中国城市居民消费函数的假说检验

2013-02-21张邦科邓胜梁

统计与决策 2013年4期

张邦科，邓胜梁

(1.湖北工业大学工程技术学院，武汉 430068；2.加拿大布鲁克大学商学院）

0 引言

绝对收入假说(Keynes,1936)诞生以来，各种消费函数相继问世。从现有文献看，关于中国居民消费函数理论假说的实证结论不一致，有待深入研究。同时，现有研究的对象要么划分为城镇或农村居民，要么以城乡居民整体为对象，而以城市居民为研究对象的文献鲜见。鉴于此，本文首先检验持久收入假说与生命周期假说是否符合中国城市居民的消费行为，然后检验绝对收入假说、随机游走假说、预防性储蓄假说与流动性约束假说的适用性。

1 样本和数据

本文中35个大中城市为除拉萨外的30个省会城市、大连、青岛、宁波、厦门以及深圳。1990～2010年35个城市的人均GDP(记为CGDP，1980～1989年的CGDP数据缺失严重，故舍弃)、1980～2010年各城市居民家庭平均每人全年可支配收入(I)和各城市居民家庭平均每人全年消费性支出(E)来自《中国城市统计年鉴》、《中国城市年鉴》与30个省份的《统计年鉴》。本文所用软件为Eviews6.0。变量的描述性统计见表1。

表1 变量的描述统计

2 持久收入假说与生命周期假说的检验

2.1 持久收入假说的检验

持久收入假说等价于三个可检验的假设：

假设i城市居民消费与持久收入存在显著的相关关

假设ii城市居民消费与暂时收入没有显著的相关关系，暂时收入的边际消费倾向为零；

假设iii对于给定的当期可观测收入变动，不同城市的居民可能有不同的判断，有的认为变动是持久性的，有的断定变化是暂时性的，因而他们的边际消费倾向可能有显著差异。因此，不同城市居民暂时收入的边际消费倾向可能不同。

⑴持久收入与暂时收入的分解。

本文同时采用Friedman(1957)分解方法与苏良军等(2005)的分解方法，以讨论检验结果的稳健性。持久收入表示居民对长期的稳定收入的预期，而在使用Friedman方法的文献中，持久收入一般取现期收入与前两年收入的平均值，三年显然过短，所以本文采用五年与十年的算术平均值并比较相应的检验结果。同时参照苏良军等(2005)的做法，将消费者的人均收入对本市同年的人均GDP进行面板模型回归(变系数，固定效应)而得到持久收入与暂时收入。人均收入与人均GDP往往都是非平稳序列，需要检验二者是否协整。如果人均收入与人均GDP是协整的，则暂时收入的均值等于零，且与持久收入是正交的。为此根据Maddala&Wu(1999)进行单位根与协整检验。表2和表3显示，1990～2010年我国35个大中城市的居民家庭人均全年可支配收入与其人均GDP的面板数据存在协整关系，符合建模要求。

表2 面板数据的单位根检验结果

表3 面板数据的协整检验结果

⑵持久收入假说的检验与分析。

假定持久收入与暂时收入的系数对各城市均相同，模型为：

假定各城市持久收入的系数相同，暂时收入系数可以不同，模型为：

其中，ηi表示城市的个体差异，εit为随机扰动项。①对模型(1)和(2)的面板数据进行了单位根及协整检验，其结果表明符合建模要求。下同。Friedman分解方法的数据区间为1980～2010年;由于数据的限制，苏良军等的分解方法的为1990～2010。

表4 模型(1)的回归结果

表4中，固定效应(f)与随机效应(r)的回归结果相近，无论是解释变量的系数符号，还是系数的显著性水平均相同，仅仅数值的大小稍有出入，因而表4中的回归结果是稳健的。γ1与γ2估计值的显著水平均达到0.01，表明城市居民消费与持久收入和暂时收入均显著相关。对于Friedman的两种方法，持久收入取当期收入和前9年收入的算术平均值时γ1的估计值较小，而γ2估计值较大。三种分解方法的γ1估计值随着样本区间的推移而普遍递减，意味着持久收入的边际消费倾向存在下滑趋势，这和1980年代末以来城镇居民消费倾向下降的趋势一致。

回归结果支持假设i，否定假设ii。为了检验假设iii，我们采用模型(2)。本文的面板数据不满足模型(2)的随机效应的检验条件(个体的个数大于组间随机效应新息方差的参数个数)，所以选择固定效应。

表5 模型(2)的回归结果(1990-2010)

表5中，两种分解方法得到的γ1估计值均显著，相差0.009。各城市γi的估计值不同。就Friedman方法而言，除北京、石家庄，宁波和海口居民对应的γi估计值不显著外，其他的均在统计上显著。就苏良军方法而言，呼和浩特、沈阳和长春居民的γi估计值不显著，其他的均在统计上显著。两种方法的检验结果均验证了假设i与假设iii，对绝大多数城市假设ii不成立。采用苏良军方法得到的持久收入与暂时收入正交，不同城市暂时收入系数的不同并不影响对γ1的一致估计，因此表4和表5中苏良军方法的γ1有相同的估计值0.649;而Friedman方法没有这个特点，模型(1)与(2)的γ1估计值分别为0.653与0.658，二者不同。由苏良军方法得到的暂时收入的边际消费倾向均小于1，可是Friedman方法得到的部分暂时收入的边际消费倾向大于1，显然是违背常识的。

2.2 两种假说的适应性

总之，假设ii对绝大多数城市不成立，而假设i与假设iii均成立。这意味着持久收入假说不能完全适用于我国城市居民，需要发展新的消费理论。虽然持久收入假说通常使用无限期界，生命周期假说使用有限期界，但是二者没有实质的差异，因此常被统称为持久收入—生命周期假说。由此看来，生命周期假说也不能完全适用于我国城市居民消费。

3 绝对收入假说和随机游走假说的检验

Deng&Jin(2008)运用状态空间模型分析了中国城镇居民消费的过度敏感性，他们将全体消费者分成两组：一组能够理性预期，其消费行为遵循随机游走假说(Hall,1978);另一组遵从绝对收入假说(Keynes,1936)。Deng&Jin(2008)使用的模型为：

其中，d(It),d(Et)分别是当期收入与消费的差分，m为第二组消费者的边际消费倾向，λ为第二组消费者占全体城市居民的比重。λ大于模型(3)中d(It)的系数(0＜m＜1)。λ恰好反映了消费对当期收入的依赖程度，可识别居民消费是否呈现过度敏感性。我们借鉴模型(3)建立面板模型：

其中，ηi表示城市个体的差异，εit为随机扰动项。

从表6可知，1980～2010年模型(4)的豪斯曼检验值为0.00，应选择随机效应。γ3的估计值为0.637，显著水平达到0.01。γ3就是模型(3)中的系数λm。因此，我国35个大中城市居民消费对当期收入是过度敏感的，超过63.7%的消费根据当期收入进行，按照持久收入模式进行的消费不足36.3%。1980～1992年模型(4)的豪斯曼检验值为0.00，应该选择随机效应。γ3的估计值高达0.764，在0.01水平下显著。1992～2003年的γ3估计值下降为0.497，2003～2010年的γ3估计值上升为0.681。这表明近30年来城市居民消费的过度敏感性系数的变化趋势呈现U型。综上，绝对收入假说与随机游走假说不适用于我国城市居民。

模型(4)引入消费对当期收入回归残差的滞后一期ξit-1就成为面板误差修正模型：

模型(5)适应固定效应。γ3的估计值在0.01的显著水平下显著。误差修正项ξit-1的系数γ4的估计值在0.01水平下显著为负，表明消费是围绕拟合消费的线性趋势波动的。

表6 模型(4)、(5)、(6)的回归结果

4 预防性储蓄假说与流动性约束假说的检验

Fisher(1956)认为自我雇佣者的储蓄比管理者的高12%。这是符合预防性储蓄假说的，因为管理者未来收入的不确定性小于自我雇佣者。如果修改效用函数为二次型的假设，基于两期模型就可以证明在效用函数的三阶导数大于零时不确定性会使消费者的预防性储蓄增加，当前消费下降(Leland,1968;Sandmo,1970)。近30年来收入分配、劳动就业、社会保障、教育等方面的改革导致我国城市居民收入和消费的不确定性，致使其消费不振(张邦科等,2011)。由此可见，预防性储蓄假说对我国城市居民是适用的。

流动性约束可区分为即期流动性约束、远期流动性约束与理念(conceptual)流动性约束。受流动性约束的消费者进行最优消费决策时，其储蓄行为是逆经济周期的(Deaton,1989)。除即期流动性约束的影响外，远期流动性约束会导致我国居民当前消费减少，储蓄增加，同时理念流动性约束对消费的抑制作用也十分明显(Deng and Jin,2008)。

Carroll&Kimball(2005)认为，不确定性与流动性约束均会导致凹的消费函数，因而对消费的影响是等效的。未来收人或消费的不确定等同于未来还贷能力的不确定。不确定性的增加会强化远期流动性约束，导致消费的过度敏感性增强。模型(5)的误差修正项为消费围绕拟合消费的线性趋势的波动，能够反映消费者对经济前景的预期，因此其绝对值可以表示不确定性与远期流动性约束对城市居民消费的影响。为了验证我们的分析，建立模型：

从表6可知，模型(6)应选择固定效应。与模型(4)相比，γ3的估计值变大，表明控制不确定性与远期流动性约束的影响之后，消费的过度敏感性系数增大，从而验证了上述分析。Blanchard&Fisher(1989);申朴和刘康兵（2003）也证实了这一点。γ4的估计值在0.01水平下显著小于零，表明不确定性与流动性约束对消费产生了显著的负效应。