消费过度敏感性的状态空间模型检验

摘要：本文的实证分析表明，居民消费存在过度敏感性，消费由当期收入决定的消费者所占比例不低于64%。收入和就业的不确定性、支出增长的预期、微弱的资产财富效应和流动性约束是导致过度敏感性的主要原因。较保守的消费习惯和利率效应的弱化也对消费的过度敏感性产生影响。为减缓过度敏感性对消费的负面影响，应该健全社会保障制度，采取措施提高财富效应对消费的促进作用，健全消费信贷等社会信用制度，抑制住房和医疗等消费价格的过快增长，保持改革的连续性和平滑性。

关 键 词：消费；过度敏感性；状态空间模型

中图分类号：F014.5 文献标识码：A 文章编号：1005-0892(2007)01-0012-05

一、消费过度敏感性研究的理论回顾

凯恩斯提出绝对收入理论后，库兹涅茨对美国1869~1938年的国民收入与个人消费资料进行整理和分析发现，消费始终与收入维持一个固定比率，平均消费倾向一直在0.84与0.89之间徘徊。这便是“库兹涅茨反论”。为了解释“库兹涅茨反论”，许多新的消费函数理论应运而生。持久收入理论和生命周期理论对此做出了贡献。但该两个理论虽然从本质上说是前瞻的，但在方法上却是后顾的。为了克服这种矛盾，霍尔采用理性预期的概念，用随机方法修正了上述两种假说的缺陷(Hall，1978)[1]。他描述了一个消费者最优化的欧拉方程，用欧拉方程刻画了消费者在两期消费之间的边际替代率等于两者相对价格的情形。该相对价格是未来一单位消费的贴现成本。他假定效用函数为二次型：

这样在某一期消费的边际效用(成本)为(1-αc0)， 在第t期的期望效用收益为E0(1-αct)。根据效用最大化的条件，某期的边际效用和第t期的的期望效用收益应该相等，从而得到E0(ct)=c0。这就是欧拉方程。依此类推，更一般地，在每一时期，下一时期消费的期望等于现期消费。即有ct=ct-1+et。这表明消费符合随机游走特征，消费的变化与收入水平等无关且是不可预测的。

这个理论的涵义是，既然人们的预期是理性的，那么消费者将根据一生的资源或持久收入来安排自己的消费，他就会对今后可能得到的资源或持久收入做出理性的预期，从而使一生预期的效用最大化。这意味着消费者在做出现期消费决策时，总是根据所有可能收集到的现期收入、未来收入、各种资产的存量和价格走势等来进行决策。因此所有的信息都已经在现期消费中得到反映，下一期的消费自然就只和现期消费有关，而与以前的消费及收入无关。然而对该理论的实证检验却表明，消费对收入存在“过度敏感性”(Flavin，1981)[2]和“过度平滑性”。由于理性预期假说不能很好地解释在存在风险和信贷市场不完善情况下的消费行为，坎贝尔和曼丘就提出一个所谓的λ假说(Campbell and Mankiw，1991)[3]。他假设经济中存在两类消费者，一类消费者按照LCH选择消费路径，另一类消费者按照即期收入来确定当期消费，第二类消费者所占的比重为λ，则全社会的总消费函数为∑ct=(1-λ)Etyp+λyt。该理论实际上是对持久收入理论和绝对收入理论的一个综合。检验结果表明，消费者滞后3期时λ的估计值为0.42，滞后5期时λ的估计值为0.52，消费对收入存在过度敏感性(彭文平，2001)[4]。

近年来有学者对中国消费的过度敏感性进行研究。宋冬林等(2003)[5]认为，中国城镇居民消费在经济转型期表现出过度敏感性，为使拉动需求的政策更加有效，有必要采取措施矫正居民消费的过度敏感性。宋冬林等的研究没有根据LCH假说考虑利率对消费的影响。彭文平(2001)[4]认为，流动性约束、利率的内生变化和非生命周期理论等可以解释中国近年来的消费过度敏感性。王合绪等人(2000)[6]认为，统计中的加总误差、短视、预防性储蓄以及流动性约束等可以用来解释消费的过度敏感性。王合绪等人使用固定系数模型验证了中国的消费过度敏感性并分析产生的原因。本文认为，中国经济正处在转型过程中，经济机制和利益关系在发生系列变化，可以使用可变系数模型来分析消费的过度敏感性；同时也应该从LCH的角度综合研究包括利率在内的因素对消费的影响。本文借鉴其他文献的一些研究成果，试图对广东省居民消费的过度敏感性进行分析，并从过度敏感性的角度寻找促进广东消费和通过消费拉动广东经济的对策。

二、消费过度敏感性检验的理论模型

根据λ假说，假设经济中存在两类消费者。一类消费者按照LCH选择消费路径(理性消费者)，第二类消费者按照当期收入来确定消费(短视型消费者)，第二类消费者所占的比重为λ。根据理性预期假说，第一类消费者的消费函数为：

同时假设居民的实际可支配收入为yd，则第二类消费者的可支配收入为λyd，且第二类消费者的消费函数为：

(7)式中的各变量均取对数值。其中，rt≈ln(1+rt)。(7)式的结论认为，根据持久收入和生命周期假说，消费的变化量只和本期利率相关，和本期收入不相关。本文结合(6)和(7)式来综合分析消费的过度敏感性，得到如下理论模型：

(8)式中的符号与前面各式中的符号有部分相同，但符号的含义已经发生变化。具体说，在该式中，个人可支配收入和居民消费变量已经是原始数据的对数值，利率不取对数值(利率取对数后将会成为负数并且很小，不利于在统计上分析其影响和经济意义)。c0代表各期居民自主消费的变化量，在这里假定该自主消费变化额不变。α?姿是消费增长指数的收入增长指数弹性，δ是消费增长指数的对数值对利率变化的导数。?着t是指随机误差。在(8)式中，α是第二类消费者的边际消费倾向，0

由于中国正处于改革的过程中，经济结构、经济利益关系、各种制度等方面不断进行调整，公式(8)中的经济关系不可能固定不变。因此本文拟采取状态空间模型和卡尔曼滤波方法来对公式(8)进行模拟。卡尔曼滤波的主要作用是，当扰动项和初始状态向量服从正态分布时，能够通过预测误差分解计算似然函数，从而可以对模型中的所有未知参数进行估计，并且当出现新的观测值时，能够利用卡尔曼滤波连续地修正状态向量的估计。本文之所以不采取面板模型中的变系数模型，是因为在这里不需要进行截面识别。

三、数据来源、符号说明及数据处理

(一)数据来源

本文数据主要来源于《广东统计年鉴》1980~2005年各期。数据覆盖1980~2004年共25年。除利率外数据均使用人均指标。具体来说有人均消费和人均可支配收入(农村居民为人均纯收入)指标。这些数据除直接从统计年鉴查到的外，均根据广东省城镇和农村人口比例加权计算得到。其中，利率以利率发挥作用的时间为权重进行加权计算。为平滑数据，本文均采用实际数据(不变价格)。实际数据在名义指标的基础上除以相应的商品零售价格定基指数计算得到。商品零售价格定基指数是以1950年为100。其他依此类推。

(二)数据符号

1. 实际人均等指标(不变价格)及其符号。实际人均消费――PCR，实际人均可支配收入――PDIR，实际利率――RRGD，实际人均总资产额――TAR。

2. 实际人均指标的自然对数值及其1阶差分符号。实际人均消费对数值――LOGPCR，实际人均可支配收入对数值――LOGPDIR。LOGPCR(-1)代表滞后1阶，其他类推。实际人均消费对数值的1阶差分――D(LOGPCR)，其他类推。

(三)数据处理

ADF单位根检测发现，原序列的水平值及1阶差分序列均不平稳。其水平值的2阶差分平稳。对序列求自然对数后(利率不取对数)进行单位根检测发现，各序列的水平值仍然不平稳，但各序列的1阶差分已经平稳。这些检验均是在有常数项和没有时间趋势项的情况下得到的。根据表1可以发现，LOGPCR、LOGPDIR、LOGTAR、RRGD的1阶差分平稳，因此DLOGPCR、DLOGPDIR、DLOGTAR、DRRGD等变量能够进行线性回归，而且不会产生“伪回归”问题。

表1各变量单位根检验结果表

注：1.(c，0，2)中的2表示滞后2阶，0表示无趋势，c表示带截距项。其他依此类推。2.上述结论在95%的显著水平上成立。3.实际利率的1阶差分在1%的水平上平稳。

四、消费过度敏感性的状态空间模型分析

根据前面的分析，本文构筑如下量测方程：

利用卡尔曼滤波方法得到α?姿和δ的时间变化情况。具体结果见表2和图1的描述。从表2可以看出，除1981年消费增长指数对收入增长指数的弹性为负数外，其余年份均为小于1的正数。α?姿在1995年达到最高值0.6407，1994年以后基本在0.6以上。由于是收入的边际消费倾向，它小于1，因此?姿至少要大于0.6407。即广东第二类消费者至少占到总消费人口的64%以上。这说明大部分广东居民的消费由当期收入决定，消费对收入存在过度敏感性，广东缺乏经济分析意义上的理性消费者。从α?姿的时间分布看，1987年以后α?姿明显增大，考虑到中国居民从整体上看存在边际消费倾向递减的趋势(骆祚炎等，2005)[7]，由此可以肯定广东第二类消费者的比例在1987年后出现明显的增长。从这里可以看出，经济体制改革中存在的大量不确定性和风险对居民的消费支出行为产生明显影响，居民不能形成稳定的预期，加之居民资产的财富效应微弱，居民消费对当期收入的依赖程度加大。

从δ的变化情况看，1987年以前其值为正数，1987年以后其值为负数。1987年以前名义利率总体上呈现上升趋势，1987年后利率总体上呈现下降的趋势。这表明，1987年以前广东居民利率的收入效应大于替代效应，1987年以后利率的收入效应仍然大于替代效应。因此，居民对利率的变化不敏感。这与居民面临的收入不确定性、支出的增长预期、储蓄及消费习惯等因素有关。

表2α和δ的时间变化情况

图 1αλ和δ的时间变化图(sv1和sv2分别代表αλ和δ)

五、消费过度敏感性的原因探讨

(一)收入的不确定性和支出的增长预期使消费对当期收入的依赖增强

中国在转轨过程中产生了大量的不确定性。一是收入和就业的不确定性增强，居民把当前收入中的一部分储蓄起来，以备后患。二是住房等大宗固定资产需要有较大的初始投资。三是未来的教育支出和医疗保健支出是一笔较大负担。中国人民银行的调查结果显示，城镇居民收入稳步增长；但认为“更多消费最合算”的居民人数占比为31.2%，虽上升不到一个百分点，但仍处于2002年来的较低水平。尽管存在物价和利率预期上涨因素，消费意愿仍较平淡。2006年第2季度问卷调查显示，居民当期收入感受指数为17%，与第1季度相比季节性下降5.1%。未来收入信心指数为20.3%，分别比上季和上年同期上升1.3%和3.1%，居民对未来收入谨慎乐观。自2005年第3季度起，居民对“物价过高”判断的占比逐季回落，但2006年第2季这种下降趋势发生逆转，居民的判断升至24.4%，较上季提高2.3%。物价满意指数降至12.1%，比上季下降3个百分点。消费价格指数CPI在4月和5月份同比分别上涨1.2%和1.4%，加之成品油价格连续上调，住房价格居高不下，居民对物价上涨反映强烈。居民未来物价预期指数为31.1%，比第1季度跃升12.3%[8]。市场化的改革不仅加大了居民面临的系统风险，也使居民面临的个体风险增强。导致居民预防性储蓄需求增加。广东居民同样面临上述问题。

(二)微弱的财富效应削弱居民资产对消费的平滑作用

居民消费对当期收入过度敏感，一个重要原因是居民资产的财富效应微弱，资产对消费的平滑作用不强。实证分析表明，广东居民资产和消费之间存在协整关系。因此，可以建立居民资产和消费的误差修正ECM 模型来分析财富效应：

D(LOGPCR)=0.0883*D(LOGTAR)-0.3808*ECM(-1)+0.0614

(12)

t=1.24-3.834.78

其中，ECM代表资产和消费的协整关系。R-squared=0.4942，Durbin-Watson stat=1.3272， F-statistic=10.2554 ，Prob(F-statistic)=0.0000。该方程的残差序列单位根检验平稳，残差序列不存在自相关和ARCH问题。该方程的拟合优度过小，拟合效果不够好，是由于拟合方程为差分序列的关系。由于该方程中存在被解释变量的滞后项，因此Durbin-Watson检验在此失效。整个模型在99%的水平上显著。从方程(12)可以看出，居民资产对消费有一定影响。但其影响系数为0.0883，说明财富效应微弱。其含义为，当居民资产的对数值增长指数上升1%时，居民消费对数值的增长指数上升0.0833%。另外，使用VAR模型对DLOGPCR的方差进行分解发现，资产对消费的影响在将来时期基本稳定在12%左右，相对于可支配收入对消费的影响(38%)和现期消费对将来消费的影响(49%)来说比较小。这同样说明资产财富效应弱小。

(三)流动性约束和居民较保守的消费习惯限制居民消费的“积极性”

由于面临流动性约束的消费者只能用即期的收入进行消费，因此流动性约束下的消费只与即期收入正相关，这就使消费呈现出过度敏感性。同时，流动性约束的存在相当于有一个 “影子价格”在起作用，即使流动性约束未在本期发生，但它将在未来发生的预期同样会使消费者减少现期消费而增加储蓄。这也会导致消费的过度敏感性(唐未兵，2002)[9]。王合绪等人(2000)[6]的实证结果显示，以预期增长率为标准的负增长年份可支配收入变化量系数大大高于正增长年份，居民在收入增长低于预期的变化率时消费支出大大低于预期的消费化率，证明流动性约束的存在。彭文平(2001)[4]进一步认为，中国消费者并不存在即期的流动性约束，中国消费者更多的表现在未来的流动性约束上。为了避免在下期受到流动性约束，消费者因此选择在本期限不动用储蓄甚至增加储蓄。这样消费表现出过度敏感性。除了上述流动性约束外，居民较保守的消费习惯也是一个重要原因。目前居民面临的流动性约束与过去相比已经有很大改变，但由于居民较保守的消费习惯，居民在没有特别把握的情况下不会轻易利用消费信贷来满足消费欲望。这促使消费对当期收入产生过度依赖。此外，本文实证分析表明，降息的收入效应大于替代效应也是产生消费过度敏感性的原因。降息对消费的刺激作用下降与流动性约束和预防系储蓄增强有很大的关系(杭斌等，2004)[10]。利率不是产生消费过度敏感性的主要原因。

六、减缓过度敏感性对消费负面影响的对策

消费过度敏感性的存在，使消费者不能产生一个稳定增长的预期，降低居民的边际消费倾向，收入和就业的不确定性和支出增长的预期导致居民预防性储蓄增加等。这些负面影响对扩大消费对经济的拉动作用不利。在中国现阶段主要靠投资推动经济增长的情况下，采取措施减缓消费过度敏感性的负面作用具有重要意义。

(一)健全社会保障制度，缓解居民面临的不确定性

提高社会保障水平可以有效缓解收入、就业和未来支出的不确定性对居民消费的抑制作用。当前社会保障要做好以下几个方面工作。一是要建立、扩大和完善农村社会保障制度，解除农村居民的后顾之忧，促进农民消费倾向的提升。二是要扩大和完善失业保险、医疗保险和工伤事故保险制度，扩大这些保险的覆盖面，使居民在改革中有效规避市场化所带来的系统风险和非系统风险，国家财政要加大对这方面的投入。三是切实做好原有社会基本养老保险的个人账户的充实工作。有条件的机构可以开展补充保险。

(二)采取措施发挥财富效应对消费的促进作用

从广东情况看，财产性收入占可支配收入的比例过低限制了资产的财富效应。广东城镇居民2004年财产性收入占可支配收入的比例为2.70%，农村居民2004年也仅为5.60%。而美国仅股票收入占家庭财产之比，1945年为16%，1968年为26%，1990年为12%，1997年为28%，1998年为30%(刘建江等，2000)[11]。扩大财产性收入的比例还必须提高资产的增殖程度。首先要提高国家经济投入产出的效益，中国要大力进行科技创新，开发出技术含量高、有市场且附加值高的产品。其次，要规范各种市场，特别要加强证券市场的规范和发展，形成市场稳定发展的预期。再次，要规范各类市场主体，形成有效的分配法则。最后，在中国目前储蓄和储蓄率过高的情况下，要鼓励国内资本走出去，获得更高的投资收益。中国应该加快QDII的建设。另外，还要建立多层次金融市场，增加金融资产的比重。中国现阶段风险资产的缺乏，以及风险资产的广度和深度难以配比居民的投资选择，产生强制性银行储蓄(袁志刚，2005)[12]。现阶段银行储蓄的增殖程度非常有限，这也是造成财富效应过低的原因之一。

(三)保持改革的连续性和平滑性

本文实证分析表明，以1987年为界，第二类消费者的比重发生较大变化。1987年后随着改革程度的加深，居民消费的过度敏感性更加突出。这说明，改革对各种经济利益关系的调整、经济运行机制的重新塑造和各种制度的衔接等方面进行得不是很平滑，因而造成居民收入和就业方面的不确定性，使居民不能形成稳定的预期，促使居民的消费对当前收入形成较强的依赖。为减缓消费的过度敏感性对消费和经济增长的负面影响，保持改革的连续性和平滑性显得很重要。

(四)健全消费信贷等社会信用制度

健全消费信贷制度，扩大消费信贷规模，可以减少即期和未来流动性约束对消费的限制，减少过度敏感性对消费增长的负面作用。当前，消费信贷已经达到一定规模，要保持其规范发展。要通过消费信贷等社会信用制度的健全，逐步改变居民较保守的消费习惯。但要注意不要在发展消费信贷的同时对宏观调控和宏观经济运行造成冲击。

(五)抑制医疗和住房等消费价格的过快增长

目前医疗和住房消费的价格过高，其价格涨幅也较大，相比之下居民收入的增长速度则较低。而且住房等消费品的价格基数大，而居民收入的基数较低，这更加剧了收入和消费价格之间的反差。这些因素促使居民不敢消费，消费的敏感性增强。应该抑制医疗和住房等消费价格的过快增长，降低未来支出增长的预期，促进消费的稳定增长并拉动经济持续的增长和发展。

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参考文献：

[1]Robert.E.Hall. Stochastic Implications of the life Cycle Permanent Income Hypothesis： Theory and Evidence[J]. Journal of Political Economy. 1978，(86)：971~987.

[2]Marjorier.Flavin. The Adjustment of Consumption to Changing Expectations about Future Income[J]. Journal of Political Economy. 1981，(89)：974~1008.

[3]J. y. Campbell and N. G. Mankiw， The Response of Consumption to Income， a Cross-Section Investigation[J]. European Economic Review. 1991，(35)：723~726.

[4]彭文平.消费的过度敏感性假说及其在中国的应用[J].上海经济研究，2001，(5)：15~17.

[5]宋冬林等. 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)：29~35.

[6]王合绪等. 中国居民消费的过度敏感性分析[J]. 经济科学，2000，(4)：121~128.

[7]骆祚炎，刘朝晖. 中国居民消费倾向变动及其影响因素的实证分析[J]. 消费经济，2005，(3)：14~17.

[8]中国人民银行. 2003年第一季度中国人民银行城镇储户调查问卷[Z]. 2004年第二季度中国人民银行城镇储户调查问卷[Z]. 2006年第二季度中国人民银行城镇储户调查问卷[Z].

[9]唐未兵. 我国居民消费过度敏感的原因及其矫治[J].消费经济，2002，(2)：56~57.

[10]杭斌等. 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)：24~28.

[11]刘建江等. 股市对经济增长的贡献：美国案例[J]. 世界经济，2000，(6)：23~24.

[12]袁志刚等. 居民储蓄与投资选择：金融资产发展的含义[J].数量经济技术经济研究，2005，(1)：34~36.

责任编校：封明

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