【畢業(yè)學(xué)位論文】（Word原稿）不確定性、流動(dòng)性約束與居民消費(fèi)城鄉(xiāng)差異--基于我國東部地區(qū)面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析-統(tǒng)計(jì)教育學(xué)

1 不確定性、流動(dòng)性約束與居民消費(fèi)城鄉(xiāng)差異 浙江工商大學(xué) 摘要 ：本文構(gòu)建了面板數(shù)據(jù)模型，對流動(dòng)性約束和不確定性條件下的我國東部地區(qū)居民消費(fèi)的城鄉(xiāng)差異進(jìn)行了實(shí)證分析。研究結(jié)果表明： 2000 年以來，我國東部地區(qū)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)行為存在較大差異；農(nóng)村居民消費(fèi)受流動(dòng)性約束的影響大于城鎮(zhèn)居民；農(nóng)村居民對實(shí)際利率變化的收入效應(yīng)小于替代效應(yīng)，而城鎮(zhèn)居民與之相反；農(nóng)村居民受前期消費(fèi)變動(dòng)和長期消費(fèi)傾向的影響大于城鎮(zhèn)居民；對于收入與支出的不確定性對 城 鄉(xiāng)居民消費(fèi)是否有影響無法得到定論 。 關(guān)鍵字 ：不確定性 流動(dòng)性約束 東部地區(qū) 城鄉(xiāng)消費(fèi)差異 面板數(shù)據(jù) 一、 引言 隨著中國經(jīng)濟(jì)改革的不斷深入，我國居民消費(fèi)行為也發(fā)生了顯著變化，居民的儲蓄額大幅度上升，最終消費(fèi)率尤其是居民的最終消費(fèi)率處于偏低水平，并且我國目前處于二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)狀態(tài)，城市化工業(yè)化不斷加快進(jìn)程，在這樣的背景下，研究不確定性、流動(dòng)性約束與居民消費(fèi)的城鄉(xiāng)差異具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。 西方宏觀經(jīng)濟(jì)理論對居民消費(fèi)行為研究始于 20 世紀(jì) 30 年代，最具代表性的就是凱恩斯的絕對收入假說和 949)的相對收入假說。隨后 原有消費(fèi)者行為分析框架基礎(chǔ)上分別提出了永久收入假說和生命周期假說。而 978)考慮到不確定性的存在，將理性預(yù)期理論引入永久收入假說和生命周期假說，提出隨機(jī)游走假說。 981)假設(shè)持久收入遵循一階自回歸過程，并利用美國的總和時(shí)序數(shù)據(jù)進(jìn)行估計(jì)，發(fā)現(xiàn)消費(fèi)不僅取決于持久收入，也且也收到預(yù)期的收入變化的影響，即消費(fèi)對收入的 “過度敏感性 ”。而1987)試圖從不同于 角度驗(yàn)證隨機(jī)游走假說，提出了消費(fèi)的 “過渡平滑性 ”，即消費(fèi)的實(shí)際波動(dòng)小于理論估計(jì)值，這一發(fā)現(xiàn) 2 對隨機(jī)游走假說形成了巨大的沖擊，然而這種現(xiàn)象卻可以用預(yù)防性儲蓄理論和流動(dòng)性約束理論得到很好地解釋。流動(dòng)性約束假說是 1989)提出的，他發(fā)現(xiàn)流動(dòng)性約束不論何時(shí)發(fā)生，都會使一個(gè)人的消費(fèi)比他想得到的要少，即使是發(fā)生于未來也會減少當(dāng)期消費(fèi)。 1991)通過建立消費(fèi)模型模擬面臨流動(dòng)性約束并且具有等彈性效用函數(shù)的消費(fèi)者的消費(fèi)行為，發(fā)現(xiàn)收入的不確定性越高，儲蓄額也就越高，相應(yīng)地，消費(fèi)支出也就越 小。 流動(dòng)性約束也引起了越來越多的國內(nèi)學(xué)者的關(guān)注。宋錚（ 1999）較早地運(yùn)用預(yù)防性儲蓄假說定量分析中國居民儲蓄行為；龍志和等（ 2000）研究發(fā)現(xiàn)我國城鎮(zhèn)居民存在顯著的預(yù)防性儲蓄動(dòng)機(jī)；萬廣華等（ 2001）分析了流動(dòng)性約束與不確定性在中國居民消費(fèi)行為演變中所起的作用，得出流動(dòng)性約束型消費(fèi)者所占比重的上升以及不確定性的增大是造成了中國目前的低消費(fèi)增長和內(nèi)需不足的原因。周好文（ 2002）通過建立一個(gè)包含不確定性和流動(dòng)性約束在內(nèi)的模型闡明其中的內(nèi)在機(jī)理，并在此基礎(chǔ)上提出鋸齒型消費(fèi)曲線假說；申樸等（ 2003）采用對轉(zhuǎn)軌時(shí)期城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)行為及影響因素進(jìn)行的經(jīng)驗(yàn)分析，結(jié)果表明，城鎮(zhèn)居民在收入增長率減緩，并面臨較強(qiáng)的不確定性和流動(dòng)性約束條件下，必然會減少當(dāng)前消費(fèi)增加儲蓄，從而導(dǎo)致目前消費(fèi)疲軟和總需求不足的狀況；杭斌等（ 2005）研究發(fā)現(xiàn)在消費(fèi)與收入的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系中，預(yù)防性儲蓄動(dòng)機(jī)的影響是顯著的。 而對我國居民的城鄉(xiāng)差異的研究，國內(nèi)也有不少學(xué)者進(jìn)行了研究。王芳（ 2007）則通過均值比較和標(biāo)準(zhǔn)差系數(shù)的統(tǒng)計(jì)分析方法，定性地對我國東中西部城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平進(jìn)行比較分析，發(fā)現(xiàn)東部城鄉(xiāng)消費(fèi)絕對差異較小，但城鄉(xiāng)省際間差異較大，在同一地區(qū)，省 際間消費(fèi)差異城鄉(xiāng)各不同，并非所有消費(fèi)項(xiàng)目都是城鎮(zhèn)省際差異要小于農(nóng)村省際差異，東中西部地區(qū)城鄉(xiāng)消費(fèi)結(jié)構(gòu)差異較明顯，東部地區(qū)大部分消費(fèi)項(xiàng)目城鄉(xiāng)絕對差異居同類比較之首；潘文軒（ 2010）以凱恩斯絕對收入假說、杜森貝里相對收入假說、弗里德曼恒常收入假說等西方消費(fèi)理論為基礎(chǔ)，對城鄉(xiāng)居民消費(fèi)函數(shù)分別進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，這種差異性具體表現(xiàn)在相鄰期間消費(fèi)關(guān)聯(lián)性、自發(fā)消費(fèi)、邊際消費(fèi)傾向和消費(fèi)行為穩(wěn)定性這四個(gè)方面；洪韜（ 2010）對杭州市城鄉(xiāng)居民消費(fèi)的實(shí)證分析結(jié)果顯示：兩者消費(fèi)結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)明顯的二元結(jié)構(gòu)，在食品、居住、衣著、服務(wù)性消 費(fèi)方面存在著較大差距，農(nóng)村居民的平均消費(fèi)傾向較低，城鄉(xiāng)消費(fèi)水平差距有擴(kuò)大的趨勢。以上研究只是定性地描 3 述或者基于傳統(tǒng)的西方消費(fèi)理論為基礎(chǔ)進(jìn)行實(shí)證分析，但都沒有考慮到不確定性、流動(dòng)性約束對居民消費(fèi)城鄉(xiāng)差異的影響。而金賢鋒（ 2006）對我國轉(zhuǎn)型期間城鄉(xiāng)居民消費(fèi)的二元結(jié)構(gòu)和跨期不確定性進(jìn)行分析得知我國城鄉(xiāng)居民消費(fèi)的二元特征明顯，農(nóng)村收入的緩慢增長和體制改革滯后等造成的不確定性，是農(nóng)村居民消費(fèi)水平低的重要因素；劉慧宏（ 2007）運(yùn)用預(yù)防性儲蓄理論分析我國居民消費(fèi)情況，運(yùn)用回歸模型對不確定性、 流動(dòng)性約束和我國城鄉(xiāng)居民 消費(fèi)分別進(jìn)行實(shí)證分析，得出不確定性、流動(dòng)性約束與我國居民消費(fèi)有著顯著影響，而且是更多的抑制居民的消費(fèi)，造成居民消費(fèi)需求疲軟；王浩瀚等（ 2009）的研究表明，在整個(gè)轉(zhuǎn)型期，我國城鄉(xiāng)居民的消費(fèi)受流動(dòng)性約束的影響都是顯著的，且差異不大，受流動(dòng)性約束的影響也是顯著的，相對而言城鎮(zhèn)居民受到不確定性影響更顯著些；唐紹祥等（ 2010）就不確定性和流動(dòng)性約束等對我國居民消費(fèi)行為影響進(jìn)行比較分析 ,結(jié)果表明： 1978 年以來，收入的不確定性對城鎮(zhèn)居民消費(fèi)行為的負(fù)面影響要大于農(nóng)村居民，城鎮(zhèn)居民面臨的流動(dòng)性約束相對小于農(nóng)村居民，城鎮(zhèn) 居民面對利率的替代效應(yīng)要大于收入效應(yīng)，而農(nóng)村居民與之相反。 縱觀上述文獻(xiàn)，我們通過比較發(fā)現(xiàn)，雖然有很多學(xué)者對居民消費(fèi)城鄉(xiāng)差異進(jìn)行了研究，但研究不確定性、流動(dòng)性約束與居民消費(fèi)城鄉(xiāng)差異的文獻(xiàn)并不多；在分析方法上，在以往文獻(xiàn)的分析中，大都使用最小二乘法 (劉慧宏， 2007)分析不確定性與流動(dòng)性約束對居民消費(fèi)或居民消費(fèi)城鄉(xiāng)差距的影響。本文運(yùn)用面板數(shù)據(jù)模型就不確定性和流動(dòng)性約束對我國東部地區(qū)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)行為的影響進(jìn)行對照分析。面板數(shù)據(jù)分析可以控制不可觀測的地區(qū)特定效應(yīng)或時(shí)間特定效應(yīng)，能夠提供更多信息、更多變 化性、更少共線性、更多自由度和更高效率，并且能更好地識別和度量純時(shí)間序列和純橫截面數(shù)據(jù)所不能發(fā)現(xiàn)的影響因素。 本文余下部分的安排如下：第二部分是理論模型；第三部分計(jì)量模型設(shè)定和數(shù)據(jù)來源；第四部分是實(shí)證分析及對計(jì)量結(jié)果進(jìn)行分析說明；第五部分給出結(jié)論及政策性建議。 二、 理論模型 流動(dòng)性約束又稱信貸約束，是指居民從金融機(jī)構(gòu)以及非金融機(jī)構(gòu)和個(gè)人取得貸款以滿足消費(fèi)時(shí)所受到的限制，是由于信貸市場不完善，消費(fèi)者不能無成本的借貸，意味著消費(fèi)者不能充分利用消費(fèi)信貸進(jìn)行舉債消費(fèi)。此時(shí)，消費(fèi)者無法通 4 過正常借貸實(shí)現(xiàn)最優(yōu)和理想的消費(fèi)計(jì)劃 ，無法實(shí)現(xiàn)收入的自由跨期轉(zhuǎn)移，使消費(fèi)無法在不同時(shí)期平滑。 居民的效用函數(shù)由一系列消費(fèi)決定，而且目前的消費(fèi)與未來的消費(fèi)之間具有某種跨期替代效應(yīng)，則居民的儲蓄消費(fèi)決策是在跨期預(yù)算約束條件下的多期效用最大化。在跨時(shí)預(yù)算約束條件下，一個(gè)典型的消費(fèi)者將通過分配一生的收入來規(guī)劃一生的消費(fèi)，以實(shí)現(xiàn)其預(yù)期生命周期內(nèi)的效用最大化，這是新古典經(jīng)濟(jì)理論關(guān)于居民消費(fèi)展開分析的基本假說。 978)指出，這一最優(yōu)化問題的必要條件可以用歐拉方程表示為： 11( ) ( 1 ) ( )tu c E r u c (1) 其中， t 和 是時(shí)間指數(shù)， E 是數(shù)學(xué)期望值運(yùn)算符號， u ( c)代表即時(shí)效用函數(shù)， 表示主觀貼現(xiàn)率， 示 時(shí)期的實(shí)際消費(fèi)量， 示從 - 1 到 時(shí)期資產(chǎn)的實(shí)際利率，假定效用函數(shù) u( c)為相對風(fēng)險(xiǎn)厭惡型的，即不存在不確定性，利率固定不變。 如果假定利率服從正態(tài)分布，消費(fèi)變量服從對數(shù)正態(tài)分布，歐拉方程 ( 1)就變成下式（ 1988）： 1 1 1l n l n l nt t t t tE c E r c v (2) 其中， v 為一包含 c 和 r 的方差及協(xié)方差的殘差項(xiàng)，所以 v 可用于測度不確定性的大小。 l( 1988)假定 v 為一常數(shù)，因而方程 ( 2)可以轉(zhuǎn)換為下面的式子 : ln t t (3) 其中， 1l n l n l n , l nt t tc c c ， 是白噪聲誤差項(xiàng)。 989)把消費(fèi)者分為兩種類型來協(xié)調(diào)凱恩斯消費(fèi)模型與生命周期消費(fèi)模型之間的矛盾。一類消費(fèi)者只是憑經(jīng)驗(yàn)消費(fèi)他們的現(xiàn)期收入，而另一類則進(jìn)行跨時(shí)資源配置。假如總收入的一定比例 由第一類消費(fèi)者所支配，依據(jù)假設(shè)，其消費(fèi)行為的變化服從下式： 1 , 1 ,t t tc y y ，取對數(shù)形式為： 1 , 1 , 1l n l n l nt t tc y a y, 則 第 二 類 消 費(fèi) 者 ：2,l n ( 1 ) ( 1 ) ( 1 ) ，加總得到總消費(fèi)的變化： 5 0 1 2l n l nt t t tc a a y a r (4) 其中， 02( 1 ) , ( 1 ) , ( 1 ) ， 出在方程 (4)中，雖然 不完全等同，但傳達(dá)了同樣的信息 ,即它測定了消費(fèi)者中流動(dòng)性約束型消費(fèi)者所占比例的大小。模型 (4)表明，在流動(dòng)性約束條件下，消費(fèi)的變化則取決于收入和利率的變化，而不僅僅是后者。 992)將不確定性因素引進(jìn)消費(fèi)模型，提出下 面的方程： 1l n v a r ( l n )t t (5) 其中 ln ， t 獨(dú)立同分布誤差項(xiàng)， 給定現(xiàn)期可用信息條件下下期消費(fèi)增長的條件方差。 在以上模型的基礎(chǔ)上，我們可以構(gòu)建包含方程 (3)-(5)的模型，如下： 0 1 2 3l n l n v a r ( l n )t t t t tc a a y a r a c (6) 在消費(fèi)行為研究中，消費(fèi)增長的滯后變量 誤差修正項(xiàng) (經(jīng)常被考慮的因素，其中 映的是消費(fèi)調(diào)整成本、消費(fèi)習(xí)慣等的影響，而(慮的是 y 和 c 之間可能存在著長期的整合關(guān)系 (萬廣華等 , 2001)。因此綜合考慮，可以得到如下模型 : 0 1 2 3 4 1 5l n l n v a r ( l n ) ( l n ) ( l n l n )t t t t t t t tc a a y a r a c a c a y c (7) 三、計(jì)量模型設(shè)定與數(shù)據(jù)處理 （一）面板數(shù)據(jù)模型的設(shè)定 我們將利用面板數(shù)據(jù)模型對不確定性、流動(dòng)性約束與我國東部地區(qū)居民消費(fèi)城鄉(xiāng)差異進(jìn)行實(shí)證研究。我們選取東部地區(qū)的 11 省市（北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南 ) 作為 11 個(gè)截面 單元， 恩格爾系數(shù)顯示 2000年東部地區(qū) 11 個(gè)省市基本都進(jìn)入小康階段，因此 選取 2000 數(shù)據(jù)，結(jié)合前面的模型（ 7），我們構(gòu)造如下面板數(shù)據(jù)模型： , 0 1 , 2 , 3 , 4 , 1 5 , ,l n l n v a r ( l n ) ( l n ) ( l n l n )i t i t i t i t i t i t i t i tc a a y a r a c a c a y c （二）數(shù)據(jù)處理 6 我們利用農(nóng)村和城鎮(zhèn)居民的宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)來分析居民的消費(fèi)行為，其中分別用各省的城鎮(zhèn)人均消費(fèi)支出和農(nóng)村人均消費(fèi)性支出表示城鎮(zhèn)居民消費(fèi) (ci,t)c 和農(nóng)村居民消費(fèi) (ci,t)r；用城鎮(zhèn)人均可支配收入表示城鎮(zhèn)居民收入數(shù)據(jù) (yi,t)c,農(nóng)村人均純收入表示農(nóng)村居民收入 (yi,t)r；而各省城鎮(zhèn)居民實(shí)際利率 (ri,t)c 用全國的一年存款利率值減去城鎮(zhèn) 居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)得到 ,農(nóng)村居民實(shí)際利率 (ri,t)r 用全國的一年存款利率值減去農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)得到，其中，全國的一年存款利率值是根據(jù)加權(quán)平均得到的，由于北京、上海、天津三個(gè)直轄市的居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)沒有城鎮(zhèn)和農(nóng)村之分，因此農(nóng)村和城鎮(zhèn)均用的同一組數(shù)據(jù)。城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民的消費(fèi)和收入數(shù)據(jù)分別采用城鎮(zhèn)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)和農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平減（ 2000年為 100）；本文分別用城鎮(zhèn)和農(nóng)村收入的對數(shù)增長量減去其均值的平方來衡量城鎮(zhèn)和農(nóng)村收入的不確定性 ,分別記為（ t)c 和（ r;用城鎮(zhèn)和農(nóng)村消費(fèi)的 對數(shù)增長量減去其均值的平方分別來衡量城鎮(zhèn)和農(nóng)村支出的不確定性 ,分別記為（ t)c 和（ t)r;用城鎮(zhèn)和農(nóng)村的居民收入和消費(fèi)取對數(shù)后的增長率之比值分別來衡量城鎮(zhèn)和農(nóng)村的不確定性造成的風(fēng)險(xiǎn) ,記為 (ci,t)c 和 (ci,t)r；本文所有基礎(chǔ)數(shù)據(jù)來源于中國統(tǒng)計(jì)年鑒相關(guān)年份。 四、 模型估計(jì)及結(jié)果分析 （一）穩(wěn)定性檢驗(yàn) 在對模型進(jìn)行估計(jì)之前，為了避免偽回歸，我們先對各個(gè)變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。本文同時(shí)采用了 驗(yàn)方 法對變量 (ci,t)c、 (ci,t)r、 (yi,t)c、 (yi,t)r、 (ri,t)c、 (ri,t)r、（ t)c、（ r、（ t)c、（ t)r、(ci,t)c、 (ci,t)r 以及 (t)c 和 (t)r 進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。結(jié)果如表 1和表 2 所示。由表 1 可知，用 法的得到的結(jié)果是所有變量都不存在單位根，用 法檢驗(yàn)時(shí)有個(gè)別變量存在單位根，因此，我們認(rèn)為 所有變量都不存在單位根。由表 2 可以得到相似的結(jié)果。因此，我們認(rèn)為城鎮(zhèn)變量和農(nóng)村變量都均不存在單位根。 （二） 計(jì) 在各個(gè)序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)的結(jié)果的基礎(chǔ)上，由于模型自變量中存在因變量的滯后項(xiàng)以及自變量之間存在相關(guān)性，針對這一特點(diǎn)，接下來我們用兩種方法對模型進(jìn)行估計(jì)，分別為面板廣義最小二乘法（ 面板廣義矩估計(jì)（ 7 模型的估計(jì)結(jié)果見表 3、表 4。 表 1 東部地區(qū)城鎮(zhèn)面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)結(jié)果 檢驗(yàn)方法 ,c（ ） ,( i t ,()it ,()i t ,()i t ,( / )i t c ,(ln i t i t * * * * * * * * * *注：括號中的數(shù)據(jù)為 t 統(tǒng)計(jì)量， * * *、 、 分別表示 1%、 5%、 10%的顯著水平。 表 2 東部地區(qū)農(nóng)村面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)結(jié)果 檢驗(yàn)方法 ,( i t ,( i t ,()it ,()i t ,()i t ,( / )i t c ,(ln i t i * * * * * * *注：括號中的數(shù)據(jù)為 t 統(tǒng)計(jì)量， * * *、 、 分別表示 1%、 5%、 10%的顯著水平。 在確定 具體形式之前，首先需要對模型進(jìn)行 驗(yàn)，以確定模型為固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型。通過檢驗(yàn)可以判定模型均采用固定效 8 應(yīng)的形式；然后針對于固定效應(yīng)為變截距還是變系數(shù)這一問題，我們又進(jìn)行了相關(guān)的 驗(yàn)，最后確定模型為變截距的固定效應(yīng)模型。 在得到模型的估計(jì)結(jié)果之后，接下來我們來分析各個(gè)影響因素對居民消費(fèi)行為的 影響機(jī)制。 對居民消費(fèi)行為影響最大的因素必然是收入，而1這一參數(shù)估計(jì)值可以分析居民的消費(fèi)變化對收入變化的敏感程度 。由于模型的建立是對消費(fèi)收入等數(shù)據(jù)取對數(shù)，所以系數(shù)1能通過對城鄉(xiāng)居民的估計(jì)結(jié)果進(jìn)行比較，進(jìn)而得出城鄉(xiāng)居民受流動(dòng)性約束影響的強(qiáng)弱 。 表 3 中，模型得到的1%的顯著性水平下顯著不為零，而且可以發(fā)現(xiàn)在三種不確定性的假設(shè)下，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)（ C(1)C(2)）的敏感系數(shù)（1a）均大于農(nóng)村居民（ R(1)R(2)），分析其原因是由于城鎮(zhèn)中金融市場比農(nóng)村發(fā)達(dá)，所以城鎮(zhèn)居民進(jìn)行借貸消費(fèi)等較容易，而且城鎮(zhèn)居民的預(yù)期收入較穩(wěn)定，有較大的借貸消費(fèi)偏好，故消費(fèi)水平對收入變化的反應(yīng)程度更大，所以城鎮(zhèn)居民較農(nóng)村居民受流動(dòng)性約束較小。 分析利率的系數(shù)2表 4 的結(jié)果可以看出，利率對我國東部地區(qū)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的影響顯著為正（見 C(1)C(3)中2a），而對農(nóng)村居民消費(fèi)的影響顯著為負(fù)（見 R(1)R(3)中2a），這表明實(shí)際利率變化對于城鎮(zhèn)居民而言，替代效應(yīng)小于收入效應(yīng)，對于農(nóng)村居民而言則相反。這與現(xiàn)實(shí)情況是相符的，城鎮(zhèn)居民的收入水平比農(nóng)村居民要高，當(dāng)利率上升時(shí)，城鎮(zhèn)居民受收入效 應(yīng)影響較大，更傾向于增加現(xiàn)期消費(fèi)，而處于低收入水平的農(nóng)村居民則恰恰相反；同時(shí)，從城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的替代效應(yīng)小于收入效應(yīng)這一特點(diǎn)我們可以看出，我國東部地區(qū)城鎮(zhèn)的經(jīng)濟(jì)已發(fā)展到較高水平。 不確定性對我國東部地區(qū)居民的消費(fèi)影響可以從表 3 中的3a、3a、3a得出結(jié)論。其中通過比較可以發(fā)現(xiàn)收入和支出的不確定性對我國東部地區(qū)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響較顯著，對城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的影響較小，這 與農(nóng)村居民收入較不穩(wěn)定這一現(xiàn)狀是相符的。而且，不確定性的系數(shù)較與其他消費(fèi)影響因素的系數(shù)相比顯著性較低，這在一定程度上可以說明不確定性對我國的居民消費(fèi)并沒有產(chǎn)生顯著的影響。 9 表 3 我國東部地區(qū)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)面板模型的 計(jì)結(jié)果 變量 參數(shù) 城鎮(zhèn) 農(nóng)村 C(1) C(2) C(3) R(1) R(2) R(3) 常數(shù)項(xiàng) 0a *(,*(,* * * (, * ( ( ,* * ( ( ,/ * * ( (,14a* * * * * (,a* * * * * (_2R 面數(shù) 11 11 11 11 11 11 觀察數(shù) 88 88 88 88 88 88 效應(yīng)模型 E E E 注：括號中的數(shù)據(jù)為 t 統(tǒng)計(jì)量， * * *、 、 分別表示 1%、 5%、 10%的顯著水平； 示通過 驗(yàn)應(yīng)采用固定效應(yīng)模型。 最后，我們可以把前期消費(fèi)增長與長期平 均消費(fèi)傾向看做“習(xí)慣”對居民消費(fèi)行為的影響。從表 3 的估計(jì)結(jié)果看出，兩者的系數(shù)均高度顯著，而且兩者的 10 系數(shù)均為負(fù)，這可以從整體上說明居民前期的消費(fèi)增長情況與長期消費(fèi)傾向?qū)用竦默F(xiàn)期消費(fèi)水平有負(fù)相應(yīng)。其原因?yàn)?，?dāng)居民前期的消費(fèi)波動(dòng)較小時(shí)，消費(fèi)者較容易在短期內(nèi)形成一定的消費(fèi)“習(xí)慣”，從而使得現(xiàn)期的消費(fèi)波動(dòng)減小，呈現(xiàn)一定的負(fù)效應(yīng)；而長期消費(fèi)傾向也是類似地通過消費(fèi)者的消費(fèi)“習(xí)慣”來減緩居民消費(fèi)水平的波動(dòng)。通過進(jìn)一步分析可以看出，模型 C(1)C(3)中的系數(shù)數(shù)值明顯小于模型 R(1)R(3)中的系數(shù)數(shù)值，因此農(nóng)村居民消 費(fèi)行為受“習(xí)慣”的影響較大。 表 4 我國東部地區(qū)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)面板模型的 計(jì)結(jié)果 變量 參數(shù) 城鎮(zhèn) 農(nóng)村 C(4) C(5) C(6) R(4) R(5) R(6) a *(a * * * (a ( ( a ( ( * ( (1, *(a * * * *(J 面數(shù) 11 11 11 11 11 11 觀察數(shù) 88 88 88 88 88 88 注：括號中的數(shù)據(jù)為 t 統(tǒng)計(jì)量， * * *、 、 分別表示 1%、 5%、 10%的顯著水平 對于采用廣義最小二乘所得到的結(jié)果是否能正確反映經(jīng)濟(jì)變量之間的關(guān)系， 11 有些學(xué)者對此表示懷疑。在動(dòng)態(tài)面板模型中，由于將因變量的滯后項(xiàng)作為解釋變量，從而導(dǎo)致解釋變量與隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)相關(guān)（即解釋變量具有內(nèi)生性），因此如果應(yīng)用標(biāo)準(zhǔn)的隨機(jī)效應(yīng)或者固定效應(yīng)對動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行估計(jì) ,必將導(dǎo)致估計(jì)量非一致性，而廣義矩估 計(jì)能有效解決此問題。故我們采用 法，對東部11 個(gè)省市的城鄉(xiāng)面板數(shù)據(jù)重新進(jìn)行估計(jì)。對于動(dòng)態(tài)面板 計(jì)可以分為一步和兩步 計(jì)。相比一步法估計(jì) ,兩步法不容易受到異方差的干擾 ,但是在有限樣本條件下 ,兩步法的標(biāo)準(zhǔn)誤會嚴(yán)重下偏 ,從而影響推斷。這種偏倚經(jīng)過005)調(diào)整后會減小 ,但會導(dǎo)致兩步 計(jì)量的近似漸進(jìn)分布不可靠。所以，這里我們采用一步差分 估計(jì)模型。所得結(jié)論如表 4 所示。 由表 4 可知，模型 C(4)C(6)中的估計(jì)系數(shù) 1a 比較 接近，落在 大于表 3 中相應(yīng)的估計(jì)值，而模型 R(5)R(6)所得 1a 值均小于表 3 中相應(yīng)的值，可以發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)變化對收入變化的敏感程度數(shù)更大，農(nóng)村居民消費(fèi)變化對收入變化的敏感程度數(shù)更小。因此采用 計(jì)更能反映出收入變化對城鄉(xiāng)消費(fèi)變化影響的巨大差異，證明了農(nóng)村居民面臨的流動(dòng)性約束大于城鎮(zhèn)居民。模型 C(4)C(6)中的估計(jì)系數(shù) 2a 依然是正數(shù)，即對于城鎮(zhèn)居民來說實(shí)際利率的變化的收入效應(yīng)大于替代效 應(yīng)，但是此估計(jì)系數(shù)不顯著；模型 R(5)R(6) 中的估計(jì)系數(shù) 2a 與 估計(jì)出來的值非常接近。模型 C(4)C(6)、 R(5)R(6)中3a、3a、3a的估計(jì)值均不顯著（除模型 C(6)外），此結(jié)論與 法得到結(jié)果不一致，反映出東部地區(qū)收入和支出的不確定性對城鎮(zhèn)居民與農(nóng)村居民消費(fèi)行為不存在顯著影響。 模型 C(4)C(6)、 R(5)R(6)中系數(shù) 4a 均在 1%的顯著性水平下顯著不為零，同表 3 中結(jié)果保持了一致性，并且所得估計(jì)值的絕對值大部分大于表3 中相應(yīng)的值。模型 C(4)C(6) 中系數(shù)5法所得結(jié)果 顯著，但也從一定程度上說明城鎮(zhèn)居民的長期平均消費(fèi)傾向?qū)οM(fèi)變化有負(fù)效應(yīng)；模型R(5)R(6)中系數(shù)5%的顯著性水平下顯著不為零，此結(jié)論同表 3一致。此外，比較模型 C(4)C(6)和 R(5)R(6)中系數(shù)5得結(jié)論與法得到結(jié)論一致，即農(nóng)村居民的 長期平均消費(fèi)傾向高于城鎮(zhèn)居民。 五、結(jié)論與政策性建議 12 本文的主要結(jié)論可以歸結(jié)為以下幾點(diǎn)內(nèi)容： 第一，由于我國城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)分化較嚴(yán)重，城鄉(xiāng)居民消費(fèi)行為有很大的差異，若研究我國居民消費(fèi)問題時(shí)忽視這種差異，會使得研究結(jié)果的可信度降低； 第二，我國城鎮(zhèn)由于金融市場較發(fā)達(dá)、收入較穩(wěn)定等原因，城鎮(zhèn)居民較農(nóng)村居民受流動(dòng)性約束的的影響較??； 第三，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)對實(shí)際利率變化的收入效應(yīng) 大于替代效應(yīng)，而農(nóng)村居民消費(fèi)對實(shí)際利率變化的收入效應(yīng)小于替代效應(yīng)，東部地區(qū)城鎮(zhèn)居民收入明顯高于農(nóng)村居民，城鎮(zhèn)已發(fā)展到較高水平； 第四，不確定性對我國東部地區(qū)城鎮(zhèn)與