不確定性、流動性約束與居民消費城鄉(xiāng)差異 --基于我國東部地區(qū)面板數(shù)據(jù)的實證分析 浙江工商大學 xxx 摘要：本文構建了面板數(shù)據(jù)模型，對流動性約束和不確定性條件下的我國東部地區(qū)居民消費的城鄉(xiāng)差異進行了實證分析。研究結果表明：2000年以來，我國東部地區(qū)城鄉(xiāng)居民消費行為存在較大差異；農村居民消費受流動性約束的影響大于城鎮(zhèn)居民；農村居民對實際利率變化的收入效應小于替代效應，而城鎮(zhèn)居民與之相反；農村居民受前期消費變動和長期消費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)居民消費是否有影響無法得到定論。 關鍵字：不確定性 流動性約束 東部地區(qū) 城鄉(xiāng)消費差異 面板數(shù)據(jù) 1、 引言 　 隨著中國經濟改革的不斷深入，我國居民消費行為也發(fā)生了顯著變化，居民的儲蓄額大幅度上升，最終消費率尤其是居民的最終消費率處于偏低水平，并且我國目前處于二元經濟結構狀態(tài)，城市化工業(yè)化不斷加快進程，在這樣的背景下，研究不確定性、流動性約束與居民消費的城鄉(xiāng)差異具有重要的現(xiàn)實意義。 西方宏觀經濟理論對居民消費行為研究始于20世紀30年代，最具代表性的就是凱恩斯的絕對收入假說和Duscnberry(1949)的相對收入假說。隨后Friedman和F.Modigliani在原有消費者行為分析框架基礎上分別提出了永久收入假說和生命周期假說。而Hall(1978)考慮到不確定性的存在，將理性預期理論引入永久收入假說和生命周期假說，提出隨機游走假說。Flavin(1981)假設持久收入遵循一階自回歸過程，并利用美國的總和時序數(shù)據(jù)進行估計，發(fā)現(xiàn)消費不僅取決于持久收入，也且也收到預期的收入變化的影響，即消費對收入的“過度敏感性”。而Campbell and Deaton (1987)試圖從不同于Hall和Flavin的角度驗證隨機游走假說，提出了消費的“過渡平滑性”，即消費的實際波動小于理論估計值，這一發(fā)現(xiàn)對隨機游走假說形成了巨大的沖擊，然而這種現(xiàn)象卻可以用預防性儲蓄理論和流動性約束理論得到很好地解釋。流動性約束假說是Zeldes (1989)提出的，他發(fā)現(xiàn)流動性約束不論何時發(fā)生，都會使一個人的消費比他想得到的要少，即使是發(fā)生于未來也會減少當期消費。Deaton (1991)通過建立消費模型模擬面臨流動性約束并且具有等彈性效用函數(shù)的消費者的消費行為，發(fā)現(xiàn)收入的不確定性越高，儲蓄額也就越高，相應地，消費支出也就越小。 流動性約束也引起了越來越多的國內學者的關注。宋錚（1999）較早地運用預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)居民存在顯著的預防性儲蓄動機；萬廣華等（2001）分析了流動性約束與不確定性在中國居民消費行為演變中所起的作用，得出流動性約束型消費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增長和內需不足的原因。周好文（2002）通過建立一個包含不確定性和流動性約束在內的模型闡明其中的內在機理，并在此基礎上提出鋸齒型消費曲線假說；申樸等（2003）采用對轉軌時期城鎮(zhèn)居民的消費行為及影響因素進行的經驗分析，結果表明，城鎮(zhèn)居民在收入增長率減緩，并面臨較強的不確定性和流動性約束條件下，必然會減少當前消費增加儲蓄，從而導致目前消費疲軟和總需求不足的狀況；杭斌等（2005）研究發(fā)現(xiàn)在消費與收入的短期動態(tài)關系中，預防性儲蓄動機的影響是顯著的。 而對我國居民的城鄉(xiāng)差異的研究，國內也有不少學者進行了研究。王芳（2007）則通過均值比較和標準差系數(shù)的統(tǒng)計分析方法，定性地對我國東中西部城鄉(xiāng)居民消費水平進行比較分析，發(fā)現(xiàn)東部城鄉(xiāng)消費絕對差異較小，但城鄉(xiāng)省際間差異較大，在同一地區(qū)，省際間消費差異城鄉(xiāng)各不同，并非所有消費項目都是城鎮(zhèn)省際差異要小于農村省際差異，東中西部地區(qū)城鄉(xiāng)消費結構差異較明顯，東部地區(qū)大部分消費項目城鄉(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理論為基礎，對城鄉(xiāng)居民消費函數(shù)分別進行實證檢驗發(fā)現(xiàn)，這種差異性具體表現(xiàn)在相鄰期間消費關聯(lián)性、自發(fā)消費、邊際消費傾向和消費行為穩(wěn)定性這四個方面；洪韜（2010）對杭州市城鄉(xiāng)居民消費的實證分析結果顯示：兩者消費結構呈現(xiàn)明顯的二元結構，在食品、居住、衣著、服務性消費方面存在著較大差距，農村居民的平均消費傾向較低，城鄉(xiāng)消費水平差距有擴大的趨勢。以上研究只是定性地描述或者基于傳統(tǒng)的西方消費理論為基礎進行實證分析，但都沒有考慮到不確定性、流動性約束對居民消費城鄉(xiāng)差異的影響。而金賢鋒（2006）對我國轉型期間城鄉(xiāng)居民消費的二元結構和跨期不確定性進行分析得知我國城鄉(xiāng)居民消費的二元特征明顯，農村收入的緩慢增長和體制改革滯后等造成的不確定性，是農村居民消費水平低的重要因素；劉慧宏（2007）運用預防性儲蓄理論分析我國居民消費情況，運用回歸模型對不確定性、 流動性約束和我國城鄉(xiāng)居民消費分別進行實證分析，得出不確定性、流動性約束與我國居民消費有著顯著影響，而且是更多的抑制居民的消費，造成居民消費需求疲軟；王浩瀚等（2009）的研究表明，在整個轉型期，我國城鄉(xiāng)居民的消費受流動性約束的影響都是顯著的，且差異不大，受流動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）就不確定性和流動性約束等對我國居民消費行為影響進行比較分析,結果表明：1978年以來，收入的不確定性對城鎮(zhèn)居民消費行為的負面影響要大于農村居民，城鎮(zhèn)居民面臨的流動性約束相對小于農村居民，城鎮(zhèn)居民面對利率的替代效應要大于收入效應，而農村居民與之相反。 縱觀上述文獻，我們通過比較發(fā)現(xiàn)，雖然有很多學者對居民消費城鄉(xiāng)差異進行了研究，但研究不確定性、流動性約束與居民消費城鄉(xiāng)差異的文獻并不多；在分析方法上，在以往文獻的分析中，大都使用最小二乘法(OLS) (劉慧宏，2007)分析不確定性與流動性約束對居民消費或居民消費城鄉(xiāng)差距的影響。本文運用面板數(shù)據(jù)模型就不確定性和流動性約束對我國東部地區(qū)城鄉(xiāng)居民消費行為的影響進行對照分析。面板數(shù)據(jù)分析可以控制不可觀測的地區(qū)特定效應或時間特定效應，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；第三部分計量模型設定和數(shù)據(jù)來源；第四部分是實證分析及對計量結果進行分析說明；第五部分給出結論及政策性建議。 2、 理論模型 流動性約束又稱信貸約束，是指居民從金融機構以及非金融機構和個人取得貸款以滿足消費時所受到的限制，是由于信貸市場不完善，消費者不能無成本的借貸，意味著消費者不能充分利用消費信貸進行舉債消費。此時，消費者無法通過正常借貸實現(xiàn)最優(yōu)和理想的消費計劃，無法實現(xiàn)收入的自由跨期轉移，使消費無法在不同時期平滑。 居民的效用函數(shù)由一系列消費決定，而且目前的消費與未來的消費之間具有某種跨期替代效應，則居民的儲蓄消費決策是在跨期預算約束條件下的多期效用最大化。在跨時預算約束條件下，一個典型的消費者將通過分配一生的收入來規(guī)劃一生的消費，以實現(xiàn)其預期生命周期內的效用最大化，這是新古典經濟理論關于居民消費展開分析的基本假說。Hall(1978)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： (1) 其中，t 和τ是時間指數(shù)，E 是數(shù)學期望值運算符號，u ( c)代表即時效用函數(shù)，β表示主觀貼現(xiàn)率，cτ 表示τ時期的實際消費量，rτ 表示從τ- 1 到 τ時期資產的實際利率，假定效用函數(shù)u( c)為相對風險厭惡型的，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，消費變量服從對數(shù)正態(tài)分布，歐拉方程( 1)就變成下式（Hall，1988）： (2) 其中，v 為一包含c 和r 的方差及協(xié)方差的殘差項，所以v可用于測度不確定性的大小。Hal l( 1988)假定v 為一常數(shù)，因而方程( 2)可以轉換為下面的式子: (3) 其中，，ε是白噪聲誤差項。 Campbell and Mankiw(1989)把消費者分為兩種類型來協(xié)調凱恩斯消費模型與生命周期消費模型之間的矛盾。一類消費者只是憑經驗消費他們的現(xiàn)期收入，而另一類則進行跨時資源配置。假如總收入的一定比例δ由第一類消費者所支配，依據(jù)假設，其消費行為的變化服從下式：，取對數(shù)形式為：,則第二類消費者：，加總得到總消費的變化： (4) 其中，，Campbell and Mankiw指出在方程(4)中，雖然a1與δ不完全等同，但傳達了同樣的信息,即它測定了消費者中流動性約束型消費者所占比例的大小。模型(4)表明，在流動性約束條件下，消費的變化則取決于收入和利率的變化，而不僅僅是后者。 Carroll(1992)將不確定性因素引進消費模型，提出下面的方程： (5) 其中，獨立同分布誤差項，是給定現(xiàn)期可用信息條件下下期消費增長的條件方差。 在以上模型的基礎上，我們可以構建包含方程(3)-(5)的模型，如下： (6) 在消費行為研究中，消費增長的滯后變量Δlnct-1和誤差修正項(lnyt-lnct)是經常被考慮的因素，其中Δlnct-1反映的是消費調整成本、消費習慣等的影響，而(lnyt-lnct)考慮的是y和c之間可能存在著長期的整合關系(萬廣華等, 2001)。因此綜合考慮，可以得到如下模型: (7) 三、計量模型設定與數(shù)據(jù)處理 （一）面板數(shù)據(jù)模型的設定 我們將利用面板數(shù)據(jù)模型對不確定性、流動性約束與我國東部地區(qū)居民消費城鄉(xiāng)差異進行實證研究。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個截面單元，恩格爾系數(shù)顯示2000年東部地區(qū)11個省市基本都進入小康階段，因此選取2000-2009年的數(shù)據(jù)，結合前面的模型（7），我們構造如下面板數(shù)據(jù)模型： （二）數(shù)據(jù)處理 我們利用農村和城鎮(zhèn)居民的宏觀經濟數(shù)據(jù)來分析居民的消費行為，其中分別用各省的城鎮(zhèn)人均消費支出和農村人均消費性支出表示城鎮(zhèn)居民消費(ci,t)c和農村居民消費(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,農村人均純收入表示農村居民收入(yi,t)r；而各省城鎮(zhèn)居民實際利率(ri,t)c用全國的一年存款利率值減去城鎮(zhèn)居民消費價格指數(shù)得到,農村居民實際利率(ri,t)r用全國的一年存款利率值減去農村居民消費價格指數(shù)得到，其中，全國的一年存款利率值是根據(jù)加權平均得到的，由于北京、上海、天津三個直轄市的居民消費價格指數(shù)沒有城鎮(zhèn)和農村之分，因此農村和城鎮(zhèn)均用的同一組數(shù)據(jù)。城鎮(zhèn)和農村居民的消費和收入數(shù)據(jù)分別采用城鎮(zhèn)居民消費價格指數(shù)和農村居民消費價格指數(shù)進行平減（2000年為100）；本文分別用城鎮(zhèn)和農村收入的對數(shù)增長量減去其均值的平方來衡量城鎮(zhèn)和農村收入的不確定性,分別記為（unyi,t)c和（unyit)r;用城鎮(zhèn)和農村消費的對數(shù)增長量減去其均值的平方分別來衡量城鎮(zhèn)和農村支出的不確定性,分別記為（unci,t)c和（unci,t)r;用城鎮(zhèn)和農村的居民收入和消費取對數(shù)后的增長率之比值分別來衡量城鎮(zhèn)和農村的不確定性造成的風險,記為(uny/ci,t)c和(uny/ci,t)r；本文所有基礎數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》相關年份。 四、模型估計及結果分析 （一）穩(wěn)定性檢驗 在對模型進行估計之前，為了避免偽回歸，我們先對各個變量進行平穩(wěn)性檢驗。本文同時采用了LLC、Breitung、IPS、ADF-Fisher、和PP-Fisher檢驗方法對變量(ci,t)c、(ci,t)r、(yi,t)c、(yi,t)r、(ri,t)c、(ri,t)r、（unyi,t)c、（unyit)r、（unci,t)c、（unci,t)r、(uny/ci,t)c、(uny/ci,t)r以及(lnyi,t-lnci,t)c和(lnyi,t-lnci,t)r進行單位根檢驗。結果如表1和表2所示。由表1可知，用LLC和PP-Fisher方法的得到的結果是所有變量都不存在單位根，用Breitung、IPS、ADF-Fisher方法檢驗時有個別變量存在單位根，因此，我們認為所有變量都不存在單位根。由表2可以得到相似的結果。因此，我們認為城鎮(zhèn)變量和農村變量都均不存在單位根。 （二）PGMM和PGLS估計 在各個序列的平穩(wěn)性檢驗的結果的基礎上，由于模型自變量中存在因變量的滯后項以及自變量之間存在相關性，針對這一特點，接下來我們用兩種方法對模型進行估計，分別為面板廣義最小二乘法（PGLS）和面板廣義矩估計（PGMM），模型的估計結果見表3、表4。 表1 東部地區(qū)城鎮(zhèn)面板數(shù)據(jù)單位根檢驗結果 檢驗方法 LLC Breitung IPS ADF-Fisher PP-Fisher 注：括號中的數(shù)據(jù)為統(tǒng)計量，分別表示1%、5%、10%的顯著水平。 表2 東部地區(qū)農村面板數(shù)據(jù)單位根檢驗結果 檢驗方法 LLC Breitung IPS ADF-Fisher PP-Fisher 注：括號中的數(shù)據(jù)為統(tǒng)計量，分別表示1%、5%、10%的顯著水平。 在確定PGLS的具體形式之前，首先需要對模型進行Hausman檢驗，以確定模型為固定效應模型還是隨機效應模型。通過檢驗可以判定模型均采用固定效應的形式；然后針對于固定效應為變截距還是變系數(shù)這一問題，我們又進行了相關的Chow檢驗，最后確定模型為變截距的固定效應模型。 在得到模型的估計結果之后，接下來我們來分析各個影響因素對居民消費行為的影響機制。對居民消費行為影響最大的因素必然是收入，而的估計值表示的是東部地區(qū)居民的消費的敏感性系數(shù)，從這一參數(shù)估計值可以分析居民的消費變化對收入變化的敏感程度。由于模型的建立是對消費收入等數(shù)據(jù)取對數(shù)，所以系數(shù)的具體數(shù)值并不能說明收入對消費的具體影響程度，只能通過對城鄉(xiāng)居民的估計結果進行比較，進而得出城鄉(xiāng)居民受流動性約束影響的強弱。表3中，模型得到的估計結果均在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下，城鎮(zhèn)居民消費（C(1)~C(2)）的敏感系數(shù)（）均大于農村居民（R(1)~R(2)），分析其原因是由于城鎮(zhèn)中金融市場比農村發(fā)達，所以城鎮(zhèn)居民進行借貸消費等較容易，而且城鎮(zhèn)居民的預期收入較穩(wěn)定，有較大的借貸消費偏好，故消費水平對收入變化的反應程度更大，所以城鎮(zhèn)居民較農村居民受流動性約束較小。 分析利率的系數(shù)可以很明顯的發(fā)現(xiàn)，可以表示居民消費的跨期替代彈性。從表4的結果可以看出，利率對我國東部地區(qū)城鎮(zhèn)居民消費的影響顯著為正（見C(1)~C(3)中），而對農村居民消費的影響顯著為負（見R(1)~R(3)中），這表明實際利率變化對于城鎮(zhèn)居民而言，替代效應小于收入效應，對于農村居民而言則相反。這與現(xiàn)實情況是相符的，城鎮(zhèn)居民的收入水平比農村居民要高，當利率上升時，城鎮(zhèn)居民受收入效應影響較大，更傾向于增加現(xiàn)期消費，而處于低收入水平的農村居民則恰恰相反；同時，從城鎮(zhèn)居民消費的替代效應小于收入效應這一特點我們可以看出，我國東部地區(qū)城鎮(zhèn)的經濟已發(fā)展到較高水平。 不確定性對我國東部地區(qū)居民的消費影響可以從表3中的、、得出結論。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)農村居民消費的影響較顯著，對城鎮(zhèn)居民消費的影響較小，這與農村居民收入較不穩(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并沒有產生顯著的影響。 表3 我國東部地區(qū)城鄉(xiāng)居民消費面板模型的PGLS估計結果 變量 參數(shù) 城鎮(zhèn) 農村 C(1) C(2) C(3) R(1) R(2) R(3) 常數(shù)項 (4.173) (4.603) (6.336) (9.975) (6.753) (7.513) (12.754) (12.156) (12.767) (7.334) (5.82) (6.444) (2.662) (2.662) (1.460) (-6.696) (-4.549) (-5.063) (1.789) (-2.541) (2.439) (-4.774) (-7.954) (-2.183) (-3.810) (-4.097) (-4.214) (-6.782) (-3.028) (-3.471) (-5.263) (-5.306) (-3.723) (-9.18) (-6.582) (-6.999) 0.726 0.766 0.829 0.694 0.644 0.568 F 16.404 19.949 29.058 14.145 11.485 8.619 D-W 2.083 2.119 2.209 1.386 1.555 1.539 截面數(shù) 11 11 11 11 11 11 觀察數(shù) 88 88 88 88 88 88 效應模型 FE FE FE FE FE FE 注：括號中的數(shù)據(jù)為統(tǒng)計量，分別表示1%、5%、10%的顯著水平；FE表示通過Hausman檢驗應采用固定效應模型。 最后，我們可以把前期消費增長與長期平均消費傾向看做“習慣”對居民消費行為的影響。從表3的估計結果看出，兩者的系數(shù)均高度顯著，而且兩者的系數(shù)均為負，這可以從整體上說明居民前期的消費增長情況與長期消費傾向對居民的現(xiàn)期消費水平有負相應。其原因為，當居民前期的消費波動較小時，消費者較容易在短期內形成一定的消費“習慣”，從而使得現(xiàn)期的消費波動減小，呈現(xiàn)一定的負效應；而長期消費傾向也是類似地通過消費者的消費“習慣”來減緩居民消費水平的波動。通過進一步分析可以看出，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，因此農村居民消費行為受“習慣”的影響較大。 表4 我國東部地區(qū)城鄉(xiāng)居民消費面板模型的PMM估計結果 變量 參數(shù) 城鎮(zhèn) 農村 C(4) C(5) C(6) R(4) R(5) R(6) (16.382) (14.026) (10.792) (3.497) (6.821) (7.512) (1.551) (1.305) (1.656) (-1.947) (-2.213) (-2.221) (-0.459) (0.981) (1.233) (0.432) (-2.118) (-0.134) (-4.552) (-3.609) (-3.938) (-3.44) (-3.217) (-3.665) (-2.438) (-1.925) (-2.255) (-4.371) (-4.46) (-4.676) J stat. 23.166 22.956 31.934 33.133 37.237 34.446 截面數(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)為統(tǒng)計量，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果是否能正確反映經濟變量之間的關系，有些學者對此表示懷疑。在動態(tài)面板模型中，由于將因變量的滯后項作為解釋變量，從而導致解釋變量與隨機擾動項相關（即解釋變量具有內生性），因此如果應用標準的隨機效應或者固定效應對動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型進行估計,必將導致估計量非一致性，而廣義矩估計能有效解決此問題。故我們采用GMM方法，對東部11個省市的城鄉(xiāng)面板數(shù)據(jù)重新進行估計。對于動態(tài)面板GMM估計可以分為一步和兩步GMM估計。相比一步法估計,兩步法不容易受到異方差的干擾,但是在有限樣本條件下,兩步法的標準誤會嚴重下偏,從而影響推斷。這種偏倚經過Windmeijer(2005)調整后會減小,但會導致兩步GMM估計量的近似漸進分布不可靠。所以，這里我們采用一步差分GMM來估計模型。所得結論如表4所示。 由表4可知，模型C(4)~C(6)中的估計系數(shù)比較接近，落在1.135~1.289之間，均大于表3中相應的估計值，而模型R(5)~R(6)所得值均小于表3中相應的值，可以發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)居民消費變化對收入變化的敏感程度數(shù)更大，農村居民消費變化對收入變化的敏感程度數(shù)更小。因此采用GMM估計更能反映出收入變化對城鄉(xiāng)消費變化影響的巨大差異，證明了農村居民面臨的流動性約束大于城鎮(zhèn)居民。模型C(4)~C(6)中的估計系數(shù)依然是正數(shù)，即對于城鎮(zhèn)居民來說實際利率的變化的收入效應大于替代效應，但是此估計系數(shù)不顯著；模型R(5)~R(6) 中的估計系數(shù)與GLS所估計出來的值非常接近。模型C(4)~C(6)、R(5)~R(6)中、、的估計值均不顯著（除模型C(6)外），此結論與PGLS方法得到結果不一致，反映出東部地區(qū)收入和支出的不確定性對城鎮(zhèn)居民與農村居民消費行為不存在顯著影響。模型C(4)~C(6)、R(5)~R(6)中系數(shù)均在1%的顯著性水平下顯著不為零，同表3中結果保持了一致性，并且所得估計值的絕對值大部分大于表3中相應的值。模型C(4)~C(6) 中系數(shù)的估計值沒有GLS方法所得結果顯著，但也從一定程度上說明城鎮(zhèn)居民的長期平均消費傾向對消費變化有負效應；模型R(5)~R(6)中系數(shù)的估計值均在1%的顯著性水平下顯著不為零，此結論同表3一致。此外，比較模型C(4)~C(6)和R(5)~R(6)中系數(shù)的估計值，所得結論與PGLS方法得到結論一致，即農村居民的長期平均消費傾向高于城鎮(zhèn)居民。 五、結論與政策性建議 本文的主要結論可以歸結為以下幾點內容： 第一，由于我國城鄉(xiāng)二元經濟結構分化較嚴重，城鄉(xiāng)居民消費行為有很大的差異，若研究我國居民消費問題時忽視這種差異，會使得研究結果的可信度降低； 第二，我國城鎮(zhèn)由于金融市場較發(fā)達、收入較穩(wěn)定等原因，城鎮(zhèn)居民較農村居民受流動性約束的的影響較?。? 第三，城鎮(zhèn)居民消費對實際利率變化的收入效應大于替代效應，而農村居民消費對實際利率變化的收入效應小于替代效應，東部地區(qū)城鎮(zhèn)居民收入明顯高于農村居民，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)與農村居民的消費行為影響是否顯著并不確定，不同估計方法的出的結果并不一致； 第五，前期消費增長和長期平均消費傾向等消費“習慣”會使得居民的消費波動趨緩，而且農村居民消費行為受“習慣”的影響較大。 因此，針對本文得出的結論，提出一下建議： （1）大力發(fā)展農村金融市場，建立健全的農村社會信用體系。通過優(yōu)化農村金融制度，健全農村金融組織體系，引導農村金融的規(guī)范化成長，塑造農村金融市場主體，推動農村金融市場正常發(fā)育，并積極發(fā)展消費信貸，擴大消費信貸的規(guī)模，從而減少農村的流動性約束，提高農村居民消費。 （2）擴大農民收入水平是擴大農村居民消費的主要途徑。收入約束是農民消費需求不足的根源，因此促進農民增收、提高農民收入水平方面是擴大農民消費需求的政策著眼點。可以通過調整農業(yè)產業(yè)結構，減輕農民負擔，減少稅收等辦法增加農民收入，進一步擴大農民消費。 （3）提高城鎮(zhèn)居民邊際消費傾向，刺激城鎮(zhèn)居民消費。與農村相比，城鎮(zhèn)居民的消費消費需求疲軟主要是邊際消費傾向較低造成的，因此，要通過完善收入分配機制，縮小收入差距，完善社會保障體系，優(yōu)化經濟結構，規(guī)范消費市場，進一步提高邊際消費傾向進而擴大農民消費。 參考文獻 [1] Campbell,J.Y and N.G.Mankiq.Consumption,Icome,and Interest Rates:Reinterpreting the Time Series Evidence[J ].NBER Macroeconomics Annual,1989 [2] Flavin,M.,A.The Adjustment of Consumption to Changing Expectations about Future Income [J].Journal of Political Economy,1981 [3] Hall.R.E.Stochastic Implications of the Life Cycle - Permanent Income Hypothesis: Theory and Evidence[J]1Journal of Political Economy,1978 [4] Zeldes,S.P.Optimal Consumption with Stochastic Income: Deviations from Certainty Equivalence [J].Quarterly Journal of Economics,1989 [5] Deaton, A..Saving and Liquidity Constraints[J].Econometrica,1991(5) [6] Hall,R.,Intertemporal Substitution in Consumption[J].Journal ofPolitical Economy,1988,“ [7] 宋錚.中國城鎮(zhèn)居民儲蓄行為研究[J].金融研究,1999(6) [8] 汪浩瀚,唐紹祥.不確定性條件下中國城鄉(xiāng)居民消費的流動性約束分析[J].經濟體制改革,2009(5) [9] 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