不確定性下我國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的習(xí)慣形成特征研究*

臧旭恒，陳 浩

(山東大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，山東 濟(jì)南 250100)

一、引言與文獻(xiàn)綜述

隨著劉易斯拐點(diǎn)的到來、供需矛盾的突出，我國(guó)經(jīng)濟(jì)步入潛在增長(zhǎng)率下降的新常態(tài)，投資遭遇瓶頸，且國(guó)際經(jīng)濟(jì)的疲軟使得我國(guó)出口萎縮，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)亟需動(dòng)能轉(zhuǎn)換。為增強(qiáng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的內(nèi)生動(dòng)力，釋放大國(guó)消費(fèi)尤其是居民消費(fèi)的紅利，發(fā)揮其對(duì)經(jīng)濟(jì)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(guó)居民消費(fèi)的現(xiàn)狀卻不容樂觀，消費(fèi)傾向逐年走低，消費(fèi)行為趨于謹(jǐn)慎(圖1所示)，反而進(jìn)一步加大了供需的矛盾。如何釋放居民的消費(fèi)潛力成為政策界和理論界的關(guān)注焦點(diǎn)。

圖1 近年來我國(guó)城鎮(zhèn)居民平均消費(fèi)傾向[注]注：數(shù)據(jù)根據(jù)《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》計(jì)算所得。

為探究擴(kuò)大我國(guó)居民消費(fèi)的政策措施，國(guó)內(nèi)外學(xué)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(duì)居民消費(fèi)現(xiàn)狀的成因進(jìn)行了多方探討，但居民消費(fèi)為何趨于謹(jǐn)慎，學(xué)界百家爭(zhēng)鳴而莫衷一是，故對(duì)此需更深入的探討。居民行為特征是形成消費(fèi)現(xiàn)狀的行為基礎(chǔ)，對(duì)于準(zhǔn)確地理解居民的消費(fèi)至關(guān)重要(朱信凱和駱晨，2011)[1] 140-153，其中習(xí)慣形成理論因其能更好地?cái)M合居民的消費(fèi)行為而備受關(guān)注[注]本研究所采用的習(xí)慣形成概念是狹義的習(xí)慣形成，即Deaton(1992)所說的內(nèi)部習(xí)慣形成。。

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

習(xí)慣形成理論廣泛運(yùn)用于居民消費(fèi)問題的研究，國(guó)外學(xué)者如RyderandHeal(1973)[2] 1-31、Deaton(1992)[3] 22-36、Carrolletal.( 2000)[4] 341-355、Rozen(2010)[5] 1341-1373等對(duì)其數(shù)量模型、研究范式、影響方式的研究。國(guó)內(nèi)學(xué)者則運(yùn)用習(xí)慣形成理論探討我國(guó)居民消費(fèi)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(yán)成樑和崔小勇(2013)[12] 53-70、翟天昶和胡冰川(2017b)[13] 138-149對(duì)其進(jìn)展做了綜述。其中杭斌(2010)[7] 126-138探討了城鎮(zhèn)居民具有時(shí)變性的消費(fèi)習(xí)慣形成效應(yīng)對(duì)其平均消費(fèi)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(fèi)的習(xí)慣形成效應(yīng)；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(fèi)的習(xí)慣形成效應(yīng)及其時(shí)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(fèi)習(xí)慣形成效應(yīng)的演進(jìn)。以上研究均驗(yàn)證了居民消費(fèi)的習(xí)慣形成效應(yīng)，并基于其類似謹(jǐn)慎消費(fèi)行為的特點(diǎn)判斷其是居民消費(fèi)行為趨于謹(jǐn)慎的原因之一，但是對(duì)于居民消費(fèi)為何存在習(xí)慣形成特征、其為何類似謹(jǐn)慎消費(fèi)行為缺乏嚴(yán)謹(jǐn)?shù)慕忉尅｜S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(fèi)習(xí)慣形成特征的關(guān)系，也并未考慮對(duì)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(xí)慣形成的時(shí)間動(dòng)態(tài)性質(zhì)。因此，居民消費(fèi)的習(xí)慣形成特征尚需進(jìn)一步的探討。

轉(zhuǎn)型時(shí)期，我國(guó)居民消費(fèi)為何具有習(xí)慣形成特征？習(xí)慣形成為何體現(xiàn)居民消費(fèi)行為的謹(jǐn)慎性？為回答以上問題，本文以城鎮(zhèn)居民為研究對(duì)象，從居民面臨的外部環(huán)境特征和內(nèi)在心理特征兩個(gè)維度系統(tǒng)分析了居民消費(fèi)習(xí)慣形成特征的產(chǎn)生機(jī)理，進(jìn)而構(gòu)建居民消費(fèi)函數(shù)，并根據(jù)其時(shí)間動(dòng)態(tài)性質(zhì)，采用1991—2016年多元時(shí)間序列數(shù)據(jù)[注]具有時(shí)間連續(xù)性的微觀數(shù)據(jù)是最佳選擇，但是我國(guó)的微觀數(shù)據(jù)集如CHIPS、CHNS、CHFS、CFPS等或不具有時(shí)間連續(xù)性，或不具有消費(fèi)數(shù)據(jù)，或時(shí)間跨度過短，因此采用宏觀時(shí)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(fèi)決策多以年為單位進(jìn)行，故采用年度時(shí)間序列數(shù)據(jù)。進(jìn)行了ARIMAX實(shí)證檢驗(yàn)。研究發(fā)現(xiàn)多元不確定的增長(zhǎng)經(jīng)濟(jì)環(huán)境和儒家傳統(tǒng)造就并強(qiáng)化了我國(guó)居民消費(fèi)顯著的習(xí)慣形成特征，其類似一種謹(jǐn)慎的消費(fèi)行為，不確定性引致的預(yù)防性動(dòng)機(jī)將增強(qiáng)其強(qiáng)度，其又會(huì)降低不確定性的影響。轉(zhuǎn)型時(shí)期高速增長(zhǎng)的經(jīng)濟(jì)和多元存在的不確定性導(dǎo)致城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的習(xí)慣形成特征格外明顯，消費(fèi)行為日益謹(jǐn)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(gè)維度分析居民消費(fèi)習(xí)慣形成特征的產(chǎn)生機(jī)理；第三部分，拓展LC-PIH模型構(gòu)建具有習(xí)慣形成特征的消費(fèi)函數(shù)；第四部分，采用城鎮(zhèn)多元時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行ARIMAX實(shí)證檢驗(yàn)；第五部分，得出結(jié)論和政策建議。

二、轉(zhuǎn)型時(shí)期城鎮(zhèn)居民消費(fèi)行為特征分析

外部消費(fèi)環(huán)境特征影響著居民的內(nèi)在心理特征，進(jìn)而決定其消費(fèi)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(guó)轉(zhuǎn)型時(shí)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(gè)維度分析居民消費(fèi)習(xí)慣形成特征的產(chǎn)生機(jī)理。

(一)外部環(huán)境特征分析

轉(zhuǎn)型時(shí)期我國(guó)城鎮(zhèn)面臨的消費(fèi)環(huán)境集中體現(xiàn)在特殊的經(jīng)濟(jì)和制度環(huán)境。經(jīng)濟(jì)環(huán)境的主要特點(diǎn)體現(xiàn)在經(jīng)濟(jì)的高速增長(zhǎng)和發(fā)展方式的轉(zhuǎn)型，制度環(huán)境的主要特點(diǎn)體現(xiàn)在制度建設(shè)具有試錯(cuò)性質(zhì)的“馬爾科夫性”(王曦和陸榮，2011)[16]415-434。

經(jīng)濟(jì)的高速增長(zhǎng)使居民收入穩(wěn)步提高，其經(jīng)歷并習(xí)慣于生活水平的逐年改善。發(fā)展方式的轉(zhuǎn)型、制度建設(shè)的探索則導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)因素處于快速變化的不穩(wěn)定狀態(tài)，市場(chǎng)的不完善較為明顯，進(jìn)而造成了居民面臨多種不確定性：信息的滯后、知識(shí)的匱乏使得居民有限理性，難以準(zhǔn)確預(yù)期；金融市場(chǎng)的不完善使得居民受到外生流動(dòng)性約束(萬廣華等，2001)[17] 35-44；收入分配制度的不合理導(dǎo)致收入差距明顯；教育、醫(yī)療、養(yǎng)老等社會(huì)保障制度的不健全一方面導(dǎo)致支出預(yù)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(rèn)為，結(jié)合我國(guó)居民消費(fèi)現(xiàn)實(shí)和相關(guān)學(xué)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(yù)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(huì)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(jìng)爭(zhēng)愈加激烈，都會(huì)加大居民對(duì)不確定性的預(yù)期，如楊汝岱和陳斌開(2014)、Du and Wei(2013)等的研究。因此，轉(zhuǎn)型時(shí)期城鎮(zhèn)居民面臨的外部消費(fèi)環(huán)境可總結(jié)為“多元不確定的增長(zhǎng)經(jīng)濟(jì)環(huán)境”。

(二)內(nèi)在心理特征分析

面對(duì)多元不確定的增長(zhǎng)環(huán)境，以儒家為主體的文化傳統(tǒng)塑造了我國(guó)居民的消費(fèi)心理特征。總結(jié)而言，儒家所倡導(dǎo)的“未雨綢繆”“禁奢崇儉”“科層等級(jí)”“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(yuǎn)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(xué)而》)、“吾日三省吾身”《論語·學(xué)而》等集中體現(xiàn)了儒家文化對(duì)居民消費(fèi)行為的影響，分別形成了“未雨綢繆”“禁奢崇儉”“科層等級(jí)”“代際扶持”“三思而后行”等文化傳統(tǒng)。。“未雨綢繆”內(nèi)含的防范意識(shí)導(dǎo)致居民厭惡風(fēng)險(xiǎn)；“禁奢崇儉”內(nèi)含的崇尚節(jié)儉引導(dǎo)居民偏好儲(chǔ)蓄，形成內(nèi)生流動(dòng)性約束(杭斌和修磊，2016)[20] 73-79；“科層等級(jí)”內(nèi)含的尊卑有序促使居民追求經(jīng)濟(jì)地位，相互攀比；“代際扶持”內(nèi)含的利己動(dòng)機(jī)促使居民養(yǎng)老扶幼。風(fēng)險(xiǎn)厭惡、偏好儲(chǔ)蓄、尋求地位以及養(yǎng)老扶幼等共同體現(xiàn)了我國(guó)居民的消費(fèi)心理特征。居民的風(fēng)險(xiǎn)厭惡傾向會(huì)因以上心理特征而強(qiáng)化。

此外，改革開放之前物質(zhì)匱乏的生活經(jīng)歷使當(dāng)今社會(huì)的消費(fèi)主體對(duì)不確定性深惡痛絕，其風(fēng)險(xiǎn)厭惡傾向和代際扶持的動(dòng)機(jī)“非理性”強(qiáng)化[注]45～60歲的人群構(gòu)成我國(guó)社會(huì)的消費(fèi)和儲(chǔ)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(shí)期正處于三年自然災(zāi)害和物質(zhì)匱乏的年代(金燁等，2012)。(程令國(guó)和張燁，2011)[21] 119-132。故居民在心理上會(huì)有較強(qiáng)的預(yù)防性動(dòng)機(jī)，促使其做出消費(fèi)決策時(shí)“三思而后行”。

(三)居民消費(fèi)行為特征

綜上所述，轉(zhuǎn)型時(shí)期我國(guó)城鎮(zhèn)居民面臨多元不確定的增長(zhǎng)經(jīng)濟(jì)環(huán)境，習(xí)慣于生活水平的逐年提升，但同時(shí)也面臨多種不確定性。面對(duì)不確定性的影響，風(fēng)險(xiǎn)厭惡等心理特征會(huì)導(dǎo)致居民具有較強(qiáng)的預(yù)防性動(dòng)機(jī)。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(fèi)決策時(shí)將“三思而后行”，即總結(jié)過去、規(guī)劃未來，故居民消費(fèi)的效用除受到當(dāng)期消費(fèi)數(shù)量的影響，還將受過去消費(fèi)量的影響，消費(fèi)效用具有跨期相關(guān)性，居民消費(fèi)行為將呈現(xiàn)習(xí)慣形成特征。

基于以上分析，我國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)函數(shù)可以設(shè)定為：

Ct=f(Ht,Yt,X1t,X2t,…，Xnt,εt)

其中，Ct表示當(dāng)期消費(fèi)水平，Ht表示消費(fèi)習(xí)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(yù)期偏差、代際扶持因素等因素，εt則表示其他不可觀測(cè)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(fèi)問題的核心理論，但居民完全理性、效用時(shí)間可分等假設(shè)并不符合經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實(shí)。故從兩個(gè)方向?qū)ζ溥M(jìn)行改進(jìn)：借鑒Angeletosetal.(2001)[22] 47-68的研究，引入雙曲線貼現(xiàn)模型拓展時(shí)間偏好因子，改變LC-PIH模型關(guān)于時(shí)間偏好因子為常數(shù)的假設(shè)，體現(xiàn)居民的有限理性；借鑒Carrolletal.(2000)[4] 341-355的研究，引入習(xí)慣形成模型建立居民消費(fèi)效用的時(shí)間相關(guān)性，改變LC-PIH模型關(guān)于居民消費(fèi)效用僅取決于當(dāng)期消費(fèi)的原假設(shè)，體現(xiàn)居民消費(fèi)行為的習(xí)慣形成特征。

其消費(fèi)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(fèi)水平、收入水平和期初資產(chǎn)；Ht代表消費(fèi)習(xí)慣性存量；rt代表實(shí)際利率；Et為期望算子，表示居民根據(jù)t期的信息對(duì)未來的預(yù)期。

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

(4)

即居民消費(fèi)效用最大化的條件是各時(shí)期凈消費(fèi)的預(yù)期邊際效用的貼現(xiàn)值均與當(dāng)期凈消費(fèi)的邊際效用相等。但未來時(shí)期被賦予了相對(duì)更大的權(quán)重，反映出有限理性放大了居民的風(fēng)險(xiǎn)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(duì)未來的預(yù)期。因各外部因素也是居民進(jìn)行預(yù)期的主要依據(jù)，故對(duì)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(shí)間偏好因子的時(shí)間不一致性引致的短期低、長(zhǎng)期高的貼現(xiàn)率結(jié)構(gòu)放大了外部因素等對(duì)居民消費(fèi)水平的影響，這與黃婭娜和宗慶慶(2014)[10] 17-28的觀點(diǎn)一致。

四、實(shí)證檢驗(yàn)

本節(jié)將依據(jù)消費(fèi)函數(shù)(6)和采用的數(shù)據(jù)類型設(shè)定結(jié)構(gòu)計(jì)量方程，實(shí)證檢驗(yàn)轉(zhuǎn)型時(shí)期我國(guó)居民消費(fèi)的習(xí)慣形成特征，并分析不確定性下居民消費(fèi)習(xí)慣形成強(qiáng)度及其變化。

(一)數(shù)據(jù)說明、變量選取與模型設(shè)定

1.數(shù)據(jù)說明

本節(jié)采用城鎮(zhèn)多元時(shí)間序列數(shù)據(jù)，時(shí)間范圍為1991—2016年[注]我國(guó)城鎮(zhèn)居民面臨的經(jīng)濟(jì)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(lán)皮書——中國(guó)改革開放30年(1978—2008)》，社會(huì)科學(xué)文獻(xiàn)出版社，2008年)，且運(yùn)用鄒檢驗(yàn)、匡特似然比(QLR)檢驗(yàn)的結(jié)果顯示我國(guó)居民消費(fèi)函數(shù)在1991年發(fā)生結(jié)構(gòu)突變，故選擇1991—2016年。檢驗(yàn)結(jié)果顯示該段時(shí)期不存在時(shí)間結(jié)構(gòu)變動(dòng)。。所有原始數(shù)據(jù)均來自歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和WIND數(shù)據(jù)庫(kù)。數(shù)據(jù)主要包括居民消費(fèi)水平、可支配收入、社會(huì)平均消費(fèi)水平、基尼系數(shù)、社會(huì)信貸規(guī)模、勞動(dòng)者報(bào)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(jì)學(xué)數(shù)據(jù)。以上含有價(jià)格因素的數(shù)據(jù)均以1990年消費(fèi)價(jià)格指數(shù)為基期進(jìn)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(duì)上述部分變量做了對(duì)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(fèi)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(shí)際消費(fèi)水平CONt作為代理變量。

(2)關(guān)鍵解釋變量

根據(jù)對(duì)我國(guó)居民消費(fèi)環(huán)境的分析，影響居民消費(fèi)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(dòng)機(jī)、收入差距水平、支出預(yù)期偏差、代際扶持動(dòng)機(jī)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(jì)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(jì)系統(tǒng)中尚有如市場(chǎng)化進(jìn)程、發(fā)展戰(zhàn)略等宏觀經(jīng)濟(jì)因素和居民性別、學(xué)歷等微觀人口特征同時(shí)影響居民消費(fèi)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(jì)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(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

地位尋求動(dòng)機(jī)，借鑒杭斌和閆新華(2013)[9] 1191-1208的做法，利用社會(huì)平均消費(fèi)水平加以表示，為控制可能的共線性，利用滯后兩期的社會(huì)平均消費(fèi)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(zhǎng)率的平方VISt作為替代變量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

代際扶持動(dòng)機(jī)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(dòng)年齡人口比重作為代理變量。為檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性，以非經(jīng)濟(jì)活動(dòng)人口和經(jīng)濟(jì)活動(dòng)人口的比值定義人口負(fù)擔(dān)比DREt作為替代變量進(jìn)行檢驗(yàn)。

(3)控制變量

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

各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，該段時(shí)期城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)水平提高了約6.3倍，收入水平提高了約7.3倍，消費(fèi)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(yán)重，同時(shí)調(diào)整離差率的極差達(dá)到約18，居民的支出預(yù)期偏差較為顯著。

3.模型設(shè)定

本文采用多元時(shí)間序列數(shù)據(jù)，目的為探究居民的消費(fèi)行為特征，故需驗(yàn)證居民消費(fèi)水平與各解釋變量的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，因此采用含有外生變量的自回歸移動(dòng)平均協(xié)整計(jì)量模型ARIMAX(p,d,q)[注]時(shí)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(jì)變量之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，ECM模型研究的是經(jīng)濟(jì)變量之間的短期波動(dòng)關(guān)系，VAR模型研究的則是多個(gè)時(shí)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(duì)ARMA模型的拓展。，設(shè)定結(jié)構(gòu)計(jì)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(fèi)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(fèi)水平的其他因素；εt為不可觀測(cè)的隨機(jī)擾動(dòng)因素。

(二)研究設(shè)計(jì)

本節(jié)的分析遵循以下步驟。首先，通過Ljung-Box Q檢驗(yàn)驗(yàn)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(yàn)驗(yàn)證了解釋變量之間不存在嚴(yán)重多重共線性。其次，通過ADF值檢驗(yàn)變量的平穩(wěn)性，并用PP檢驗(yàn)、DF-GLS檢驗(yàn)、KPSS檢驗(yàn)等判斷ADF結(jié)果的穩(wěn)健性，檢驗(yàn)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(yàn)的結(jié)果。；其次，采用多變量Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，跡檢驗(yàn)和最大特征值檢驗(yàn)兩種檢驗(yàn)結(jié)果均表明該長(zhǎng)期均衡關(guān)系的存在；再次，通過AIC和BIC信息準(zhǔn)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(xiàng)目示范區(qū)產(chǎn)權(quán)的劃分和石首市項(xiàng)目區(qū)實(shí)際情況，從水庫(kù)取水，灌溉方式為自流灌溉的末級(jí)渠系供水費(fèi)用由管理費(fèi)用、配水人員勞務(wù)費(fèi)用和運(yùn)行維護(hù)費(fèi)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(huì)所有，農(nóng)民用水者協(xié)會(huì)負(fù)責(zé)運(yùn)行成本和維修，因此，提水灌溉區(qū)域末級(jí)渠系供水費(fèi)用由管理費(fèi)用、配水人員勞務(wù)費(fèi)用、運(yùn)行維護(hù)費(fèi)用及水泵運(yùn)行成本四部分構(gòu)成。

接下來進(jìn)行回歸分析。最后對(duì)模型進(jìn)行檢驗(yàn)：為驗(yàn)證MLE估計(jì)的有效性，通過JB檢驗(yàn)等檢驗(yàn)擾動(dòng)項(xiàng)的正態(tài)分布性；為檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蛿M合的優(yōu)度，通過Ljung-Box Q檢驗(yàn)等驗(yàn)證了殘差的序列相關(guān)性和方差齊性；為驗(yàn)證模型不存在遺漏變量和內(nèi)生性，通過Wald檢驗(yàn)驗(yàn)證變量的聯(lián)合顯著性。結(jié)果均表明本文的模型設(shè)定是合理的。

(三)實(shí)證結(jié)果分析

實(shí)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(shí)間虛擬變量。下面將從習(xí)慣形成參數(shù)和各變量系數(shù)的統(tǒng)計(jì)和經(jīng)濟(jì)顯著性角度分析不確定性下城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的習(xí)慣形成特征。

表1 ARIMAX檢驗(yàn)結(jié)果

注：上標(biāo)***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平下顯著；各變量的括號(hào)中報(bào)告的是z統(tǒng)計(jì)量，所有方程形式均為ARIMAX(1,1,0)。為控制篇幅，常數(shù)項(xiàng)、殘差正態(tài)分布檢驗(yàn)、白噪聲檢驗(yàn)、方差齊性檢驗(yàn)和Wald檢驗(yàn)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(xí)慣性存量的系數(shù)均在1%水平下顯著，反映出居民消費(fèi)行為呈現(xiàn)顯著的習(xí)慣形成特征，期待生活水平逐年提升的愿望和對(duì)未來生活水平下降的擔(dān)憂均比較強(qiáng)烈。方程1結(jié)果顯示，如不考慮外部因素，習(xí)慣形成參數(shù)約為0.43，該結(jié)果與杭斌等的估計(jì)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(fèi)將不再表現(xiàn)出習(xí)慣形成特征，因該段時(shí)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(dòng)機(jī)、收入差距水平、支出預(yù)期偏差、代際扶持動(dòng)機(jī)等不確定性因素的影響，居民的消費(fèi)行為均表現(xiàn)出更加強(qiáng)烈的習(xí)慣形成特征，尤其是在考慮支出預(yù)期偏差時(shí)其參數(shù)的增大尤為明顯，故習(xí)慣形成特征與不確定性的影響正相關(guān)，而且考慮習(xí)慣形成特征后，各不確定性因素對(duì)居民消費(fèi)的影響或者不顯著或者數(shù)值很小，故前者又會(huì)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(xí)慣形成參數(shù)將增大至0.81，說明不確定性下居民消費(fèi)行為具有更強(qiáng)的習(xí)慣形成特征，其強(qiáng)度隨不確定性的增強(qiáng)而增大，類似謹(jǐn)慎的消費(fèi)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(jī)并未對(duì)我國(guó)居民消費(fèi)產(chǎn)生影響。

居民消費(fèi)之所以呈現(xiàn)這樣的行為特征，與我國(guó)改革開放發(fā)展歷程是密切相關(guān)的。自1992年以來，我國(guó)開始建立社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)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(chǎng)化改革，居民前期享有的“從搖籃到墳?zāi)埂钡母＠贫劝l(fā)生了根本性變化，支出預(yù)期的偏差以及財(cái)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(fèi)決策時(shí)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(fèi)習(xí)慣的過程，其擔(dān)憂未來生活水平下降的預(yù)防性動(dòng)機(jī)愈加強(qiáng)烈。因此，該段時(shí)期居民消費(fèi)的習(xí)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(fèi)，故努力提高居民的收入水平應(yīng)是擴(kuò)大居民消費(fèi)的主要選擇之一。其次，地位尋求動(dòng)機(jī)在1%水平上負(fù)向影響居民消費(fèi)，故城鎮(zhèn)居民通過地位性消費(fèi)彰顯社會(huì)地位的動(dòng)機(jī)比較弱，這與金燁等(2012)[34]887-912的結(jié)論是一致的，如何促進(jìn)居民地位性消費(fèi)成為一個(gè)重要政策方向。再次，支出預(yù)期偏差的影響雖然統(tǒng)計(jì)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(xí)慣形成特征會(huì)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(fù)向影響居民消費(fèi)，說明居民為提高子女的婚姻競(jìng)爭(zhēng)力會(huì)減少消費(fèi)積累財(cái)富，與DuandWei(2013)[32] 275-289的觀點(diǎn)一致，這與我國(guó)日益失衡的性別比例相關(guān)；勞動(dòng)收入份額在5%水平上正向影響居民消費(fèi)，但其數(shù)值較小，努力增加勞動(dòng)者收入在國(guó)民收入分配中的所得亦應(yīng)成為擴(kuò)大居民消費(fèi)的政策方向之一。

綜上所述，城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)行為呈現(xiàn)習(xí)慣形成特征，居民具有比較強(qiáng)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(yù)防性動(dòng)機(jī)將增強(qiáng)習(xí)慣形成的強(qiáng)度，習(xí)慣形成特征又會(huì)降低不確定性的影響。1992年社會(huì)主義市場(chǎng)化經(jīng)濟(jì)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(fèi)行為的習(xí)慣形成特征格外明顯。

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本節(jié)通過尋找關(guān)鍵解釋變量的替代變量對(duì)上述結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，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(zhǎng)率的平方VISt替代收入差距水平GIt，方程3用居民消費(fèi)支出增長(zhǎng)率的平方VCSt替代消費(fèi)支出的調(diào)整利差率ADRt，方程4用非經(jīng)濟(jì)活動(dòng)與經(jīng)濟(jì)活動(dòng)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(shí)替代原解釋變量分別檢驗(yàn)ARIMAX回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。可以看到，上文得出的結(jié)論基本不變，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)行為存在顯著的習(xí)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(jìn)居民消費(fèi)，地位尋求動(dòng)機(jī)、人口性別比均顯著抑制居民消費(fèi)，證實(shí)了結(jié)論的穩(wěn)健性。

表2 ARIMAX穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

注：上標(biāo)***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平下顯著；各變量的括號(hào)中報(bào)告的是z統(tǒng)計(jì)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(yàn)、白噪聲檢驗(yàn)、方差齊性檢驗(yàn)和Wald檢驗(yàn)結(jié)果沒有列式。

五、結(jié)論與政策建議

作為拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)鍵引擎，我國(guó)居民消費(fèi)的現(xiàn)狀與時(shí)代的要求嚴(yán)重不符，如何擴(kuò)大居民消費(fèi)成為多方關(guān)注的重點(diǎn)。習(xí)慣形成是居民消費(fèi)行為的固有特征之一，對(duì)于引導(dǎo)釋放居民消費(fèi)潛力至關(guān)重要，為此本文以我國(guó)城鎮(zhèn)居民為研究對(duì)象，從外部環(huán)境特征和內(nèi)在心理特征兩個(gè)維度系統(tǒng)總結(jié)了居民消費(fèi)習(xí)慣形成特征的產(chǎn)生機(jī)理，以此構(gòu)建了居民消費(fèi)函數(shù)，并采用1991—2016年城鎮(zhèn)多元時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行了ARIMAX實(shí)證檢驗(yàn)，實(shí)證結(jié)果對(duì)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(zhǎng)經(jīng)濟(jì)環(huán)境和儒家文化傳統(tǒng)造就并強(qiáng)化了我國(guó)居民消費(fèi)的習(xí)慣形成特征；(2)居民消費(fèi)的習(xí)慣形成特征類似于一種謹(jǐn)慎的消費(fèi)行為，多元不確定性引致的預(yù)防性動(dòng)機(jī)將增強(qiáng)習(xí)慣形成的強(qiáng)度，其又會(huì)降低不確定性的影響；(3)1992年社會(huì)主義市場(chǎng)化經(jīng)濟(jì)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(fèi)行為的習(xí)慣形成特征格外明顯，消費(fèi)行為愈加謹(jǐn)慎。

因此，為釋放我國(guó)居民消費(fèi)潛力，緩解多元不確定性是關(guān)鍵所在，應(yīng)從以下方面推進(jìn)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(kuò)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(yù)期水平；完善金融供給，通過普惠金融等制度安排緩解流動(dòng)性約束；健全社會(huì)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(fèi)的積極作用，努力保持經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展，千方百計(jì)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。