均值，[avg(gcit)]2為消費(fèi)者i在t期的消費(fèi)增長(zhǎng)率預(yù)期值的平方，用來(lái)測(cè)度風(fēng)險(xiǎn)，合并誤差項(xiàng)得出公式(2)：

(2)

其中，ρ為大于零的正值，意味著如果消費(fèi)者預(yù)期未來(lái)消費(fèi)增長(zhǎng)率的平方(較大的不確定性)提高，那么他對(duì)未來(lái)消費(fèi)支出的預(yù)期增長(zhǎng)率也會(huì)隨之提高，即不確定性與預(yù)防性?xún)?chǔ)蓄之間是正相關(guān)關(guān)系。未來(lái)預(yù)期消費(fèi)支出的增加是當(dāng)期的低消費(fèi)高儲(chǔ)蓄所致，表明當(dāng)期消費(fèi)者在進(jìn)行預(yù)防性?xún)?chǔ)蓄。面對(duì)不確定性，消費(fèi)者的理性選擇是減少消費(fèi)增加儲(chǔ)蓄，相對(duì)謹(jǐn)慎系數(shù)越高，消費(fèi)者當(dāng)期進(jìn)行的預(yù)防性越蓄越多。

(二)計(jì)量檢驗(yàn)

1.數(shù)據(jù)說(shuō)明與估計(jì)方法。 本文選用1999—2012年中國(guó)30個(gè)省份面板數(shù)據(jù)，由于中國(guó)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)行為具有差異性，我們?cè)谑‰H面板數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上進(jìn)一步區(qū)分各省城鎮(zhèn)數(shù)據(jù)和農(nóng)村數(shù)據(jù)，以便對(duì)于城鄉(xiāng)居民的預(yù)防性?xún)?chǔ)蓄動(dòng)機(jī)分別進(jìn)行估計(jì)。所選用的變量為：各地區(qū)城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、農(nóng)村居民人均純收入、城鎮(zhèn)居民人均全年消費(fèi)性支出、農(nóng)村居民家庭人均生活消費(fèi)支出以及城鎮(zhèn)和農(nóng)村的居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)。為了使樣本期間內(nèi)數(shù)據(jù)具有可比性，我們將1999—2012年的各省城鄉(xiāng)名義數(shù)據(jù)通過(guò)定基指數(shù)比消費(fèi)價(jià)格指數(shù)調(diào)整為以1999年為基期的實(shí)際數(shù)據(jù)，其中將各地區(qū)、各時(shí)期相應(yīng)的環(huán)比價(jià)格指數(shù)連乘得出定基的消費(fèi)價(jià)格指數(shù)，然后再計(jì)算出各省城鄉(xiāng)的人均消費(fèi)增長(zhǎng)率、人均收入增長(zhǎng)率和價(jià)格指數(shù)變動(dòng)率。2000年前后正是我國(guó)經(jīng)濟(jì)體制改革的重要階段，伴隨其后的是中國(guó)居民消費(fèi)不振，儲(chǔ)蓄率快速上升，預(yù)防性?xún)?chǔ)蓄動(dòng)機(jī)明顯增強(qiáng)。因此，我們選擇的樣本數(shù)據(jù)始于1999年，以經(jīng)濟(jì)體制改革為起點(diǎn)，覆蓋改革以后的時(shí)間段。2013以后農(nóng)村居民人均收入指標(biāo)由原來(lái)的人均純收入改成人均可支配收入，為了保持?jǐn)?shù)據(jù)的一致性，本文數(shù)據(jù)截止到2012年。由于西藏的有關(guān)數(shù)據(jù)不完整，將其排除在樣本涵蓋范圍之外，數(shù)據(jù)來(lái)源于1999—2013年相關(guān)年份的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《新中國(guó)60年統(tǒng)計(jì)資料匯編》。

根據(jù)Hausman檢驗(yàn)P值判斷，我們選擇采用固定效應(yīng)模型，由于消費(fèi)增長(zhǎng)率這一變量同時(shí)出現(xiàn)在方程兩邊，這可能使方程右邊的誤差項(xiàng)與消費(fèi)增長(zhǎng)率平方這一解釋變量存在相關(guān)性。因此我們采用固定效應(yīng)—工具變量法得到謹(jǐn)慎系數(shù)的一致有效估計(jì)量，并使用消費(fèi)價(jià)格指數(shù)變動(dòng)的平方作為工具變量。

2.估計(jì)結(jié)果及成因分析。本文利用Eviews8.0軟件，對(duì)城鄉(xiāng)居民的預(yù)防性?xún)?chǔ)蓄動(dòng)機(jī)強(qiáng)度估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表1。為了更精確地估計(jì)城鄉(xiāng)居民相對(duì)謹(jǐn)慎系數(shù)，表1分別報(bào)告了控制人均收入增長(zhǎng)率的方程回歸結(jié)果。

表1 1999—2012年中國(guó)城鄉(xiāng)居民預(yù)防性?xún)?chǔ)蓄動(dòng)機(jī)強(qiáng)度估計(jì)

注：(1)括號(hào)中的數(shù)值是t統(tǒng)計(jì)量；(2)***表示在1%水平上顯著。

首先，我國(guó)城鎮(zhèn)居民謹(jǐn)慎系數(shù)為1.98668，顯著為正，存在顯著的預(yù)防性?xún)?chǔ)蓄動(dòng)機(jī)，這一儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)的增強(qiáng)有著深刻的制度原因。20世紀(jì)90年代末期，我國(guó)深化經(jīng)濟(jì)體制改革包括企業(yè)體制、收入分配體制、醫(yī)療體制、就業(yè)體制及社會(huì)保障制度改革，伴隨經(jīng)濟(jì)體制改革這一制度變遷，原有福利制度下由政府承擔(dān)的城鎮(zhèn)居民的長(zhǎng)期消費(fèi)(住房、醫(yī)療、教育、交通)將逐步退出，一系列變革使國(guó)有企業(yè)破產(chǎn)、下崗失業(yè)人數(shù)增加居民面臨預(yù)期收入不確定性盡可能增加儲(chǔ)蓄是一種理性選擇。

其次，我國(guó)農(nóng)村居民謹(jǐn)慎系數(shù)為5.499044，是城鎮(zhèn)居民謹(jǐn)慎系數(shù)的兩倍多，表明農(nóng)村居民相比于城鎮(zhèn)居民有更大的預(yù)防性?xún)?chǔ)蓄動(dòng)機(jī)。究其原因可能在于：其一，我國(guó)城鄉(xiāng)二元體制下的農(nóng)業(yè)與工業(yè)以及服務(wù)業(yè)之間存在較大的生產(chǎn)率差異，并且農(nóng)業(yè)本身面臨更大的自然風(fēng)險(xiǎn)、技術(shù)風(fēng)險(xiǎn)、市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)，目前農(nóng)民收入主要依賴(lài)于家庭經(jīng)營(yíng)收入和工資性收入，正是上述幾個(gè)因素綜合決定了這兩部分的預(yù)期收入增長(zhǎng)呈現(xiàn)出非常大的不確定性；其二，我國(guó)農(nóng)村缺乏有效的社會(huì)保障體系和完善的消費(fèi)信貸市場(chǎng)，農(nóng)村居民除了通常耐用品消費(fèi)支出由自己的收入和儲(chǔ)蓄來(lái)支付，還有農(nóng)業(yè)再生產(chǎn)投入、醫(yī)療、住房、子女教育、養(yǎng)老方面的支出由農(nóng)戶(hù)自己承擔(dān)，因此農(nóng)村居民更強(qiáng)的預(yù)防性?xún)?chǔ)蓄動(dòng)機(jī)是對(duì)于收入約束、融資約束及不確定性的理性反應(yīng)。

綜上所述，中國(guó)城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)決定了我國(guó)城鄉(xiāng)居民的消費(fèi)和儲(chǔ)蓄行為有一定的差異性。日益擴(kuò)大的城鄉(xiāng)收入差距、經(jīng)濟(jì)體制改革過(guò)程中的不確定性，是導(dǎo)致農(nóng)村居民更強(qiáng)的預(yù)防性?xún)?chǔ)蓄動(dòng)機(jī)和更大城鄉(xiāng)消費(fèi)差距的重要原因。

三、消費(fèi)習(xí)慣形成的模型與估計(jì)

(一)理論基礎(chǔ)與模型設(shè)定

最早把習(xí)慣形成引入消費(fèi)函數(shù)的Duesebberry認(rèn)為，消費(fèi)存在“棘輪效應(yīng)”，消費(fèi)習(xí)慣一旦形成是不容易打破的。習(xí)慣形成之所以重要是因?yàn)榱?xí)慣形成下的消費(fèi)行為與謹(jǐn)慎導(dǎo)致的消費(fèi)行為類(lèi)似，會(huì)引起預(yù)防性?xún)?chǔ)蓄以外的更高儲(chǔ)蓄。習(xí)慣形成效用理論的特殊性在于時(shí)間上的可分性，即當(dāng)期消費(fèi)產(chǎn)生的效用不僅依賴(lài)于當(dāng)期支出，而且還受制于滯后支出表示的習(xí)慣存量，習(xí)慣存量越大，當(dāng)期消費(fèi)帶來(lái)的效用越少?？紤]到個(gè)人當(dāng)期消費(fèi)決策受到過(guò)去消費(fèi)習(xí)慣的影響，因此消費(fèi)者的效用水平取決于超過(guò)習(xí)慣消費(fèi)水平所需要的剩余消費(fèi)。隨著經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，我國(guó)人民生活水平不斷提高，居民跨期選擇消費(fèi)的能力增強(qiáng)，中國(guó)城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄的目的不再是平滑各期消費(fèi)，而是保持消費(fèi)持續(xù)平穩(wěn)增長(zhǎng)，習(xí)慣形成下的效用函數(shù)具有如下時(shí)間演化形式如公式(3)所示：

ut=u(c-γht)

(3)

在公式(3)中，ut是t期效用，ct是t期消費(fèi)，ht=(1-θ)ht-1+ct-1是習(xí)慣存量，θ為折舊比率，可見(jiàn)習(xí)慣存量是前期消費(fèi)的加權(quán)平均數(shù)。通常假定θ=1，于是ut=u(ct-γct-1)，現(xiàn)期消費(fèi)產(chǎn)生的效用僅與前一期消費(fèi)有關(guān)，0<γ<1，為習(xí)慣形成參數(shù)，γ越大，當(dāng)前消費(fèi)產(chǎn)生的效用越小。為了便于實(shí)證分析，本文經(jīng)驗(yàn)?zāi)Ｐ徒⒃诤急笤诰彌_儲(chǔ)備行為理論模型中加入消費(fèi)習(xí)慣因素之后，形成的更“一般”的習(xí)慣形成模型的基礎(chǔ)上，如公式(4)所示：

(4)

(二)估計(jì)結(jié)果及成因分析

我們?cè)诠烙?jì)過(guò)程中需要考慮的問(wèn)題決定了計(jì)量分析中使用的方法。首先，我們?cè)谀Ｐ偷脑O(shè)定中加入了消費(fèi)增長(zhǎng)率的滯后一期值表示消費(fèi)習(xí)慣形成，因此公式(4)是一個(gè)動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)；其次，解釋變量中的實(shí)際人均收入增長(zhǎng)率、實(shí)際利率可能與消費(fèi)增長(zhǎng)率有雙向因果關(guān)系；再次，雖然控制變量有負(fù)擔(dān)系數(shù)控制人口結(jié)構(gòu)變化，但仍有觀(guān)測(cè)不到的各省特征包含在誤差項(xiàng)中，這使得解釋變量與誤差項(xiàng)相關(guān)。因此，本文采用差分廣義矩和系統(tǒng)廣義矩估計(jì)的方法處理組內(nèi)由于嚴(yán)重內(nèi)生性問(wèn)題而帶來(lái)的偏差問(wèn)題。差分GMM估計(jì)結(jié)果一般情況下估計(jì)存在下偏的情況，而系統(tǒng)GMM同時(shí)利用差分和水平方程信息，在一定程度上比差分GMM更有效，實(shí)證結(jié)果成因分析中我們用系統(tǒng)GMM的估計(jì)量對(duì)回歸結(jié)果做解釋?zhuān)鳛閰⒄找矊?duì)差分GMM估計(jì)結(jié)果做了報(bào)告。通過(guò)Sargan統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)工具變量的整體有效性，在工具變量的設(shè)置上，我們將負(fù)擔(dān)系數(shù)作為外生變量，其他變量為內(nèi)生變量，并用內(nèi)生變量的一階滯后值作為它們自己的工具變量，利用計(jì)量軟件STATA11.0，檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示：

表2 城鄉(xiāng)居民消費(fèi)習(xí)慣偏好的GMM估計(jì)模型

注：(1)括號(hào)中的數(shù)值是t統(tǒng)計(jì)量；(2)***、**、*表示在1%、5%、10%水平上顯著。

從表2中可以看出兩個(gè)樣本的Sargan檢驗(yàn)值接受新增工具變量有效的原假設(shè)，表明工具整體有效，wald檢驗(yàn)的p值表明模型整體顯著。因此，我們可以利用這一回歸結(jié)果進(jìn)行進(jìn)一步分析。

首先，城鄉(xiāng)居民的習(xí)慣形成參數(shù)γ都顯著為正，說(shuō)明城鄉(xiāng)居民在消費(fèi)行為上都呈現(xiàn)出一定的慣性，居民當(dāng)期消費(fèi)需求在很大程度上取決于上一期消費(fèi)水平，但習(xí)慣形成參數(shù)大小分別為0.0824和0.6839，城鎮(zhèn)居民受上期消費(fèi)影響的程度較低，農(nóng)村居民消費(fèi)慣性較強(qiáng)，這一強(qiáng)度差異背后有著深層次的原因。我國(guó)農(nóng)村居民收入水平較低且增幅緩慢，農(nóng)村居民人均純收入至2012年僅有6977.3元，恩格爾系數(shù)達(dá)40.4%，非耐用消費(fèi)支出在總支出中占比很大，消費(fèi)更多的處于生存性階段，并且農(nóng)村居民面臨相對(duì)固化的消費(fèi)環(huán)境長(zhǎng)期形成的高儲(chǔ)蓄低消費(fèi)的習(xí)慣難以打破。而城鎮(zhèn)居民情況卻大為不同，2010年城鄉(xiāng)收入差距為3.12，恩格爾系數(shù)為36.3%，城鎮(zhèn)居民收入相對(duì)豐裕，有了一定的積蓄，消費(fèi)階段已從溫飽型轉(zhuǎn)為小康型，居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)發(fā)生了極大地變化，城鎮(zhèn)居民更愿意接受新的消費(fèi)方式，受過(guò)去消費(fèi)習(xí)慣的影響較弱。

再次，我們估計(jì)的收入增長(zhǎng)率的方差代表的不確定性系數(shù)都為正，但在城鎮(zhèn)樣本中不顯著，說(shuō)明收入不確定性對(duì)其消費(fèi)變動(dòng)影響較小。而在農(nóng)村樣本中高度顯著，且系數(shù)值明顯高于城鎮(zhèn)樣本，說(shuō)明不確定性對(duì)農(nóng)村居民預(yù)防性?xún)?chǔ)蓄影響更大。

最后，利率對(duì)消費(fèi)變動(dòng)的影響是不確定的，城鎮(zhèn)樣本中顯著為負(fù)，表明利率的替代效應(yīng)占主導(dǎo)地位，降低利率實(shí)際上相當(dāng)于使當(dāng)前消費(fèi)價(jià)格下降，這會(huì)使城鎮(zhèn)居民傾向于增加消費(fèi)減少儲(chǔ)蓄，而在農(nóng)村樣本中利率系數(shù)顯著為正，表現(xiàn)為一定的收入效應(yīng)使消費(fèi)增加，儲(chǔ)蓄下降。負(fù)擔(dān)系數(shù)在城鎮(zhèn)樣本中顯著為負(fù)，表明城鎮(zhèn)居民會(huì)增加當(dāng)期消費(fèi)減少儲(chǔ)蓄，這可能是因?yàn)橹袊?guó)實(shí)施嚴(yán)格的獨(dú)生子女人口政策使城鎮(zhèn)撫養(yǎng)孩子數(shù)減少，從而使家庭負(fù)擔(dān)減輕；而在農(nóng)村目前人口撫養(yǎng)比日益上升的情況下，農(nóng)村樣本負(fù)擔(dān)系數(shù)顯著為正，這歸因于全國(guó)性的高等教育改革使農(nóng)村居民對(duì)子女教育支出的預(yù)期迅猛增加，攢錢(qián)養(yǎng)老、養(yǎng)兒防老的傳統(tǒng)養(yǎng)老方式仍然非常普遍。

四、結(jié)論及政策建議

(一)結(jié) 論

在中國(guó)典型的城鄉(xiāng)二元體制下，城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民的消費(fèi)儲(chǔ)蓄行為具有一定的差異性，本文在此基礎(chǔ)上結(jié)合預(yù)防性?xún)?chǔ)蓄和消費(fèi)習(xí)慣形成，對(duì)中國(guó)居民儲(chǔ)蓄率超常持續(xù)高增長(zhǎng)、城鄉(xiāng)消費(fèi)差距不斷擴(kuò)大的現(xiàn)象做出解釋。本文運(yùn)用1999—2012年省際城鄉(xiāng)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，得出結(jié)論：

1.我國(guó)城鄉(xiāng)居民都存在顯著的預(yù)防性?xún)?chǔ)蓄動(dòng)機(jī)，但農(nóng)村居民的預(yù)防性?xún)?chǔ)蓄動(dòng)機(jī)強(qiáng)于城鎮(zhèn)居民，原因可能是進(jìn)一步拉大的城鄉(xiāng)收入差距和農(nóng)村居民面臨著更大的未來(lái)預(yù)期收支的不確定性。

2.本文從具有消費(fèi)習(xí)慣形成的消費(fèi)函數(shù)出發(fā)，檢驗(yàn)結(jié)果表明無(wú)論是城鎮(zhèn)居民還是農(nóng)村居民在消費(fèi)支出上都表現(xiàn)出一定的慣性，并且農(nóng)村居民受消費(fèi)習(xí)慣的影響更加明顯，使農(nóng)村居民的邊際消費(fèi)傾向低于城鎮(zhèn)居民，農(nóng)村消費(fèi)市場(chǎng)遲遲難以啟動(dòng)。

3.利率政策對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)變動(dòng)和銀行儲(chǔ)蓄作用不明顯，人口結(jié)構(gòu)變化在一定程度上解釋了城鄉(xiāng)居民消費(fèi)儲(chǔ)蓄行為的差異。

(二)政策建議

2012年以來(lái)，中國(guó)經(jīng)濟(jì)進(jìn)入到以增長(zhǎng)中速、結(jié)構(gòu)優(yōu)化、驅(qū)動(dòng)方式轉(zhuǎn)換為特點(diǎn)的新常態(tài)，這種新常態(tài)給中國(guó)帶來(lái)新的發(fā)展機(jī)遇。在此背景下，為了有效提高居民消費(fèi)需求，縮小城鄉(xiāng)消費(fèi)差距，促進(jìn)城鄉(xiāng)一體化發(fā)展，使改革的成果惠及民生，提出如下政策建議：

1.穩(wěn)步提升城鄉(xiāng)居民收入水平，讓人民有更多“獲得感”。增加居民收入根本之策是加大分配制度創(chuàng)新力度，改變勞動(dòng)收入占比與企業(yè)經(jīng)營(yíng)收入、資本性收入的占比的關(guān)系，健全科學(xué)的工資水平?jīng)Q定機(jī)制、增長(zhǎng)機(jī)制、支付保障機(jī)制，完善市場(chǎng)評(píng)價(jià)要素貢獻(xiàn)并按貢獻(xiàn)分配的機(jī)制，保證居民收入增長(zhǎng)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)同步，保證勞動(dòng)報(bào)酬提高和勞動(dòng)生產(chǎn)率提高同步增長(zhǎng)。

2.縮小居民收入差距，讓人民有更多“公平感”。新常態(tài)經(jīng)濟(jì)下充分開(kāi)放市場(chǎng)，釋放實(shí)體經(jīng)濟(jì)活力，放寬行業(yè)準(zhǔn)入門(mén)檻，加強(qiáng)行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)性，縮小行業(yè)收入差距。推進(jìn)農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)?；?zhuān)業(yè)化，提高效率、提升產(chǎn)品附加值，深化農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格形成機(jī)制和提高農(nóng)民收入的機(jī)制改革，縮小城鄉(xiāng)居民收入差距。

3.加快完善居民社會(huì)保障體系，切實(shí)增強(qiáng)老百姓的“安全感”。建立一個(gè)覆蓋農(nóng)村全體居民的、城鄉(xiāng)均等的全方位社會(huì)保障體制，解除教育、醫(yī)療、住房、養(yǎng)老等制約農(nóng)村居民消費(fèi)的“后顧之憂(yōu)”，讓每個(gè)人能感受到學(xué)有所教、病有所醫(yī)、業(yè)有所就、老有所養(yǎng)、住有所居?？傊?，要降低居民對(duì)未來(lái)不確定性預(yù)期，減少預(yù)防性?xún)?chǔ)蓄。

4.培育消費(fèi)理念，創(chuàng)新消費(fèi)模式，改善消費(fèi)環(huán)境。結(jié)合供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，倡導(dǎo)與物質(zhì)文明、精神文明和生態(tài)文明和諧發(fā)展相適應(yīng)的消費(fèi)文化，構(gòu)建“協(xié)調(diào)、綠色、共享”的消費(fèi)理念，改變居民尤其是農(nóng)村居民的消費(fèi)習(xí)慣。充分利用互聯(lián)網(wǎng)+、大數(shù)據(jù)和共享技術(shù)，不斷創(chuàng)新消費(fèi)模式，給消費(fèi)者提供更好的消費(fèi)感受和體驗(yàn)。