居民消費制約原因研究

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我國不斷深化經濟體制改革，而社會保障制度建設的落后增加了居民收入和支出的不確定性，導致居民預防性儲蓄動機加強，消費減少。韓冰、臧旭恒（2006）運用消費計量模型得出城鎮居民消費與社會保障支出呈正相關，二者的相關系數為0.171125。張繼海（2006）研究得出，隨著城鎮社會保障水平的增加，城鎮居民的消費支出也隨之增加，即居民人均消費增加與養老金財富增加相對應。王智慧（2002）也認為我國就業、退休、醫療、住房、教育等制度的變遷，增加了居民生活中的不確定性，而我國社會保障制度的不健全造成消費預期支出上升，使居民不敢即期消費。袁志剛、宋錚(1999)認為在計劃經濟體制向市場經濟體制轉軌中，城鎮居民的平均消費傾向出現較大幅度的下降。1997年比1987年下降7個百分點，為0.807。(2)居民收入差距擴大的原因。收入差距的擴大，限制了廣大低收入者的消費需求。李軍（2003）認為改革開放后收入分配差距不斷擴大，使得中低收入者的支付能力受到限制，他們的消費需求增長緩慢，從而造成中國居民的消費需求不足。陳斌開(2012)認為收入差距越大，居民消費需求越低，城鄉收入差距擴大導致居民消費率在2000—2008年間下降了3.42%，可以解釋這一期間30.8%的居民消費率下降。中國傳統思想的原因。中國的傳統文化與西方不同，導致了我國居民節儉并喜歡儲蓄，消費傾向較低。Wei和Zhang(2009)從人口統計學方面對中國居民消費率下降提出了一種新穎的理論。他們認為，因為中國的傳統思想與計劃生育，導致新生兒中男孩比重越來越高，使得家庭為提高男孩在將來婚姻市場上的競爭力而進行更多儲蓄，更少消費。但是，這種機制可能更適用于農村地區，對城鎮居民消費的影響有限。

其他方面的原因。方福前（2009）運用面板數據對我國城鄉居民消費需求進行計量分析，得出1995—2005年以來我國居民消費函數比較穩定；醫療、教育和住房體制改革對城鄉居民消費的影響不同；并運用資金流量表（實物交易）進一步得出在國民收入分配中，政府所占份額越來越大，而居民所占份額越來越小是我國居民消費需求持續低迷的原因之一。李文溥、龔敏（2011）認為CPI的上漲對城鄉及不同收入群體的沖擊不同，對農村居民與低收入群體影響更大。通脹差異會擴大城鄉及不同收入群體的實際收入，并抑制居民的消費需求，使最終消費對經濟增長的貢獻率持續下滑。路易斯（LouisKuijis）運用世界銀行數據庫對中國的私人儲蓄進行了經驗研究，得出中國的高儲蓄主要是企業的高儲蓄，再次是政府的高儲蓄，中國居民的儲蓄水平雖然高于大多數西方國家，但低于像印度等國家。因此，他認為企業儲蓄過多是中國的消費需求不足主要原因。路易斯進一步指出，中國居民高儲蓄水平的原因部分是要支付譬如醫療和教育支出，而這些在國外多數是由政府或者保險公司支付的。此外，中國居民還要在住房投資上花費將近一半的儲蓄。上述觀點各從一個方面反映了居民消費不足的問題，在前人研究基礎上，本文綜合影響城鄉居民消費的因素，運用面板數據來比較分析它們對城鄉居民消費的不同影響，以及各自的影響方向與強度，探明抑制我國居民消費的真實原因，進一步提出擴大內需的政策建議。

一、數據的選擇與處理

本文選取1997年至2010年的30個省分城鄉年度面板數據（paneldata），由于西藏數據不全所以不予包括。出現在本文中的變量有：人均消費支出（城鎮與農村）、人均可支配（純）收入（城鎮與農村）、人均財富水平(城鎮與農村)、物價指數（城鎮與農村）、人均財政性教育經費、老年人撫養比、少兒撫養比、醫療狀況、一年期平均存款利率、國內生產總值（GDP）、財政收入等。其中物價指數以1997年為基期，為100%，并以此對以后年份進行調整。一年期平均存款利率為央行公布的一年期銀行存款基準利率的加權平均值，由于醫療支出數據難以取得且準確率不高，而醫療機構床位數統計已有多年，所以本文采用醫療機構床位數千人每張作為醫療狀況的代替變量。人均財富水平為城鄉人均儲蓄存款余額。為便于分析及減小變量異方差，本文對于人均消費支出、人均可支配收入、人均財富水平、人均財政性教育經費均取對數。本文的數據來源是中國國家統計局編寫的相關年份的《中國統計年鑒》和各省的統計年鑒、中華人民共和國教育部編寫的相關年份的《中國教育統計年鑒》和各省教育統計年鑒、中華人民共和國衛生部編寫的相關年份的《中國衛生統計年鑒》和各省衛生統計年鑒、中國人民銀行公布的相關年份的金融機構一年期人民幣存款基準利率。

二、面板數據模型

由于本文采用1997—2010年的30個省、自治區和直轄市的面板數據，所以采用面板數據模型分析。研究居民消費需求，既要考慮短期因素，如可支配收入（農民純收入）、財富水平、醫療狀況、通貨膨脹、利率；也需要考慮長期因素，如未成年人口撫養比和老年人口撫養比。本文構建的模型包含8個解釋變量，將影響我國居民消費需求的主要因素盡可能地納入模型。面板數據基本模型為：yi，t=C+αi+γt+x''''i，tβ+μi，ti=1，2……N，t=1,2……T其中，y表示被解釋變量，C表截距項，x''''為k維解釋變量向量，i表示橫截面數據，t表示時間序列數，β為回歸系數向量；其中，αi度量個體間的差異，γt度量時間上的差異；μi,t表示隨機誤差項。面板數據模型主要有三種形式：1.普通混合回歸模型。此類模型假設αi和γt不隨個體i和時間t變化。即α1=α2=α3=……=αn，γ1=γ2=γ3=……=γt。此時模型可以寫為yi，t=α+x''''i，tβ+μi，t2.固定影響模型。此類模型假設αi和γt隨個體i和時間t變化，并認為αi和γt與解釋變量相關，具體可分為如下三種情況。（1）個體固定影響模型。即αi在個體i上變化，而γt在時間上無變化。（2）時期固定影響模型。即αi在個體i上無變化，而γt在時間上變化。（3）個體和時期固定影響模型。即截距項αi在個體i上變化，且γt在時間t上變化。3.隨機影響模型。此類模型假設αi，γt，μi，t均服從于正態分布，且相互獨立，即各自不存在截面自相關、時間自相關、混合自相關。

三、面板數據模型設定分析

對于以上三種模型的選擇，可以采用以下方法判斷：1.固定影響模型檢驗。由于固定影響模型分三種情況，所以檢驗也相應可分為以下三種情況。（1）個體固定影響檢驗。原假設為αi不隨個體i變化，即α1=α2=α3=……=αn=0。若原假設成立，則服從F分布：F=(SSEr-SSEu)(N-1)SSEu(NT-N-k)~F(N-1，NT-k)其中SSEr為普通混合模型的殘差平方和，SSEu為個體固定影響模型的殘差平方和。若F大于臨界值，則拒絕不存在個體固定影響的原假設。本文中，城鎮居民回歸方程F統計量為24.5521，大于1％的臨界值，即認為可以建立個體固定影響模型；農村居民回歸方程中，F統計量為39.85917，大于1％的臨界值，同樣可以建立固定影響模型。（2）時期固定影響模型檢驗。原假設為γt不隨時間t變化，即γ1=γ2=γ3=……=γt=0。依然構造F統計量，但其中的SSEu改為時期固定影響模型的殘差平方和。若F大于臨界值，則拒絕無時期固定影響的原假設。在本文城鎮居民和農村居民的回歸模型中，由于存在奇異矩陣，所以無法建立時期固定影響模型，也無法檢驗。（3）個體和時期固定影響檢驗。原假設為αi和γt不隨個體i和時間t變化，即α1=α2=α3=……=αn=0，γ1=γ2=γ3=……=γt=0。構造F統計量，此時的SSEu為基本模型的殘差平方和。如果F大于臨界值時，則拒絕不存在個體和時期固定影響的原假設。同樣由于存在奇異矩陣，因此無法檢驗。2.H檢驗。在利用面板數據建模時，可用Hausman來確定選用固定影響模型或是隨機影響模型，并且隨機影響模型優先考慮。Hausman檢驗的原假設為：隨機影響模型中個體影響與解釋變量不相關。構造統計量：W=[b-β]''''VARb-β[b-β]其中b為固定影響模型中回歸系數的估計，β為隨機影響模型中回歸系數的估計。在原假設下，統計量W服從χ2(k)，k為模型中解釋變量的個數。無論在城鎮和農村居民的模型中，Hausman檢驗結果P值均大于10%，不能拒絕原假設，所以都可以選用隨機影響模型。本文決定采用隨機影響模型估計。

四、實證分析

基于以上檢驗分析，運用面板數據的隨機影響模型，分別建立城鎮居民與農村居民的消費方程，計量結果如表1和表2所示。城鎮和農村居民人均消費支出為被解釋變量，人均可支配收入、老年人口撫養比、未成年人口撫養比、通貨膨脹率、人均財富水平、人均財政性教育經費、醫療水平、利息率為解釋變量。回歸方程的F統計量的P值均接近于0，R2均大于0.9，說明方程整體上顯著。由以上計量結果可知：1.居民人均可支配（純）收入對居民消費有著決定性作用，其中對城鎮居民的影響程度大于農村居民，0.918844對0.785993。這種影響程度的不同可能是城鎮居民消費更無后顧之憂，收入穩定性高，且福利等社會保障因素好于農村，還有一部分原因可能是農村居民的消費有一部分是自給自足的緣故，數據上顯示不出來。2.老年人撫養比、少兒撫養比對城鎮居民和農村居民影響不同。對城鎮居民消費無顯著影響（10%顯著性水平上不顯著），原因可能是城鎮居民大部分均有退休金，而少兒支出占比較小；但老年人撫養比對農村居民消費影響顯著，有著促進作用，而這也符合我們的預期，農村老年人大都是活到老忙到老，對于家庭的負擔很小，而少兒撫養比對農村居民消費影響不顯著，表明社會福利如養老保險等對我國現期居民消費影響不大。3.物價指數(CPI)對城鎮居民、農村居民消費均有明顯影響，但作用的方式卻不一樣。對城鎮居民消費抑制，系數為-0.2363，表明城鎮居民對物價水平的高度敏感的，主要原因是城鎮居民大都靠貨幣計量的工資；而對農村居民卻有著明顯促進作用，系數為0.3882，可能由于知識水平的不同，農村居民整體有著習慣性預期，在價格未升時加快消費。4.財富水平對城鎮居民和農村居民也有著不同影響。對城鎮居民在10%水平下顯著，但卻是抑制作用，一個重要原因是我國城市房價的高漲，居民存錢買房，抑制了城鎮居民的消費；對農村居民消費影響不顯著，原因之一是農村居民財富水平普遍較低，且農村預防性儲蓄動機很強。這與路易斯的結論相吻合，居民將大量儲蓄用在住房投資而不是消費上。5.財政性教育經費與醫療狀況對城鎮和農村居民消費影響情況不同。對城鎮居民消費的影響不確定，對農村居民有顯著影響，但影響程度不大，原因可能是現階段我國教育與醫療支出水平都還很低，對于農村居民的低收入而言比較重要，但對城鎮居民卻無明顯影響；也可能是因為數據的粗糙性，財政性教育經費只占居民教育支出的一部分，且醫療情況這里是用床位數代替的。6.一年期平均存款利率對城鎮居民影響不確定，對農村居民消費有促進作用，但作用都不明顯，系數分別為0.002769和0.009904。整體上看，利率對居民消費有著輕微促進作用，表明利率對農村居民的收入效應大于替代效應。為進一步探明醫療支出對我國居民消費的影響，特別是近幾年來我國推行的新型農村合作醫療制度對農村居民消費的影響，我們通過城鄉居民消費結構來分析。無論城鎮居民還是農村居民在醫療方面的支出都呈顯著增長趨勢，而且增長率很多都超過了收入的增長，表明我國居民在醫療保健方面需求的強烈。而農村居民醫療保健支出的增長更快，表明醫療保健是影響我國特別是農村居民消費的重要因素。

五、CPI程度對消費的影響

通貨膨脹一直是我國比較關注的問題，通貨膨脹對我國居民消費的影響到底如何也值得我們關注。通過以上的分析我們得出通脹對我國城鎮居民農村居民消費都有顯著的影響，但以上分析并沒有考慮通脹程度。政府從2005年開始確定通貨膨脹目標，為4%，以后每年都有變動；2006也為3%，以點目標的形式；2007年設置了3%的通貨膨脹上限；2008年確定通脹水平為4.8%附近（周好文，2010）。因此本文在這里將CPI增長率按5%分為兩個部分：超過5%和低于5%，并運用鄒至莊檢驗來比較兩者對消費的影響是否顯著不同。此處選擇數據對象為全國范圍。鄒至莊（Chowtest）檢驗：若回歸方程不存在結構變動，則分解后的兩個回歸方程其RSS之和RSSUR與總體回歸方程RSSR在統計上不應該不同。因此可以構造如下統計量：F=(RSSR-RSSUR)/kRSSUR/(n1+n2-2k)～F[k,(n1+n2-2k)]其中，n1、n2分別表示子回歸方程的觀測次數，k表示所估參數個數。通過鄒至莊檢驗得：城鎮居民F=2.235，農村居民F=1.230，而F[4,16]在5%顯著性水平臨界值為3.26，不拒絕無影響的原假設。所以無論城鎮還是農村居民消費水平對5%通脹標準均不敏感，CPI程度對居民消費影響不顯著。

六、收入分配的分析

消費有政府消費和居民消費，在一國經濟水平的情況下，政府消費的過高必然抑制居民消費。在收入分配中，政府財政收入高，居民消費就必然會低。通過本文分析，收入是對居民消費有著決定性影響，而我國需求不足始于1997到1998年。從有關數據可知，從1997年開始，我國財政收入增長率開始大于居民可支配收入增長率，并一直持續到現在，而從本文前面分析知：居民消費與可支配收入均也是從1997年起低于GDP增速。這與我國需求不足始于1997年正好吻合。在經濟總量一定情況下，居民消費與政府消費之間存在此消彼長的關系，政府收入太多，但教育、醫療、養老等福利制度的建設卻滯后，嚴重打壓了居民的消費熱情。因此，擴大內需必須改變收入分配格局，藏富于民是提高居民消費的重要手段，無論是對城鎮還是農村居民。

七、結論與政策建議

我國經濟增長過于依賴投資與出口，消費不足，所以，研究我國居民消費的制約因素非常重要。通過以上分析，本文得出收入是當期消費的決定性因素，而城鎮居民消費對收入更加敏感；政府收入與支出過高擠出了部分居民消費，降低了居民消費率。CPI也是影響我國居民消費的原因，但對城鄉居民消費的影響不同，對我國城鎮居民消費有明顯的抑制作用（-0.2363），對農村居民消費有促進作用（0.3882），并且無論城鎮居民還是農村居民能容忍較高的通脹水平（5%）。因此，提高居民消費率必須要將增加人民可支配收入放在首要位置，我國近幾年居民消費需求不足，居民在國家收入分配中所占比例越來越低可能是一個重要原因，從長遠考慮，為促進居民消費，我們需要提高居民收入在整個國民財富分配中的比重，積極減稅，藏富于民；為使居民消費無后顧之憂，必須健全完善城鄉一體的福利制度，完善城鎮醫療保健制度，加快推進新型農村醫療合作制度建設等，農村居民消費市場巨大，必須將農村地區公共投入放在重要位置；此外，要有效釋放居民消費需求，需要將房價控制在適度的范圍。

作者：李寶仁平成雄