关键词：城镇居民消费；收入差距；不确定性；动态面板模型
中图分类号：F063.2文献标识码：A文章编号：1000-176X（2011）05-0104-06
一、引言
20世纪90年代以来，我国经济快速增长，城镇居民的收入水平和消费水平也持续增长，但居民消费增长却远低于经济的增长，也远低于居民收入的增长，表现为我国居民消费率持续走低、居民消费倾向持续下降，而居民金融资产同期却持续大幅增长。1990年我国城镇居民平均消费倾向为0.85，1999年下降至0.79，2008年进一步降至0.71，而同期城乡居民储蓄却以每年20%左右的速度高速增长；1990年我国最终消费率和居民消费率分别为62.5%和48.8%，到2008年下降至仅为48.6%和35.3%，比钱纳里（H•Chenery）等人研究的工业化中后期国家的消费率标准值低30个百分点以上霍利斯•钱纳里（H•Chenery）等经济学家对多个发展中国家工业化进程的研究结果表明，在工业化初期（人均GDP达到140美元），投资率、消费率的平均水平分别为15%、85%；到工业化中期（人均GDP达到560美元），投资率、消费率的平均水平分别为20%、80%；在工业化末期或经济发展到初步发达阶段时期（人均GDP达到2100美元），投资率上升到23%、消费率下降到77%。20世纪末，我国进入工业化中期，目前正处于中期向后期发展的过程中，按照钱纳里的研究，消费率应为77%―80%之间，居民消费率应为66%、投资率应为20%―23%之间，而实际上，2007年我国最终消费率仅为48.8%，居民消费率仅为34.5%，均比标准值低30个百分点以上。
Porter的竞争优势理论认为，一个国家需要实现的是具有稳定消费需求的消费型社会，消费拉动型经济增长方式才是真正健康的可持续的增长方式。改革开放以来，我国经济增长主要依靠投资拉动，消费尤其是居民消费对经济的拉动作用不足，导致总消费需求与经济发展之间不能形成良性循环，阻滞了经济顺畅、高效的增长。针对这种现象，很多学者试图从不同角度寻找我国消费需求不足的原因。如从收入分配影响消费倾向的角度，李军［1］、袁志刚和朱国林［2］、苏良军和何一峰［3］、吴晓明和吴栋［4］、杨汝岱和朱诗娥［5］等的研究都得出了收入分配差距扩大会降低居民消费倾向，缩小收入差距能够扩大消费需求的结论。从预防性储蓄和不确定性的角度，龙志和和周浩明［6］、万广华等［7］、施建淮和朱海婷［8］、罗楚亮［9］、杭斌和申春兰［10］、田青等［11］的研究认为未来预期的不确定性是城镇居民存在预防性储蓄动机的重要原因，并导致了居民强化储蓄、减少当期消费的行为。从测算消费过度敏感性的角度，王合绪和夏阳［12］、宋冬林等［13］、申朴和刘康兵［14］、王芳［15］等的研究验证了中国居民存在消费过度敏感性，并分析了产生的原因。
改革开放以来，中国社会和经济发生了很大的变革，持续的收入分配体制、教育体制、医疗体制、住房体制及社会保障体制等改革，使居民收入分配差距逐渐加大，居民对未来支出预期的不确定性明显增强。学者们的研究也检验了收入差距对总消费，以及不确定性对居民消费的影响。然而大多数学者或者研究收入差距对消费的影响，或者研究不确定性对居民消费的影响，很少有文献在实证检验中考虑上述两种因素的综合影响。基于以上考虑，本文利用1998―2008年我国30个省市自治区由于部分年份统计数据不全，所以本文利用除以外的其他30个省市作为研究对象。的面板数据，探究我国城镇居民消费的影响因素，其中既考虑传统的消费习惯、收入、物价、利率等因素，也考察由于经济体制改革带来的收入分配差距以及不确定性（主要讨论住房体制、教育体制、医疗保障体制改革引发的不确定性）对居民消费的影响。
本文结构安排如下：第二部分介绍我国城镇居民消费需求模型建立的理论基础；第三部分利用动态面板模型对我国城镇居民消费影响因素进行检验；第四部分结合动态面板模型的检验结果，对我国城镇居民消费影响因素进行分析；第五部分给出本文的主要结论和政策建议。本文数据源自历年《中国统计年鉴》和中国经济信息网（cei.省略），所有计算均采用Eviews6.0软件。
二、中国城镇居民消费需求模型建立的理论基础
1.西方消费理论的发展
西方消费理论大致经历了四个阶段。凯恩斯的绝对收入假说是第一阶段的主要代表。凯恩斯从消费心理出发，认为消费者的消费与收入正相关，但消费的增长低于收入的增长，居民消费呈现出边际消费倾向递减的规律。凯恩斯之后，杜森贝利提出了相对收入假说，他认为消费者的消费支出不仅受其自身收入的影响，也受周围人的影响（即消费的“示范”作用），同时，还受过去时期收入和消费的影响，特别是受过去所达到的消费水平的影响（即消费的“惯性”或“不可逆性”）。凯恩斯提出消费理论不久，经济学家就开始收集数据以验证该理论的正确性，并在家庭调查数据和短期时间序列数据中得到了验证，但很快就出现了“长期停滞假说”和“库兹涅茨与消费之谜”两个凯恩斯理论无法解释的现象。为什么凯恩斯的消费理论在家庭数据和短期时间序列研究中能够成立，但在考察长期时间序列时却不成立？莫迪利阿尼和弗里德曼在各自的理论中对这些看似矛盾的现象给出了解释。
莫迪利阿尼和弗里德曼各自从消费者的选择理性出发，提出了消费的生命周期－持久收入假说（LifeCycleHypothesis-PermanentIncomeHypothesis，简称LC-PIH），这是消费理论发展的第二阶段。LC-PIH认为，消费者的消费需求是由他一生拥有的总收入决定的，当前收入增加导致消费者一生可利用的资源增加，从而引起消费者消费的增长，但这些增加的收入要均匀分配到生命周期中，使其在生命周期各阶段的消费同等程度地增加。LC-PIH将消费者看做是理性经济人，具有“前瞻性”，其消费决策不仅依据现期收入而且还依据未来的预期收入，即消费者依据持久收入进行消费，当期收入与当期消费之间不具有严格的对应关系。然而，实证检验并不支持以上假说，Flavin［16］发现，消费与收入之间具有显著的正相关性，Flavin把这种现象称为消费的“过度敏感性”。
霍尔将理性预期引入消费持久收入模型中，得出了消费的随机游走假说，这是消费理论发展的第三阶段。随机游走假说认为，如果消费者关于持久收入预期是理性的，则前期消费就是本期持久收入的最佳预期，因此本期消费仅与前期消费有关，其他任何变量（包括当期收入）对消费都没有解释或预测能力。然而，大多数的实证检验不支持这一假说，且随机游走假说有很多严格的假定，因此，该假说并不具有现实解释力。
20世纪80年代以后，预防性储蓄理论得到学术界广泛关注。利兰德和扎德斯对预防性储蓄理论进行研究，他们认为，居民消费除受收入的影响外，还受到居民对未来不确定性预期的影响，对未来不确定性预期越强，预防性储蓄动机就越强，相应地居民会增加储蓄，减少消费，这是消费理论发展的第四阶段。预防性储蓄理论可以说明不少被理性预期理论所无法解释的现象，例如Flavin发现的消费“过度敏感性”与坎贝尔和迪顿发现的消费“过度平滑性”这一对看似矛盾的现象可以同时被预防性储蓄理论所解释。
上述消费理论都只能解释部分消费现象，且各消费理论研究的基础不同。凯恩斯的理论依据是“基本心理法则”，莫迪利阿尼、弗里德曼、霍尔、利兰德、扎德斯等人的研究则假定消费者是追求个人效用最大化的理性经济人。近年来，行为经济学的研究对理性经济人的假设提出了极大的挑战，莱布森等人对消费的研究重新开始回归心理学，他们认为，消费决策不是由极度理性的完全相同的经济人做出的，而是由真实人做出的，其行为只能是有限理性的，他们的一项调查也支持了这一观点。
由上述消费理论的发展过程可见，在西方的消费理论研究中，尚没有哪一个理论能够解释所有的消费现象，经济学家也并未达成关于消费理论体系框架的一致的结论。
2.我国城镇居民消费需求特征及其消费模型建立的理论基础
就我国而言，市场经济完善程度、经济的发展程度以及各项制度的稳定性等方面还远未达到西方发达国家的水平，中国社会中的传统文化、生活理念及价值观与西方社会也存在着较大差异，我国消费者的理性远未达到西方消费理论所假定的理性经济人的程度，但又不是“短视的”、完全“后顾的”消费者，居民的消费处于日渐理性的发展过程中，且在主观上希望达到跨时或一生效用的最大化。基于以上考虑，本文在综合前述西方消费理论框架中提出的影响消费者行为的各种因素的基础上，结合以往关于我国城镇居民消费研究和经验分析，建立如下模型：
Ct=β0+β1Ct-1+β2Yt+β3Xt+εt（1）
其中，Ct表示t期消费，滞后1期的消费Ct-1表示消费习惯（或称为消费惯性），Yt表示t期收入，Xt表示影响消费的其他因素，其中主要包括对未来不确定性预期、收入分配差距以及政策变动等因素。
关于不确定性预期对消费的影响，国内外学者大都以预防性储蓄理论进行解释。预防性储蓄理论认为，未来不确定性的存在使得居民消费并不是平滑的，在不确定情况下，预期未来消费的边际效用要大于确定情况下的消费的边际效用，未来的风险越大，预期未来的边际效用越大，消费者储蓄动机越强。关于不确定性大小的度量，国外文献通常采用失业率或收入的变动来表示。由于预防性储蓄理论产生于成熟的市场经济环境，在社会保障制度完善的基础上，消费者的选择行为更多地依赖于收入的变化，因此采用这种度量方法是合理可行的。而在我国，由于市场机制还不健全，城镇居民福利保障制度尚不完善，教育和医疗等制度改革带来的对未来支出预期的不确定性对城镇居民的影响很大，因此，关于不确定性的度量，本文采用支出预期变量作为不确定性的替代变量。当前，我国城镇居民消费支出中变动最大的支出是购房、教育和医疗支出，且购房、教育和医疗支出具有明显的制度变迁和社会转型期的特征，因此，代表不确定性的支出预期变量可进一步分解为居民购房支出预期和教育医疗支出预期。
在消费政策方面，1998年以后，政府出台了一系列鼓励消费的政策，包括中央银行连续降低储蓄存款利率，调低普通商品房、汽车等耐用消费品的消费税率，推行消费信贷，增加低收入者收入水平等。本文将储蓄存款利率作为影响居民消费的政策变量，一方面，利率调整是各国央行货币政策的重要工具，对投资和消费都有一定影响，另一方面，除利率以外的其他消费政策都可归于影响消费的收入变量和价格变量中。
基于以上分析，式（1）中Xt可分解为购房支出预期、教育医疗支出预期、收入分配差距以及利率四个变量，具体变量含义以及数据见第三部分的模型及“数据说明”部分。
三、基于动态面板模型的我国城镇居民消费影响因素的实证检验
基于前述分析，本文将理论模型（1）进一步扩展为（2）式的模型形式，其中收入分配差距用基尼系数表示。（2）式中，除利率和基尼系数外，其余变量都取对数形式，因此，估计系数可以看做是弹性系数。
ln（cit）=α+β1ln（cit-1）+β2ln（yit）+β3iit+β4ln（jyylit）+β5ln（fjit）+β6Giniit+εit（2）
其中，i＝1，2，…，30由于部分年份统计数据不全，所以本文利用除外的其他30个省市作为研究对象。，代表不同省份；t代表时期。cit代表我国不同省份城镇居民人均实际消费性支出，用居民消费价格指数CPI平减得到；cit-1代表消费习惯，用前期居民人均实际消费性支出表示；yit代表不同省份城镇居民人均实际可支配收入，用居民消费价格指数CPI平减得到；iit代表不同省份一年期实际存款利率，用一年期存款名义利率减去相关省份通货膨胀率通货膨胀率数据利用我国各省、自治区、直辖市城镇居民消费价格指数CPI（上年=100）减去100得到。计算得到；fjit为不同省份城市的平均房价，代表购房支出对居民消费的影响；jyylit代表不同省份城镇居民的教育和医疗消费支出及支出预期，用各地区人均医疗、教育支出占收入的比重表示。Giniit代表各省份内部居民收入差距，用全国平均的基尼系数表示。
1.变量选取说明
（1）购房对居民消费影响的衡量。
住房体制改革以来，随着商品房价格的不断上涨，居民用于购房的支出越来越多，同时居民手中积累的房产财富逐年增多。总体来讲，房产对居民消费具有带动和挤占的双重影响。对于无房户来说，房价升高，其购房支出或预期购房支出相应增加，这部分居民必须攒更多的钱用于购房和之后的还贷支出，这会挤占消费；而对于有房户甚至有多套住房的居民，由于房价的上涨引致了财富效应，财富的增加会直接增加房地产所有者的财富水平，提高其消费倾向，从而带动消费。此外，房地产业作为国家支柱产业，产业链长、关联度大，能直接或间接带动上下游60多个产业的发展，相关产业的发展又带动了行业内个人收入的增加，进而带动消费的增加；对于个体购房者来说，购房之后的装修、家具的购买等消费行为是随之而来。因此，从宏观上看，居民购房情况对消费的影响是带动还是挤占并不十分确定。国外学者对上述问题的研究也没有得出定论，国内学者的观点也未达成一致。
本文用房价作为城镇居民购房支出的替代变量，主要原因在于房价的高低一般决定了购房支出的多少，并且房价高低的变动直接影响了人们对未来购房支出的预期。模型中各省市的平均房价的计算公式为：
fjit=xseitmjit（3）
其中，xseit表示各省商品房销售额，mjit表示各省商品房销售面积。
（2）教育和医疗保健的支出及支出预期的计算。
近年来，我国的教育体制和医疗体制不断被社会所诟病，药品价格虚高、大处方、过度医疗和国家教育经费投入不足导致家庭投入负担过重和教育乱收费等一系列问题，使居民对未来在教育医疗上的支出预期不断增加，居民不得不进行更多的储蓄以应付未来的大额刚性支出。这是经济转型期我国城镇居民面临的主要风险，也是不确定性的主要根源。
本文用不同省份城镇居民实际医疗保健和教育文娱支出之和占实际收入的比重来衡量居民教育和医疗保健的支出预期。计算公式为：
jyylit=jyit+ylityit（4）
其中，jyit表示教育文娱支出，ylit表示医疗保健支出，yit表示居民可支配收入。
（3）基尼系数的计算。
基尼系数是国际上通用的反映居民收入差异程度的指标之一，本文有关基尼系数的计算方法参考中国统计出版社《中国发展报告1997》讨论的方法，计算公式为：
基尼系数=∑ni=1xiyi+2∑ni=1xi（1-Vi）-1（5）
其中，x为各组人口比重，y为各组收入比重，V为各组累计收入比重，n为分组数。本文利用国家统计局关于城镇居民收入7个等级的分组数据，计算城镇居民收入的基尼系数，并用该基尼系数表示各省的居民收入差距。由于各省城镇居民的收入数据所分等级不完全一致，且数据不全，因此无法计算各省城镇居民的基尼系数。总体来看，虽然各省之间城镇居民的绝对收入有较大差距，但各省内部不同收入阶层之间的差距趋同，因此本文用全国的基尼系数替代各省内部的基尼系数。
2.基于动态面板模型的我国城镇居民消费影响因素的实证检验
由本文所构建的模型形式（2）可以看出，因变量的滞后项出现在方程的右边，会导致内生性问题的出现，传统的使用带有固定效应或随机效应模型的OLS回归会造成估计系数有偏。为有效克服上述情况给方程估计所带来的问题，本文选用工具变量法（IV）及广义矩法（GMM）对方程进行估计。工具变量选择的是被解释变量的二阶滞后值以及外生解释变量的水平值。
为了避免伪回归，在构建模型之前本文对各指标变量的单整阶数进行了检验。具体的检验方法选择了相同根检验方法LLC和不同根检验方法Fish-PP。单位根检验结果表明，三个模型中的变量ln（ck，it）、ln（yk，it）、ln（jyylk，it）、ln（jfk，it）、Giniit都是一阶单整的，ik，it是平稳的，符合建模要求，可以对方程进行估计，估计结果如式（6）所示。
ln（cit）=0.05（1.80）*ln（cit-1）+0.83ln（yit）（46.7）***+0.0005iit（2.46）**+0.19ln（jyylit）（14.6）***+0.04ln（fjit）（5.01）***-0.21Giniit（-3.76）******、**和*分别表示表示在1%、5%和10%显著水平下拒绝原假设；括号中为t统计量。（6）
Sargan检验值为36.7%，表明不能拒绝工具变量约束有效的原假设，工具变量的过度识别约束有效。
四、我国城镇居民消费影响因素分析
根据上述估计结果，本文得出以下结论：
1.我国城镇居民受消费习惯的影响显著，弹性系数达到0.05
霍尔的随机游走假说认为，如果消费者关于持久收入的预期是理性的，则前期消费就是本期持久收入的最佳预期，因此本期消费仅与前期消费有关，其他任何变量（包括当期收入）对消费都没有解释或预测能力。用模型可以表示为：
Ct=Ct-1+et（7）
本文的检验结果表明，我国城镇居民消费行为不符合随机游走假说，消费者对于持久收入并没有肯定的预期，因此他们不能按照前期消费来支配本期的消费行为，这与我国经济转轨时期消费者面临更多的不确定性的特征是相符的。
2.收入始终是影响消费的最主要因素，弹性系数达到0.83
因此，提高我国城镇居民的收入水平可以极大地刺激居民消费。图1显示了1978年以来我国城镇居民收入与消费的关系，经检验表明，城镇居民的消费与收入之间具有协整关系，在长期内，消费将与收入维持同步增长的态势。
3.反映实际利率变化的系数虽然显著，但只有0.0005
表明居民消费在样本期内受利率变动的影响很小，实际利率每增加一个百分点，居民消费会相应提高0.0005%，利率调整对消费具有替代效应和收入效应。替代效应是指利率下调实际上提高了未来消费的价格，降低了当前消费的价格，使居民更倾向于减少储蓄，增加当期消费；收入效应是指利率下调实际上减少了居民的财富收入，迫使居民减少消费。在一般情况下，替代效应要大于收入效应，因此，一般认为，利率下调具有减少储蓄和促进消费的作用。实际利率对居民消费的影响为正，说明储蓄的收入效应大于替代效应，提高利率，相当于在长期中增加了居民收入，可以起到刺激消费的作用。利率对消费的影响系数非常小，接近于0，因此，调整利率基本达不到刺激消费的目的。
4.表示不确定性的教育和医疗支出预期的系数在1%显著性水平下拒绝原假设，其值为0.19
表明教育和医疗支出的替代变量每提高1%，城镇居民的消费性支出将增加0.19%。由于教育和医疗支出是总消费支出的一部分，因此它们呈现出同向变动关系，但教育和医疗支出的替代变量与居民总的消费支出并没有同比例地增长，而是远远高于消费支出的增长，这说明教育和医疗支出已经挤占了其他项目的消费支出。教育和医疗改革导致个人教育和医疗支出迅速增加，居民面对这一问题的理性选择只能是减少其他消费项目的支出，增加储蓄以应对未来教育医疗的需要，这必然导致居民当期消费减少，我国总体上的居民消费不足。
5.购房具有消费和投资双重属性，相应地会对居民消费具有带动和挤占的双重影响
本文的模型估计结果表明，城镇居民的购房支出在总体上表现出对居民消费的带动作用，即财富效应以及相关联的消费支出高于替代效应。购房支出每增加1%，居民消费支出将提高0.04%，但依靠房价的上涨带动居民消费增加这一思路是不可持续的，政策上也是不可取的。居住是住房的基本功能，1998年住房制度改革释放了大量的财富，住房分配的货币化也导致大量资金流入商品房市场，这改善了居民居住条件，同时也促进了与住房相关的消费需求。但近年来，房价持续快速走高已经超出预期，甚至已成为社会问题，高房价必然导致一部分消费者无力购买住房，贷款买房后必然会挤占其他方面的消费支出。我国开始全面开展住房体制改革始于1998年，本文的实证分析在1998―2008年的样本期内表现出房价与居民消费具有正相关性，但并不能表明持续的非理性的高房价可以带动居民消费需求。
6.近年来，我国居民个人收入差距明显扩大，贫富悬殊问题日益严重
一般认为，基尼系数在0.2以上表明收入分配处于高度平均状态，在0.2―0.3之间为相对平均状态，在0.3―0.4之间比较合理，超过0.4时收入差距偏大，达到0.5时，收入差距过于悬殊，容易引起两级分化，导致多种社会问题。按照国家统计局关于城镇居民收入7个等级的分组数据，计算得到的城镇居民收入的基尼系数如图1所示。
由图可见，2002年以后，我国城镇居民的收入差距明显扩大，2004年以后一直高于0.4，2008年达到0.413。这还只是统计局的调查数据，若考虑到城镇高收入阶层的灰色收入、隐形收入等不合理收入，Gini系数将更高。收入差距过大会导致整体上居民消费倾向降低、居民消费不足，本文研究表明，Gini系数每增加1，城镇居民消费将减少21%，因此，缩小居民收入差距，提高城镇低收入群体的收入水平，改善居民收入分布结构，是政府相关政策应遵循的方向。
五、主要结论及政策建议
本文首先建立了我国城镇居民消费需求的理论模型，之后，基于动态面板模型实证分析了我国城镇居民消费影响因素，本文可以得出以下主要结论：
1.收入和收入差距都是影响城镇居民消费的重要变量
为了扩大城镇居民的消费需求，政府应努力增加居民可支配收入，提高居民的购买力，尤其是提高中低收入阶层的收入，减小贫富差距，利用税收杠杆，增加对城镇低收入群体的转移支付，缩小居民收入差距。
2.住房价格的快速增长增加了居民购房的成本，抑制了消费
但另一方面住房的财富效应又能对消费产生带动作用，因此，政府应当采取适当的政策进一步完善房地产市场，引导房地产市场的健康发展，保证中低收入阶层的住房条件，抑制市场上的过度投机行为，控制房价的过快上涨。
3.实际利率变动对消费的影响非常有限
因此，调整利率对城镇居民消费的影响作用不大。城镇居民对未来不确定性的预期主要来自教育和医疗等大额支出的增加，从国家政策的制定上，主要还是应当考虑强化社会保障体系建设，建立长效机制，以解除居民消费的后顾之忧。
参考文献：
［1］
李军.收入差距对消费需求影响的定量分析［J］.数量经济技术经济研究，2003，（9）.
［2］袁志刚，朱国林.消费理论中的收入分配与总消费――兼对中国消费不振的分析［J］.中国社会科学，2002，（2）.
［3］苏良军，何一峰.中国存在消费的“库兹涅茨之谜”吗？――来自城乡面板数据的检验支持［J］.经济科学，2006，（2）.
［4］吴晓明，吴栋.我国城镇居民平均消费倾向与收入分配状况关系的实证研究［J］.数量经济技术经济研究，2007，（5）.
［5］杨汝岱，朱诗娥.公平与效率不可兼得吗？――基于居民边际消费倾向的研究［J］.经济研究，2007，（12）.
［6］龙志和，周浩明.中国城镇居民预防性储蓄实证研究［J］.经济研究，2000，（11）.
［7］万广华，张茵，牛建高.流动性约束、不确定性与中国居民消费［J］.经济研究，2001，（11）.
［8］施建淮，朱海婷.中国城市居民预防性储蓄及预防性动机强度：1999―2003［J］.经济研究，2004，（10）.
［9］罗楚亮.经济转轨、不确定性与城镇居民消费行为［J］.经济研究，2004，（4）.
［10］杭斌，申春兰.经济转型期中国城镇居民消费敏感度的变参数分析［J］.数量经济技术经济研究，2004，（9）.
［11］田青，马健，高铁梅.我国城镇居民消费影响因素的区域差异分析［J］.管理世界，2008，（7）.
［12］王合绪，夏阳.中国居民的过度敏感性分析［J］.经济科学，2000，（4）.
［13］宋冬林，金晓彤，刘金叶.我国城镇居民消费过度敏感性的实证检验与经验分析［J］.管理世界，2003，（5）.
［14］申朴，刘康兵.中国城镇居民消费行为过度敏感性的经验分析：兼论不确定性、流动性约束与利率［J］.世界经济，2003，（1）.
［15］王芳.城镇居民消费过度敏感性的统计分析［J］.数量经济技术经济研究，2007，（3）.
［16］Flavin，M.TheAdjustmentofConsumptiontoChangingExpectationsaboutFutureIncome［J］.JournalofPoliticalEconomy，1981，（89）：974-1009.
【关键词】农村居民消费性支出可支配收入消费习惯经济增长
一、引言
投资需求、消费需求、出口被喻为拉动GDP增长的“三驾马车”。而消费需求则是促进经济增长的重要内生动力。在改革开放的三十五年里，全国各省地区生产总值有了显著的增加，居民的收入有了明显的提高，消费也逐渐呈现多层次性。在当前人民币升值压力不断增加，出口和投资的拉动效应日益疲软，扩大内需的呼声越来越高的情况下，研究居民收入和消费的关系对促进经济增长尤为重要。
Keynes的绝对收入理论认为收入和消费有同向变动的线性关系。Duesenberry的相对收入消费理论则认为前期消费习惯和周围消费水平对其即期消费有重大的影响。FrancoModigliani的生命周期消费理论认为人们一生中的收入具有波动性，应规划消费使之平稳从而达到消费的最优配置。Houthakker认为已有消费品存量和价格对即期消费有影响。而Morgan《美国的收入与福利》中却提出消费决策影响收入。上述几种理论对影响消费的因素的研究角度有所不同，但他们均认为收入和消费有着很强的关联效果。
国内研究居民收入与消费关系的文献也有很多。李会琴、侯林春（2003）认为，同一区域经济增长受本地市场需求和其他区域市场需求两个方面因素的影响。增加居民收入，转变消费结构和消费观念对经济增长有重要的作用。[1]黄华（2004）认为，增加居民可支配收入有利于消费的增加。[2]邻德政（2009）认为，收入水平对农村居民消费起着决定性的作用，而不确定性及社会保障水平的影响力不断增大。优化居民消费结构有助于经济的增长。[3]
二、31个省市农村居民可支配收入与消费关系实证研究及结论
在此选取了31个省市农村居民从1993～2012年间的人均可支配收入和人均消费性支出的数据。为了消除价格的影响，本文以1993年物价为基期，分别计算了近20年来的人均可支配收入和人均消费性支出，并对其进行对数化处理消除其异方差性。
则建立如下计量模型：
以Lncountrycost为被解释变量，lncountryincome、l.lncountrycost为解释变量建立模型。其中，Lncountrycost为当期农村居民人均消费对数，lncountryincome为当期农村居民人均可支配收入对数，l.lncountrycost为滞后一期农村居民人均消费性支出对数。利用stata12.0动态非平衡面板数据运用两步矩估计法进行回归分析。
（一）估计结果如下所示：l.lncountrycost的系数值为0.4359461，其P值为0.000；lncountryincome的系数值为0.5586817，其P值为0.000
由上可知，所有项的Z检验均十分显著。lncountryincome、l.lncountrycost的系数均为正数。该现象说明，对于农村居民而言，当期收入、滞后一期消费与当期消费成同向变动关系。
对这些影响因素的影响进行具体分析可以发现，当期收入对当期消费影响的效应最大。当期收入的系数接近0.56，即每增加1%的当期收入，将增加仅仅略高于0.56%的当期消费。但与城镇居民当期收入系数相比，却远远不足。这是农民收入水平偏低、农村技术的推广应用差、有市场竞争力的商品缺乏以及社会保障制度不完善造成的。在这种情况下，拥有根深蒂固传统储蓄为王的观念的农民更倾向于将当期的收入运用于储蓄。
但农村居民前期消费每增加1%，当期消费则增加近0.44%，这说明农村居民前期消费对当期消费的影响更大。对于农村居民来说，其消费习惯对其当期的消费具有非常重要的意义。改变农村居民的消费习惯、增加农村消费品的种类将有助于农村消费的增加，进而促进经济的发展。
（二）Arellano-Bond检验
对于AR（1）检验来说，Pr=0.0036
对于AR（2）检验来说，Pr=0.2116>0.05，接受H0，即模型不存在二阶序列相关。
通常来说，AR（2）的结论相对比较符合现实情况，故该模型是合理的。
（三）Sargan检验
由于Prob=1>0.05，接受H0，即本模型估计选取的变量可行，模型估计合理。
（四）结论
通过农村居民收入消费研究，主要得出以下结论：
1.当期收入决定其当期消费，增加农民可支配收入有利于扩大当期消费。
2.消费习惯对其当期的消费具有重要的意义。改变其消费习惯将有助于整体消费的增加。
3.由于农民收入水平偏低、农村技术的推广应用差、有市场竞争力的商品缺乏以及社会保障制度不完善，拥有根深蒂固传统储蓄为王的观念的农民更倾向于将当期的收入运用于储蓄而非消费。
三、政策建议
（一）提高城乡居民收入，完善收入分配体制
收入是消费的来源，也是经济增长的基础。提高城乡居民收入将能够促进消费的增加。2013年，国务院出台了《关于深化收入分配制度改革若干意见的通知》，将落实收入分配政策、增加城乡居民收入、缩小收入分配秩序作为改革的主要任务。重庆市早在2011年就进入了收入分配改革试点，开始了以提高低收入群体收入为重点进行改革。重庆市政府应坚持提高城镇中低收入居民收入，并通过税收方式适当抑制高收入群体的收入，从而缩小城乡居民收入差距，促进城乡居民生活水平的整体提高。
（二）完善居民消费结构，扩大居民消费种类
从1993年到2012年，全国农村居民总消费排首位的始终是食品消费，始终处于40%左右。衣着消费、交通与通讯有明显的上升趋势，家庭设备用品及服、医疗保健消费、杂项商品与服务消费所占份额基本保持稳定不变。随着经济的发展，农村居民更加注重外在形象，更加倾向于利用通讯设备进行人际交往。大力发展旅游业，加强对各个自然景点或人文景点的宣传，扩大城镇居民的旅游消费，能够极大地增加全市收入总值。会展业对其他行业带动效应可达1：9。政府应该通过举办贸易类的展会吸引城镇居民的参与和交易达成，从而促进居民消费，增加展会收入进而增加国民收入总值。
（三）改变传统消费观念，大力发展信贷消费
在银行卡使用上，居民主要以借记卡为主。但仅仅依靠提高收入进而大幅度的提高消费则极其困难，而收入在短期内不可能有大幅度的提高。而信贷消费则可以解决这些问题，它可以改变消费方式，改善消费结构，提高消费水平。农村居民应该改变传统的“储蓄为王”的观念，提升自身修养，丰富自身物质文化生活，增加满足自身精神层次的消费。各地银行应该根据客户的信用、财务、资金用途情况进行调查后确定信贷透支的额度。对于信用高、财务状况好的客户，应给予较高的透支额度。除此之外，简化信贷手续、降低交易成本、提高审查速度也有助于促进信贷消费。居民通过运用信用卡将预期消费转化为即期消费从而促进消费额的增加，进而促进经济增长。
参考文献
[1]李会琴、侯林春.区域城镇居民收入、消费对经济增长影响的实证分析[J].科技进步与对策，2003，5（24）：99-100.
[2]黄华.广州城镇居民收入、消费与经济增长递进关系的实证分析[J].广州市经济管理干部学院学报，2004，4（14）：8-15.
关键词:土家族农村居民;生活消费;特征分析
土家族是中国历史上悠久的少数民族之一，在公元前315年秦灭巴后，巴人的一部分流落到今天的湖南、湖北、重庆、贵州四省接壤的武陵山区一带定居下来，并与当地居民逐渐融合。现今土家族主要分布在湖南省西北部(湘西土家族苗族自治州)、湖北省的恩施土家族苗族自治州、宜昌的五峰土家族自治县、长阳土家族自治县、贵州沿河土家族自治县、德江、印江等县以及渝东南的石柱土家族自治县、秀山土家族苗族自治县、酉阳土家族苗族、彭水苗族土家族自治县、黔江区等(以下简称石柱、秀山、酉阳、彭水、黔江)，与汉、苗等族杂居[1]。在聚居的地域，土家族居民在生活、饮食、居住等方面形成了自己独特的习俗。
而今，土家族地区普遍贫困落后，经济社会发展滞后于其它地方，开发少数民族地区经济，缩小地区间差距成了各级政府面前的头等大事，同时也是学术界普遍关注的问题。张琦(2001)认为少数民族即期消费不旺，需求拉动不足制约少数民族地区的经济发展[2];吕学芳(2002)认为开拓少数民族地区农村消费市场是实现少数民族地区农村经济持续、快速、健康发展的有效途径，对少数民族地区农村经济的增长具有重要的推动作用[3]。开拓土家族地区农村消费市场来发展土家族地区经济，先必须了解土家族地区居民的消费特征，并对土家族居民的消费模式有一个准确的定位。目前，研究土家族地区居民消费的文献较少，主要有彭林绪(2000)从居住饮食文化的变迁角度探讨了土家族生活消费的变化[4];姚伟钧(2005)从节日习俗探讨了土家族的饮食文化[5];姚伟钧，刘朴兵(2007)从地理、气候等自然环境角度分析了鄂西土家族的饮食文化的特征，认为鄂西土家族的饮食文化具有粗放纯朴的三区饮食文化特征[6]。这些研究主要从民族学、民俗学等角度对土家族居民的饮食、消费文化进行定性的探讨，缺乏实证的分析。而从经济学的角度探讨土家族居民消费行为的文献极少，余石(2001)采用总量数据建立了恩施土家族苗族自治州消费函数的数学模型，并对该地区的总消费需求与其影响因素之间的关系进行了分析研究[7]，表明绝对收入假说与相对收入假说理论在该地区的适用性。而笔者认为采用总量数据构建模型未必能全面反映土家族居民真实的消费特征;其次在余石所建模型中没有任何检验，因此其模型的准确性有待进一步探讨。那么土家族地区居民的消费特征是否与传统的消费理论相吻合呢?这些消费特征又衍射出土家族人怎样的经济特征与消费文化呢?它赋予我们怎样的政策导向呢?基于上述思考，并借鉴前人的研究成果，笔者以渝东南土家族地区为例(分别是石柱、秀山、酉阳、彭水、黔江)，对该地区农村居民生活消费特征进行实证分析。
一、相关理论介绍
凯恩斯在《就业、利息和货币通论》中研究“当就业量处于既定水平时，什么因素决定消费的总量”时，将消费倾向定义为:存在于YW(即用工资单位衡量的既定的收入水平)和CW(即在该收入水平下的消费开支)之间的函数关系X，即:CW=X(YW)。
其理论纲要[8]是:当期收入是消费的主要决定因素，当实际收入总量增加时，总消费量也会增加，但其增加的程度不如收入，也即边际消费倾向的数值为正，但小于1。基于心里规律，这一理论在实际生活中很有说服力，在人们收入水平还很低时，必须把全部收入满足基本需求，因而没有储蓄或很少有储蓄;随着收入水平的提高，除满足基本需要以外，还有剩余用来满足其它需求，由于有些需求不是必须的，因此人们不会把全部收入用于消费，而是有一部分被储蓄;同时由于人们对未来收入的不确定，以及应付未来的不测之需、支付未来的大笔支出，加上为后代留笔财富的心态，使得人们也要进行储蓄;还有根据边际效用递减规律，人们总是把每个单位的货币用于效用最大的物品上，随着所消费物品的增加，从最后一个消费品上所得到的边际效用呈递减趋势，因而消费者的边际消费率呈递减性。
自凯恩斯提出上述消费函数的概念后，有关消费函数的实证研究被置于宏观经济学的核心地位，近几十年来，消费函数理论一直是经济学家相对关注和研究的领域。从时间维度来看，西方宏观经济理论对居民消费行为研究的演进过程大体可划分为四个阶段[9]:第一阶段是20世纪30年代至50年代中期，最具代表性的是凯恩斯的绝对收入假说和杜森贝里的相对收入假说;第二阶段是50年代到70年代中期，弗里德曼和莫迪利安尼在原有消费者行为分析框架基础上提出的永久收入假说和生命周期假说;第三阶段是7O年代后期到80年代初期，霍尔(Hall，RobertE.，1978)将理性预期理论引入永久收入假说和生命周期假说，提出了随机游走假说;第四阶段是80年代中期以后，以预防性储蓄假说和流动性约束假说为代表所引发的大量相关经验理论与假说。
学术界运用于定量分析的理论主要集中在凯恩斯的绝对消费理论模型和杜森贝里的相对收入假说模型，国内学者一般将凯恩斯的消费理论化为具体可计量的数学模型[10]:c=a+bY(C表示消费水平，Y表示可支配收入，a表示自主消费水平，b表示边际消费水平);将相对收入假说理论化为可计量的模型[7]:Ct=b0+b1Yt+b2Ytmax或者Ct=b0+b1Yt+b2Ctmax，式中Ytmax表示过去最高收入水平，Ctmax表示过去最高消费，在实际中一般采用上年消费水平Ct-1代替Ctmax，这样上式表达式为:Ct=b0+b1Yt+b2Ct-1。笔者仍以上述理论模型为基础，建立渝东南土家族地区消费函数模型并展开分析。
二、渝东南土家族地区为例的实证分析
笔者以渝东南地区土家族农村居民生活消费为例，分析数据来源于历年《重庆统计年鉴》及《重庆直辖10周年——数据与分析》，具有很高的可靠性[11][12]。文章先以凯恩斯的绝对消费理论模型C=a+bY进行回归分析，其中C为土家族地区农村居民人均生活消费，Y表示为农村居民人均纯收入，a表示自主消费，b表示边际消费倾向。运用Eviews软件[13]对1996-2006年人均生活消费与人均纯收入的当年数据进行回归，计算结果如表1。
从回归结果来看，黔江回归模型的可决系数较高(098)，T检验与F检验都能通过，拟合较好，但常数项为负数，经济学含义即自主消费量为负数，同时b值高达116，大于1，其经济学含义即边际消费倾向为116，意味着收入增长一元，消费将增加116元，因此违背了凯恩斯消费理论的分析框架(凯恩斯绝对消费理论认为自主消费不少于0，边际消费倾向少于1)，该模型是失败的;石柱的消费模型中，常数项未能通过t检验，(在n=11，显著性水平a=01时，t临界值为136，上述表中仅为032);秀山的消费模型拟合较好，各项参数均能通过相关检验;酉阳、彭水的消费模型同样不能通过常数项的t检验，其中酉阳的边际消费倾向为1，不符合凯恩斯的消费理论框架。总体而言，除了秀山消费函数拟合较好以外，其他区县的拟合情况较差，因此上述分析表明凯恩斯的绝对消费理论在解释土家族地区农村居民生活消费行为特征时缺乏说服力。
针对上述分析出现的问题，并结合相对收入假说理论，对模型进行修正，以统计学原理为依据[14]，以参数通过相关检验为衡量标准，择优处理，得到如下分析结果见表2。
注:方程式栏中参数下面括号中数值为t检验值，消费函数表达式中Ct表示当期消费，Ct-1表示上期消费。
从表2中的分析结果来看，可决系数都在09以上，表明拟合方程式能解释的部分达到90%以上，拟合较好。同时各参数估计的t值，F都通过了检验，但有一个共同的特点:自主消费没有体现在模型中。从各地区拟合的消费表达式来看，黔江居民生活消费行为较为特殊，当期的生活消费取决于当期收入与上期的消费水平，其中边际消费倾向为101，即当期收入增加一个单位时，生活消费将增加101个单位;石柱、秀山、酉阳、彭水等县的边际消费倾向也偏高，分别是095、083、099、089。另外，依据相关数据计算[11][12]的平均消费倾向也表明该地区的消费倾向明显高于重庆平均水平与全国平均水平[15]。
基于上述分析，可得出渝东南土家族地区农村居民的生活消费特征如下:第一，消费行为不符合凯恩斯的消费理论，但与相对消费理论吻合较好;第二，自主性消费参数a的估计不显著，同时平均边际消费倾向普遍较高;第三，边际消费倾向偏高，甚至大于1，明显高于全国及全市平均水平。
三、原因分析
针对上述土家族居民的消费特征，分析其原因主要有以下三个方面。
(一)“自给自足”的生产方式是其主要经济特点
在上述消费函数分析过程中，常数项参数未能通过检验，即渝东南土家族地区居民的自主消费不显著。但这并不表明土家族居民没有自主消费，而可能是自主消费主要依靠自己生产供给，并不是在市场上购买所得，而目前我国的数据资料的统计主要是针对市场交易产生的数据进行统计，而自给自足的经济数据未能统计，因此可能部分掩盖了数据的真实性，导致常数项通不过检验。从事实上来看，渝东南土家族地区历来属于“老、少、边、穷”的部级贫困区，与其它地方相比，该地区交通不便、经济落后、信息闭塞，至今仍以传统的农业生产为主。从2006年农林牧渔业总产值占GDP比重来看，重庆平均水平是183%，而土家族地区5区县该指标平均在30%以上，比重最小的是黔江286%，最高的是酉阳达657%。由此可见，农业生产在该地区仍处在核心地位。另外，从农产品的商品率来看，重庆平均水平是557%，而该地区均低于这一水平，农业商品率最高的石柱为540%，最低的酉阳仅为476%。这表明土家族地区的经济具有浓厚的自给自足的特征，大量农产品未在市场上流通，而是满足于自己的生活，这也印证了上述消费函数的回归分析是准确的。
(二)农民收入低导致严重的“透支消费”现象
从渝东南土家族地区5区县的平均边际消费倾向来看，1996年、2001年、2006年三年的截面数据均显示该地区的平均消费水平高于重庆平均水平。1996酉阳的平均消费倾向高达1282，远远超过重庆平均水平(0898)，黔江平均消费倾向最低，也高达0925。至2006年，平均消费倾向整体呈现下降趋势，但是黔江、酉阳地区的平均消费倾向大于1，这表明消费支出额大于收入水平，况且本文分析的仅仅是生活消费支出，这就表明该地区农村居民生活极度贫困，出现了严重“透支消费”现象。统计数据显示，2006年重庆农村居民人均纯收入为287383元，而渝东南土家族地区该指标均低于这一数值。最高的石柱为245773元，相当于重庆平均水平的855%;最低的酉阳仅为203098元，仅仅相当于重庆平均水平的707%，见表2。这表明该地区居民低收入水平是制约消费行为的主要因素，农民的收入主要用于生活方面的必要消费，而对生活消费之外的弹性消费品需求很少，因此从这种角度来讲，要繁荣该地区农村经济，拓展农村消费市场必须加快提高该地区居民的收入水平，增强居民的消费能力。
(三)土家族消费文化的影响
尽管渝东南土家族地区农村居民收入水平较低，但其边际消费倾向普遍较高，部分甚至高达09以上，相当于每增加一元收入，生活消费就会相应增加09元以上，这与我国居民收入水平与边际消费倾向的“倒U”型关系假说不符合[16](即中产阶级的边际消费倾向最高，低收入者与高收入者的边际消费倾向较低)。同时也与我国农村居民边际消费倾向徘徊在07-08之间存在很大差别[17]，何况上述的分析还没有考虑生活消费以外的消费情况，那么其中的原因何在呢?单从经济学角度考虑很难找到答案，笔者认为土家族的饮食文化深深影响边际消费倾向。
土家族居民尽管并不富裕，但是其食风十分豪放，平日土家族人普遍喜欢用大大的土碗吃饭喝酒。如果饭碗太小，就觉得吃的不舒服;酒碗太小，就觉得喝的不爽快。这种豪放的食风在接待客人的筵席上，更是得到了十足的体现。一般说来，客人临门，夏天要先请客人喝一碗糯米甜酒，冬天则先请客人吃一碗开水泡团馓，再待以酒菜。土家人待客还喜用盖碗肉，即以一片特大的肥膘肉盖住碗口，下面装有精肉和排骨。为表示对客人尊敬和真诚，土家族待客的肉要切成大片，酒要用大碗装。土家族有吃社饭的传统风俗，社日期间，家家请，户户接，社宴散时，主人还要让赴宴者带一些社饭回去，对于因故未来者，主人还往往派人把社饭送到府上去[6]。吃了别人家的社饭，要还席，因此社日期间土家族人互相邀请吃社饭，形成吃转转席的饮食格局。喝咂酒是土家族的另一风俗，凡客至家，必以酒招待;婚丧喜庆，必设酒宴。同时，土家族是一个节日频率极高的民族，除了农历的十月外，几乎每月都有节日，有的甚至一个月里有几个节日。过年过节往往杀猪宰羊，排场很大。
因此，笔者认为土家族豪放的饮食文化和节日文化注定了土家族居民的生活消费在收入中的比重较高。这在一定程度上解释了为何在渝东南土家族贫困地区农村居民保持很高的边际消费倾向的“怪圈”。
四、结论
文章以渝东南土家族为例，运用消费理论基本原理对该地区居民的消费行为进行实证分析，分析表明凯恩斯的绝对消费理论不适合该地区居民的消费行为特征，而相对消费理论比较吻合该地区居民的消费行为。土家族地区居民的生活消费主要取决于当期的收入水平和上期的消费水平，而且平均消费倾向和边际消费倾向都明显高于重庆平均水平与全国平均水平，一方面这是该地区居民收入不高，贫困的表现;同时也是土家族居民独特的饮食文化、节日文化及淳朴的好客习俗的体现。它给予我们的政策导向主要有三点:一是促进土家族地区商品经济的发展，提高农村居民的商品意识，活跃农村消费市场;二是挖掘土家族文化产业，培育土家族特色饮食文化产业大有潜力可挖;三是大力实施农业产业化，千方百计提高土家族居民的收入水平才是硬道理。
参考文献
[1]陈浩.国土家族人口和城镇化水平分布特征分析[J].中国人口科学，1999(1):57.
[2]张琦.少数民族地区居民消费现状的思考[J].商业研究，2001(11):150.
[3]吕学芳.试论少数民族地区农村消费市场的开拓——湘鄂渝黔边区农村消费市场调查与思考[J].中央民族大学学报(哲学社会科学版)，2002(2):78.
[4]彭林绪.土家族居住及饮食文化变迁[J].湖北民族学院学报(哲学社会科学版)，2000(1):6
[5]姚伟钧.鄂西土家族原生态饮食文化的传承与开发[J].湖北民族学院学报(哲学社会科学版)，2005(3):17.
[6]姚伟钧，刘朴兵.试论鄂西土家族饮食文化的特色[J].湖北民族学院学报(哲学社会科学版)，2007(3):12-13.
[7]余石.恩施土家族苗族自治州消费函数的建立与研究[J].中南民族大学学报(自然科学版)，2001(12):86.
[8]约翰.梅纳德.凯恩斯.就业利息和货币通论[M].魏损，译.西安:陕西人民出版社，1973:83-102.
[9]胡乃武，张海峰，张琅.我国居民消费倾向的实证分析[J].宏观经济研究，2001(6):32-35.
[10]汪浩瀚.微观基础、不确定性与西方宏观消费理论的拓展[J].经济评论，2006(2):57.
[11]重庆市统计局，国家统计局重庆调查总队.2000-2007年重庆统计年鉴[M].北京:中国统计出版社.
[12]重庆市统计局，国家统计局重庆调查总队.重庆直辖10周年——数据与分析[M].重庆:重庆出版社，2007.
[13]易丹辉.数据分析与Eviews应用[M].北京:中国统计出版社，2002(2):132.
[14]张晓峒.计量经济学基础[M].天津:南开大学出版社，2005(5):50-60.
[15]刘长庚，吕志华.改革开放以来我国居民边际消费倾向的实证分析[J].消费经济，2005，8(24):44-47.