中国城镇居民消费影响因素研究——基于微观调查数据

●王 敏

中国城镇居民消费影响因素研究
——基于微观调查数据

●王 敏

当前中国经济发展仍然面临着一个长期的结构性问题，即居民消费意愿的持续走低所导致的中国国内消费不足问题，这不仅是一个一直令人困扰且至今尚未解决的难题，还是一个可能影响中国经济持续健康发展的重大经济问题。本文利用“中国健康与营养调查”数据和动态GMM估计方法，系统检验不确定性、家庭财富、代际财富转移及习惯形成等因素对中国城镇居民消费的影响。研究结果表明：经济转轨所带来的就业制度与工资制度的改革使得城镇居民收入的不确定性增加，进而明显抑制了城镇居民消费。而习惯形成也可以从一定程度上对城镇居民消费意愿低下的现象予以解释，且越富有的家庭，居民消费表现越体现耐久性。

居民消费 不确定性 习惯形成GMM估计

一、引言

自20世纪90年代中后期以来，中国居民消费的制度基础随着社会主义市场经济体制的逐步确立发生了巨大的转变，也进一步使得居民的消费行为发生了很大变化，中国居民的消费率呈现出逐年下降的趋势。居民消费率从1996年的 46.68%下降至 2015年的38.01%，其中2010年居民消费率仅为35.56%，为历史最低值。而截止至2015年底，中国城乡居民的人民币储蓄存款年底余额较上一年增长8.5%①，新增4万多亿元，占国内生产总值的比例超过75%。当前我国居民消费意愿不高所导致的国内消费需求不足问题仍十分突出。要想有效解决这一问题，则必须找出导致该问题的原因。国内外许多学者对居民消费不足的问题进行了探讨，因所使用数据样本、解释角度以及研究方法的不同，其研究结论也不尽相同。

关于不确定性与居民消费关系的研究。国内外许多学者，如宋铮(1999)、龙志和和周浩明 (2000)、万广华等(2001)、孙凤(2001)、孟昕(2001)、李实和Knight(2002)、曹和平(2002)等，他们的研究结论都表明，不确定性对我国居民消费具有显著的负效应。近期大量的学者对此进行了深入地探讨，刘金全等(2003)对居民在耐用消费品和非耐用消费品上消费行为的差异性进行了区分，指出预防性储蓄主要降低了居民对耐用消费品的支出。罗楚亮（2004）在研究了1995、1999、2002年的城镇入户调查数据后指出，收入不确定性、医疗支出的不确定性、失业风险、教育支出等不确定性因素都对城镇居民消费水平具有显著的负效应。郭志仪和毛慧晓（2009）在预防性储蓄理论的基础上,使用1990—2006年中国城镇居民收入支出的相关数据研究发现：支出不确定性比收入不确定性对城镇居民消费的影响更大；汪浩瀚和唐绍祥（2009）认为，在经济转型时期,不确定性对我国居民消费的影响十分显著,其中城镇居民消费受不确定性的影响更加明显。

在20世纪90年代以前，国外学者对代际流动的研究主要集中在职业地位和受教育程度的代际转移，此后，学者们依据收入资料的可得性与完备性，逐渐将收入的代际流动作为代际流动研究的重心，通过对收入的代际流动性进行测算用以反映出代际流动的具体状况。Nguyen和Getinet(2003)认为通过考察收入的代际流动以反映两代人经济福利的传递程度是合适的和准确的。Ermisch和Francesconi（2002）通过衡量受教育程度或职业地位的代际流动来反映代际流动状况。而国内一些学者（赵丽秋、姚先国，2009；王海港，2005）在对代际收入流动进行考察时，通常是将父辈与子女的年龄、年龄的平方以及职业等变量作为控制变量加入到模型中，对考察子女与父辈二者在某一年收入观测值之间的关系。但上述方法中对持久收入的定义不准确，以致于分析结果可能才是产生估计偏误。

习惯形成理论的提出，认为消费决策是动态的，在国外文献中，对习惯形成参数估计方法主要分为两类，一是先求出消费或储蓄的封闭解再对参数进行估计，二是估计Dynan (2000)提出的对数线性欧拉方程。Naik and Moore(1996)、Guariglia and Rossi(2002)、Ravina（2005）、López-SalidoSource（2005）、Alessie and Teppa(2010)分别通过使用美国、英国、西班牙、荷兰等不同国家的家庭数据，研究结果均证明了习惯形成对家庭消费的影响。国外学者对习惯形成理论进行的经验检验结论并不一致，从整体上看，基于总量数据的研究趋于支持，基于微观数据的研究趋于拒绝。中国在这一领域的研究起步较晚，龙志和等(2002)是我国最早对中国居民消费习惯形成进行实证分析的学者，他们选择了某省会城市1999—2001年300户家庭家计调查中的食品消费数据对消费习惯形成模型进行估计。艾春荣和汪伟(2007)利用1995—2005年省际面板数据研究了习惯偏好下中国居民消费的过度敏感性。郭香俊（2009）、杭斌（2009,2010）对中国城镇住户调查数据分析发现，习惯形成与收入不确定性是导致中国城镇居民高储蓄现象的重要原因，同时考察了习惯形成参数对平均消费倾向持续下降的影响。

众多的前期研究虽然已识别出影响中国居民消费意愿的多个因素，但是已有的研究大都只关注了其中某些因素的影响，缺乏对多因素影响的系统检验。文中将突破既往研究计量模型设定时，仅仅关注少数变量对居民消费的影响，从而可能带来的遗漏变量问题，进一步可能导致我们对中国城镇居民消费行为理解的偏误，以及刺激消费的政策选择的偏误。同时，基于理论研究成果，系统检验基于微观调查数据可得性的全部变量对城镇居民消费的影响，并以具有良好性质的系统GMM估计法作为估计模型，力求更为全面地揭示影响中国城镇居民消费的多因素。

二、计量模型和数据说明

（一）计量模型

本文在对计量模型进行分析时，考虑到消费函数有很多种且不同种消费函数假定或许存在一定差异，甚至有可能出现冲突，所以并不打算预先选择特定的消费函数模型。与此同时，在本研究所考察的样本期内，我国逐步实施了包括住房、教育、医疗、养老等在内的多项改革措施，消费信贷的品种也日趋多元化。基于上述原因，本文将选择简约型（reduced-form approach）的计量模型，放弃选择某种特定的结构模型，其优点在于它不依赖某一特定的理论，也不依附某一特定的社会环境，但确能够十分有效的找出包括不确定性、习惯形成、家庭财富和代际财富转移在内的多因素对中国城镇居民消费(C)的影响。

其中，下标i代表地区，t为时间，εit为随机扰动项。Cit表示省在时间的城镇居民消费，M表示模型中关注的解释变量，N表示潜在的重要变量，X表示控制变量。

以下对纳入模型中的具体变量进行说明：

1、C表示消费支出。虽然在CHNS数据中同样将消费支出分为耐用品消费和非耐用品消费两类，但是，由于数据的版权问题，只能获取家庭消费食品的代码，无法获得具体的食品名称，继而无法测算出每个城镇居民家庭的食品类支出。此外，由于在经济周期中，我国城镇居民对耐用品消费的变动远远超过对非耐用品消费的变动，且耐用品消费的不稳定性也是我们在研究经济周期时所必须考虑的一个重要因素。所以，本文研究中仅将家庭耐用品消费②取对数作为居民消费支出的代理变量。

2、M作为模型中关注的解释变量，主要包括不确定性、家庭财富和代际财富转移。不确定性：基于我国国情，我国城镇居民面临的不确定性既有来自收入的不确定性，同时也有来自支出的不确定性。文中分别对城镇居民收入与支出的不确定性进行测度，首先，参照罗楚亮（2004）的方法，分别通过对城镇居民家庭中户主受教育的年限、从事的职业以及工作单位的性质这3项指标将所有家庭进行分组，分别计算出2000—2011年共5次所调查的各组家庭年收入对数值的方差③，即家庭收入风险④，将这一指标作为收入不确定性的代理变量；其次，参考樊潇彦、袁志刚、万广华（2007）的研究方法，由于问卷中对家庭成员自身健康状况的自评数据自2006年后不再考察，故文中以CHNS问卷调查中城镇居民家庭成员所面临的健康风险和家庭成员中的在校人数分别作为医疗支出和教育支出的代理变量，即将这两个变量作为支出不确定性的代理变量。具体而言，城镇居民家庭成员所面临的健康风险主要通过调查期内患病的家庭成员占比⑤进行衡量。

家庭财富：文中认为房地产财富和金融资产均应构成家庭财富的一部分，但基于数据可得性，文中以家庭总财产代替家庭财富，即选择以CHNS调查中分别对住房价值与家庭用具⑥价值的考察取对数以衡量家庭总财产。

代际财富转移：文中在选取代际财富的代理变量时，如果只单一考虑收入的代际流动，那么家庭背景对不平等的影响程度则很可能会被低估；又或者完全只采用单一的非货币的估算方式，则很可能产生估计偏差，这一结果的产生却很可能是由错误分类所造成的（Goldberger，1989）。因此，基于我国特殊的国情，文中通过选取财富资本、社会资本和人力资本三者共同作为解释代际财富转移的中间变量。因为广义人力资本是指所有能够作用于劳动者在市场中获得报酬的知识、技能和能力。其中教育不仅是与公共政策联系很亲密的指标，同时也是比较易于考察人力资本的测度方法。所以文章中采用子女受教育的年限以衡量人力资本。对于社会资本的衡量，文中主要通过对户主的单位性质与政治身份来考察。最后在财富资本方面，为与家庭财富的考察予以区分，文中以户主的工资性收入作为考察的指标。

3、N是潜在的重要变量。家庭收入：在微观调查数据中，可得到详细的人均家庭净收入、家庭净收入以及家庭总收入，而这三项数据均分别按消费价格指数折算至2011年的收入、平减至1988年的收入和名义收入。调查数据中的净收入与一般净收入有所不同，它是指将教育、婚嫁和随礼方面的支出从总收入中去除后的收入，数据在以此种方法进行处理之后，许多家庭的净收入出现负值，这对计算和分析数据十分不利。文中所采用的家庭收入是城镇居民家庭总收入，并以2011年不变价格进行调整并取对数。

习惯形成：消费习惯被分为内部消费习惯和外部消费习惯两类，他们分别对居民消费的影响程度和方向并不确定。而对于习惯形成的测度，在已有实证研究（杭斌，2010；崔海燕，2012）中绝大部分均以因变量的滞后值代理习惯形成变量，本文拟遵循常规测度方法，以城镇居民滞后一期的消费支出水平作为习惯形成的代理变量。

4、X表示其他控制变量。包括户主的年龄、性别、职业、家庭平均受教育年限等人口学年龄和年度虚拟变量。本文假设每个中国城镇居民家庭的主要消费决策通常是由户主做出的，通过控制户主的人口学特征，就可以有效控制消费者偏好的转变，换言之，家庭的消费支出水平很可能随家庭户主的变化而随之发生变动。

（二）数据来源

本文研究数据来自美国北卡罗来纳大学人口研究中心与中国疾病预防与控制中心（China CDC）营养与食品安全研究所在中国联合合作进行的 “中国健康与营养调查”(China Health and Nutrition Survey,CHNS)。文中选取了 2000年、2004年、2006年、2009年、2011年城镇居民家庭的调查数据用于分析，首先，由于1989年进行调查所采取的统计口径与后期调查统计口径的之间存在许多差异，故将其剔除；其次，自1998年7月3日国务院公布 《关于进一步深化城镇住房制度改革加快住房建设的通知》后，截止至1998年底，我国城镇已全面停止了住房实物分配，开始实行住房分配货币化。这也标志着中国城镇住房制度将发生根本性的转变。所以本文选取了房改以后对城镇家庭的调查数据。表1是主要变量的描述性统计。

表1 主要变量的描述性统计

三、估计方法

对式（1）计量模型进行估计时，需要考虑到以下问题：模型中加入了滞后一期的内生变量LnCit-1，用以反映出城镇居民的习惯形成，故此模型实际是一个动态面板模型，而在对该模型进行估计时，为有效克服动态方程中存在的内生性问题，文中采用系统广义矩估计（system GMM）的方法（Arellano and Bover，1995；Blundell and Bond，1998）。采用该方法对模型进行估计的过程中，在工具变量的选取方面，应考虑到不确定性与滞后一期的消费水平之间可能出现的内生性与时变的测量误差问题，即采用内生变量的所有滞后值作为其工具变量。

首先，若单独采用固定效应对动态面板模型进行估计，可能存在以下两方面的问题。一方面，可能会导致模型存在遗漏变量的偏差问题。固定效应虽然可以有效控制个体之间不随时间变化的不可观测的异质性，即不仅可以很好地将个体的异质性进行剔除，还能够对滞后一期消费无法捕捉到的历史消费特征所带来的影响进行剔除，尤其是个体异质性对于解释居民消费习惯极为重要⑦。但固定效应在面对一些无法观测的、会随时间发生变化的同时又有可能会对滞后期消费造成影响的因素时会束手无策，如消费文化，消费政策等。另一方面，在有限样本中，估计是有偏的⑧。

其次，若通过运用固定效应和两阶段最小二乘法两种方法同时对动态面板数据进行估计，虽然该方法可以有效地消除个体异质性所产生的内生性问题，但滞后期因变量与误差项之间的相关性所导致的估计量的不一致性和有偏性问题仍然没有得到很好的解决。

最后，若采用系统广义矩估计法估计动态面板数据模型，不仅可以消除固定效应估计中个体异质性的影响和有限样本中的偏误问题，还可以克服模型中因双向因果关系而产生的联立性偏误。同时，该估计方法还能够有效结合与利用水平方程与差分方程中的信息，且不易受到弱工具变量的影响。因此，较差分广义矩估计相比则显得更加有效。

四、基本结果和分析

基于众多文献中的不同做法及Sargan检验的结果，具体做法为：在系统GMM中，采用内生变量的所有滞后值以及户主单位的性质虚拟变量作为工具变量。对应的Sargan检验P值表明工具的整体有效性。

滞后一期城镇居民消费的变动对现期城镇居民消费的变动在统计上有着较为显著的负效应，表明城镇居民的消费习惯表现为耐久性。该结论与中国特定的消费文化密不可分，与西方国家的消费文化不同，量入为出的基本消费原则以及崇尚节俭的消费特点使得我国居民的消费习惯具有稳定性，而这种稳定的消费习惯中也必然承载着大量的历史、文化因素。因此，在对居民消费影响因素的进一步研究中，若能够将地区或国别纳入到考虑范围将更具现实意义。

各家庭总收入对数值的方差作为收入不确定性的代理变量对现期城镇居民消费的影响显著为负，这说明收入不确定性的加剧将会抑制城镇居民的消费支出水平。自二十世纪末期以来，我国的社会转型与经济转轨开始进入到一个全新的历史发展阶段，而收入制度与工资制度的不断变迁也使得城镇居民的收入风险明显提升，而收入风险的提升将进一步对城镇居民消费产生显著的抑制作用。

采用家庭过去4周生病人数与家庭在校人数作为医疗与教育支出的代理变量，回归结果中它们的符号均不显著，随后我们改用家庭在校大学生人数作为教育支出的代理变量后，其估计并没有发生变化。而导致这一结果出现的主要原因则很可能与CHNS的调查数据有关，因为在CHNS的调查数据中，并没有单独对家庭的长期医疗支出与教育支出这两项支出项目进行详细的调查，故这两项支出项目的数据并不详实。继而使得我们在模型分析中无法准确的对教育、医疗改革对人们支出负担的影响进行度量，进而导致回归结果并不显著。根据数据的可得性与数据内容的有限性，文中选用以上代理变量对相关改革措施可能带来的影响予以 “控制”，而寻求合适的代理变量对支出风险或不确定进行更加准确的度量与深入分析也将是以后研究的重点。

实际利率对城镇居民消费具有显著的负向影响，估计结果表明城镇居民消费具有前瞻性，考虑到文中所考察的样本期仅为5年，时间跨度从2000—2011，实际利率在此期间以零为基准上下小幅震荡，故实际利率的变动仍无法对居民消费意愿持续走低所导致的消费不足问题予以解释。

子女受教育年限与户主职业的系数虽然为负数，但并不显著。这很可能与文中仅采用5次的调查数据有关，时间跨度不长也会对代际财富的构造造成一定的影响。而户主的工资性收入对居民消费影响显著为正，这也进一步证实了家庭消费的决策者通常是户主。

户主的人口学特征与家庭特征在估算结果中均不显著。在城镇居民耐用品消费中并没有发现显著的年龄效应，这与耐用品与非耐用品二者自身消费模式的差异性相符（Yang, 2006）。但户主为男性、家庭规模较大且平均受教育年限较高的家庭对耐用品消费的概率更高，这一结论与人们通常的直觉一致。

表2 城镇居民消费影响因素的估计

五、结论与启示

本文利用“中国健康与营养调查”数据和动态GMM估计方法，系统检验不确定性、家庭财富、代际财富转移及习惯形

成等因素对中国城镇居民消费影响。研究结果表明：（1）滞后一期城镇居民消费的变动对现期城镇居民消费的变动有较为显著的负效应，即城镇居民的消费习惯表现为耐久性。该结论与中国特定的消费文化密不可分，与西方国家的消费文化不同，量入为出的基本消费原则以及崇尚节俭的消费特点使得我国居民的消费习惯具有稳定性，而这种稳定的消费习惯中也必然承载着大量的历史、文化因素。因此，在对居民消费影响因素的进一步研究中，若能够将地区或国别纳入到考虑范围将更具现实意义。（2）经济转轨所带来的就业制度与工资制度的改革，导致城镇居民收入的不确定性进一步加剧，进而抑制了城镇居民消费。因此，继续加强社会社会保障体系的建设与就业制度的完善不仅有利建设健康和谐社会，对提高居民消费率有着重要意义。（3）文中对家庭财富的衡量不仅包括房地产财富，还包括居民的家庭用具。而家庭财富的变化对居民消费变动的影响不显著，这一估计结果可能不仅与我国居民房产的特有属性有关，与外部环境的变化也密不可分。因此，维持房地产市场的健康与稳定发展，有效避免房价大幅波动所带来的居民房地产财富的变动，进而对居民消费产生不利的影响。■

（本文受中南财经政法大学研究生教育创新项目 “中国城镇居民消费行为研究：基于代际财富转移与习惯形成的综合视角”资助〈项目编号2013B0201〉）

（作者单位：中南财经政法大学）

注释：

①据《中国统计年鉴（2015）》报告数据支指出，截止至2014年底，中国城乡居民的人民币储蓄存款年底余额已高达48.53万亿元。

②参考樊潇彦，袁志刚和万广华（2007）以及黄静和屠梅曾（2009）的做法，考察多因素对城镇居民耐用品消费的影响。家庭耐用品消费，通过加总每个家庭去年耐用消费品，主要包括冰箱、彩电等家用电器和汽车、电动车等交通工具以及其他商品（手机、电话）。

③以户主受教育的年限为 年、从事的职业为 以及工作单位的性质 的家庭为例，该家庭的收入风险 （income risk）=Var (log(incom)）ikj。

④Carroll and Samwik(1998)研究指出，依据户主的受教育程度、职业类别以及工作单位的性质等指标可以计算分组后各个家庭收入对数的方差，而这又被认为是收入风险较好的代理变量。

⑤患病家庭成员的占比，即计算各城镇居民家庭成员在调查

前四周患病人总数在各城镇居民家庭总人数中的比重。

⑥家庭用具分别包括交通工具、农用机械和家庭商业用具（炊具、缝纫机、五金等）。

⑦Naik N Y,Moore M J.1996.Habit formation and Intertemporal Substitution in Individual Food Consumption [J].Review of Economics and Statistics,78(2).

⑧Greene W.2002.Econometric Analysis[M].Upper Saddle River,NJ:Prentice Hall.

[1]杭斌，申春兰.经济转型中消费与收入的长期均衡关系和短期动态关系——中国城镇居民消费行为的实证分析[J].管理世界，2004，（05）.

[2]杭斌，郭香俊.基于习惯形成的预防性储蓄——中国城镇居民消费行为的实证分析[J].经济研究，2009，（03）.

[3]黄静，屠梅曾.房地产财富与消费：来自家庭微观调查数据的证据[J].管理世界，2009，（07）.

[4]贾男，张亮亮.城镇居民消费的“习惯形成”效应[J].统计研究，2011，（08）.

[5]雷潇雨，龚六堂.城镇化对于居民消费的影响：理论模型与实证分析[J].经济研究，2014，（06）.

[6]李涛，陈斌开.家庭固定资产、财富效应与居民消费：来自中国城镇家庭的经验证据[J].经济研究，2014，（03）.

[7]龙志和，王晓辉，孙艳.中国城镇居民消费习惯形成实证分析[J].经济科学，2002，（06）.

[8]Alessie R,Teppa F.Saving and habit formation:evidence from Dutch panel data[J].Empirical Economics,2010，38(2).

[9]Carroll C D,Otsuka M,Slacalek J.How Large Is The Housing Wealth Effect A New Approach [J].Journal of Money, Credit,and Banking,2011，43(1).

[10]Carroll C D,Overland J,D N Weil.Saving and Growth with Habit Formation [J].The American Economic Review, 2000，90(3).

[11]Dynan K.Habit Formation in Consumer Preferences:Evidence from Panel Data[J].American Economic review,1993，90(3).

[12]Jappelli T,Pistaferri L.,Using subjective income expectations to test for excess sensitivity of consumption to predicted income growth[J].European Economic Review,2000，44(2).