收入风险对居民耐用品消费的影响

收入风险对居民耐用品消费的影响 3 樊潇彦　袁志刚　万广华 　　内容提要 :本文首次采用大型微观家庭面板数据对我国城乡居民的耐用品消费进行 深入研究 ,主要结论包括 : (1)改革进程方面 ,20 世纪 90 年代中后期国企转制和员工下岗 等就业体制方面的重大变革 ,使居民“收入风险”显著上升 ,进而明显抑制了城乡家庭的耐 用品消费。(2)城乡对比方面 ,农村家庭面临更高的收入风险 ,其消费决策对风险因素也 更为敏感 ,因此在当前的“新农村”建设中 ,建立健全农业保险和农村就业保障体系 ,对于 提高农民消费和福利水平意义重大。(3) 本文的研究结果完全支持 (S ,s) 理论模型 ;同时 在收入风险的度量和代理变量选取方面 ,文章中的一些 分析 定性数据统计分析pdf销售业绩分析模板建筑结构震害分析销售进度分析表京东商城竞争战略分析 方法也可以应用于汽车、住房 等相关领域的研究和政策评价。 关键词 :耐用品消费 　收入风险 　实证研究 3 　樊潇彦、袁志刚、万广华 ,复旦大学经济学院经济系 ,邮政编码 :200433 ,电子信箱 :fanxy @fudan. edu. cn ,zgyuan @fudan. edu. cn ,wan @wider. unu. edu。本文获得复旦大学教育部 985 项目“中国经济国际竞争力创新基地”国家子课题资助。封进副教授提供了 社区层面的 CHNS数据以及家庭成员健康状况的数据 ,并在写作过程中提供了大力支持。同时感谢陆铭、宋铮、章元、张晏、张爽、 宋军、葛嬴 ,以及 J . Hassler 教授、K. Storesletten 教授和 UNU2WIDER 的专家们提出的积极建议 ,文中所有不足之处由作者负责。万 广华教授为联合国大学 WIDER 研究中心高级研究员 ,复旦大学“中国经济国际竞争力研究创新基地”特聘教授。 ①　这方面的理论和实证研究参见第二小节“文献综述”。 一、引 　言 消费是宏观经济学中的一个核心问题 ,按研究对象的不同可以分为“非耐用品”和“耐用品”消 费 ,按数据性质的不同则可以分为“宏观”加总的统计数据和“微观”家庭的调查数据两大类。本文 首次利用大型的“微观家庭数据”对我国城乡居民的“耐用品消费”进行深入研究 ,我们重点关注 20 世纪 90 年代中后期集中推行的各项重大改革 ,对城乡居民“收入风险”、进而对家庭耐用品消费的 影响。之所以把研究的重心放在“耐用品消费”上 ,并选取了“收入风险”的视角 ,是基于对以下几个 现实问题的观察和思考 : 20 世纪 90 年代中后期我国改革进程明显加快 ,就业体制改革可能导致居民收入风险上升 ,而 医疗、教育、住房体制的变化可能使家庭支出风险增加。此前有很多学者指出 ,1997 —2000 年间的 “通货紧缩”在很大程度上就是由于家庭收入和支出风险上升 ,导致“预防性储蓄”上升 ,进而造成消 费不振、增长乏力。这种解释很有道理 ,也有很多实证方面的支持 ,①但图 1 中还是有两个现象令 人不解 : (1)在消除了物价变动因素后 ,实际居民消费增长率在 1997 —2000 年间是持续上升的 ,与 实际 GDP 增长率反向变动 ,这说明增长乏力不能简单地用消费不振来解释 ; (2) 从图 1 的中间部分 可以看到 ,城镇居民实际总量消费和耐用品消费的增长率在 1997 —2000 年间都显著高于农村居 民 ,我们知道 ,这段时间包括国有企业下岗在内的各项改革主要在城市推行 ,那么按道理“政策冲 击”应该对城市居民消费的影响更大 ,而不是相反。这两个现象提醒我们 ,有必要进一步深入研究 各种风险因素对人们消费行为的影响 ,尤其应该把“城市”和“农村”区分开来 ,这样才能深入细致地 分析各项改革的具体影响和福利效应 ,为今后的改革提供支持和借鉴。 421 樊潇彦等 :收入风险对居民耐用品消费的影响 众所周知 ,我国城乡居民消费一直存在巨大的差距 (刘建国 ,1999) 。图 1 显示 ,1997 年以来我 国农村居民的总量消费增长率就一直低于城市居民 ,1997 —2000 年间 ,农村家庭的年人均实际耐用 品消费增长率也远远低于城市。那么 ,导致这种局面的深层次原因是什么 ? 是收入水平和基础设 施的差距 ? 还是农村社会保障体系欠缺导致人们面临更大的风险 ,从而抑制了消费 ? 或者根本就 是城乡之间消费习惯和文化风俗的差异 ? 我们的研究发现“收入风险”的因素非常重要 ,这说明当 前我们在推行“新农村建设”时 ,有必要在提高农民收入水平、加强农村基础设施建设的同时 ,优先 关注农村家庭的收入风险问题 ,通过建立健全农业保险体系、进城务工人员就业保障和农村社会保 障体系 ,来化解和降低农民的收入风险 ,促进消费、提高福利。 图 1 　 　　注 : ①城镇和农村居民消费的实际值根据《中国统计年鉴 (2005)》“支出法国内生产总值结构”和“各种价格定基指数”计算 ; ② 城镇和农村家庭耐用品支出实际值根据《中国物价(或价格)及城镇居民家庭收支调查统计年鉴》(1996 —2005 各年)相关指标计算 , 其中 GINI 系数基于“收入七等分组家庭”的各项支出进行计算。③耐用消费品包括家具和家庭设备 ,如各种家用电器。　 选择研究“耐用品消费”问题 ,还基于宏观经济中的两个重要事实 : (1) 在经济周期中 ,“耐用品 消费”的波动幅度远远大于“非耐用品消费”(图 1 中间部分) ,因此耐用品消费的不稳定性是我们研 究经济周期、实施调控政策时必须考虑的一个重要因素。(2) 社会福利方面 ,从图 1 下方可以看到 耐用品消费的基尼系数一般在 015 以上 ,不平等程度远远高于总量消费 ,而且在 1997 年、1998 年宏 观经济增长速度放慢的时候 ,耐用品消费的基尼系数都有所上升 ,这说明深入分析耐用品消费有着 重要的福利政策意义。最后 ,本文对大型家电等家庭耐用品的研究 ,可以很容易地推广到汽车、住 房等其他耐用品的分析 ,可以为将来的学术研究和政策制定提供一些借鉴。 二、文献综述 主流文献中对消费的研究一般分为“非耐用品”(non2durables) 和“耐用品”(durables) 两大类 ,前 者包括居民日常衣食住行等一般商品和服务 ,后者则主要指家具、家电、汽车、住房等商品。对非耐 用品消费的研究起源很早 ,莫迪里亚尼的生命周期假说 (LCH)和弗里德曼的永久收入假说 ( PIH) 奠 定了这一领域的基础 ,此后 Kimball (1990) 、Carroll and Kimball (1996) 、Carroll (1997)和 Deaton (1991) 等 人先后引入了流动性约束和风险因素 ,提出了“预防性储蓄”假说。20 世纪 90 年代以来有大量的 实证研究都在检验风险因素对消费的削减作用是否足够大、是否造成了显著的福利损失。大多数 521 2007 年第 4 期 实证研究的结果 表 关于同志近三年现实表现材料材料类招标技术评分表图表与交易pdf视力表打印pdf用图表说话 pdf 明风险的影响是存在的 ,但由此导致的“预防性储蓄”的总量以及对总量消费的 削减程度还没有形成统一的结论 (Carroll and Samwick ,1998 ; Kennickell and Lusardi ,2004) 。由于受到 数据来源和理论基础两方面的限制 ,国外早期的消费方面的实证研究主要集中于非耐用品 ,直到 Grossman and Laroque (1990) 、Caballero (1993) 和 Caballero and Engel (1999) 等创造性地提出和发展了 (S ,s)模型 ,这种局面才大为改观。(S ,s) 模型为人们在不确定情况下的决策行为提供了很好的分 析范式 ,目前已成为耐用品消费方面的基准模型 ,并被广泛应用到厂商的投资决策、雇员决策 ,甚至 在金融和资产定价领域也得到广泛应用。下面我们分国内和国外两个方面对现有文献进行综述。 (一) 近年来我国消费研究领域的代表性文献 较早提出“收入不确定性”影响我国居民消费的一篇文献是袁志刚、宋铮 (1999) ,作者认为转轨 过程中人们收入不确定性的增加可能是造成 20 世纪 90 年代以来我国居民边际消费倾向持续下降 的原因 ,文章也讨论了居民收入提高和耐用品升级在消费方面的影响。这篇文献侧重于从理论上 对不同影响因素的作用机制进行梳理和探讨 ,为后续的实证研究提供了一定的借鉴。 对消费的实证研究按数据性质的不同 ,可以分为两大类。第一类是用统计年鉴中公开的、宏观 加总时间序列数据进行的研究 ,如申朴和刘康兵 (2003) ,杭斌和申春兰 (2005) 以及万广华等 (2001) 。这些研究一般以收入的方差表示“收入不确定性”,用医疗、教育等服务价格或支出额作为 “支出不确定性”的代理指标 ,基本的结论是流动性约束和不确定性对我国居民消费有显著的负面 影响 ,抑制了消费、降低了福利。利用宏观加总时序数据所做的实证研究存在几个共同的问题 ,① Meng(2003)对此做了全面的综述 ,他指出 ,近年来出现的大型“微观家庭调查数据”在样本总量、指 标类别 ,尤其是在揭示家庭消费决策的微观机制方面 ,有着宏观加总数据不可比拟的优势。目前国 外主流的实证研究已逐渐把研究的重心转向了大型微观数据 ,近年来我国也出现了几项有代表性 的研究 (如表1所示) 。比较这些研究 ,可以发现下面一些特点 : (1) 除荣昭等 (2002) 的文献以外 ,其 表 1 代表性文献 研究对象 影响因素 数据性质 数据来源 李 实 和 Knight (2002) 城镇低收入家庭消费 ,未说 明是否包括耐用品消费。 失业风险、医药、教 育和住房支出等。 1999 年截面数据 Meng(2003) 城镇家庭全部消费支出、以 及食品和教育的分类支出 失业和收入风险 1995 年、1999 年截面数据。 罗楚亮 (2004) 非耐用品和耐用品存量消 费 失业和收入风险、医 疗和教育支出 1995 年、1999 年、2002 年分 年做截面数据回归 中国社会科学院 经济研究所“城 市家庭收入支出 就 业 调 查 ” (UHIEE) 万广华等 (2003) 农村家庭储蓄 流动性约束、预防性 储蓄动机 1995 —2000 年 面 板 数 据 Kmenta 极大似然估计 Giles and Yoo (2006) 农村家庭“非耐用品”消费 及耐用品所提供的“服务 流”消费 人口流动、收入风险 1986 —1991 年 和 1995 — 2000 年 ,分时段做混合截 面回归 中国农业部农户 调查 (RCRE) 荣昭等 (2002) 农村家庭耐用品 (家电) 需 求 基础设施情况 1999 年截面数据 国家统计局农户 家计调查数据 621 樊潇彦等 :收入风险对居民耐用品消费的影响 ① 如时间序列的样本量较少从而降低了估计结果的可信性 ,代理指标选取较为任意、缺乏严格的论证和理论支持 ,以及某 些计量结果存在自相矛盾、含义模糊不清的问题等。 他绝大多数研究都以“非耐用品”消费为主 ,直接采用国外主流耐用品消费 (S ,s)模型的实证研究还 基本处于空白状态 ,本文将在这一方面努力有所突破。(2) 受数据的限制 ,目前的研究对象要么是 城镇居民家庭、要么是农村 ,没有一项研究可以同时涵盖城乡、尤其是直接进行城乡消费的对比研 究。在这一点上 ,我们所使用的“中国健康与营养调查”(CHNS) 数据有很大的优势 ,由于该数据在 网上完全公开 ,目前已成为研究我国医疗、健康和劳动经济学问题的重要数据资源 (王曲、刘民权 , 2005) 。本文首次利用 CHNS 的耐用品消费数据 ,是对这一珍贵的、微观家庭调查数据的深度开发 和拓展性应用。(3)表 1 中的不少研究都涉及到体制变革所带来的“收入风险”和“支出风险”对居 民消费的影响 ,我们在借鉴国内外研究文献的基础上 ,将通过工具变量和代理指标的选取对回归结 果做进一步的分析和检验 ,以提高本文的实证结论的稳健性和可信性。 　　(二) (S ,s)模型简述和国外相关实证研究文献 最早对 ( S , s) 模型进行系统论证的是 Grossman and Laroque (1990) ,此后 Caballero (1993) 和 Caballero and Engel (1999)进行了相应的拓展和完善。他们证明 , ① 对某类具有“投资不可逆性”和 “线性调整成本”的商品 (如耐用消费品)而言 ,消费者的购买和调整决策将遵循 (S ,s) 规则 ,即家庭 在时刻拥有的耐用品存量与其“目标存量”之比的对数 zit ≡log( KitΠK3it )是一个随机过程 ,存在 zit的 上界 U 和下界L ,当 zit ∈[ L , U ]时不做调整 ,一旦达到下界 (或上界)消费者即做出购买 (或变卖)的 决策 ,将存量调整到目标值 z 3 = ln ( K3it ΠK3it ) = 0。一个直观的描述参见图 2。 图 2 　 　　注 :基于 Caballero (1993) Fig11 绘制。 　　　(S ,s) 模型表明家庭对耐用品的调整与非耐用品有很大不同 ,我们对非耐用品的购买和消费每天都在进行 ,其调整是连续的 ,而对耐用品的购买决策却是离散的 ,遵循一种“有上下界的触发机制”( consists of lower andupper trigger points) 。( S , s) 模型不仅可以准确地刻画耐用品消费的微观决策机制 ,而且模型中的诸多参数经济含义明确 ,为实证研究提供了丰富的、可供检验的理论假说。下面仅以购买 决策为例 ,说明各种参数变化对耐用 品“购买概率”的影响。 Prob{ B uy = 1 | ·} = Prob{ zit ≤L | ·} = Φ( zit ) = f ( zi0 ,σ; Z) (1) f (·)中各参数依次为期初家庭耐用品存量、财富增长率和 标准 excel标准偏差excel标准偏差函数exl标准差函数国标检验抽样标准表免费下载红头文件格式标准下载 差、耐用品几何折旧率、调整成本系 数 ,以及时间贴现率、常相对风险规避系数和无风险利率。其他条件不变 , (S ,s) 模型告诉我们 : (1) 耐用品的初始存量越高 ,“触底”的可能性越小 ,家庭的购买概率将下降 ; (2)家庭永久收入的风险和 调整成本系数上升 ,将使调整下界向下移动 ,使家庭耐用品消费的等待空间扩大 ,降低购买概率 ; (3)此外 ,还有很多因素 Z (如耐用品折旧率、风险规避参数以及消费偏好等) 也将影响家庭的耐用 品购买概率 ,但受数据指标所限 ,我们在本文中不做直接检验 ,而只用家庭和户主特征控制这些不 可观测因素的作用。总之 , (S ,s)模型的理论假说清晰明确 ,符合人们的经济直觉 ,现有的各项实证 研究也为 (S ,s)模型提供了全面的数据支持 (参见表 2) 。 721 2007 年第 4 期 ① 受篇幅所限 ,这里仅对实证检验方程做简要说明 ,具体的证明和推导过程参见相应文献。 表 2 代表性文献 研究对象 检验假说和估计参数 使用数据 研究方法 Lam (1991) Eberly (1994) Attanasio (2000) 美国家庭汽车消费 检验 (S ,s) 规则 ,估计出 U、L 等重 要参数。 1966 年、1967 年、1969 年 每年 1434 户家庭共 4302 户家庭调查数据。 ML 估计 检验μ,σ,λ等参数对等待区间的 影响 ,并检验 (S ,s) 模型对总量数 据的解释力。 1983 年、1986 年 SCF 每 年 2822 户家庭调查数 据。 OLS 回 归 , 数 值模拟。 检验 zi0 ,σ和家庭特征变量对 y 3 和 U、L 的影响 ,并检验 (S ,s) 模型 对总量数据的解释力。 1984 —1988 年 CES 对 21628 户家庭的调查数 据。 Probit 模型、ML 估计和数值模 拟。 Bertola et. (2005) 意大利家庭汽车、家 具、珠宝消费 检验 zi0 ,μ,σ,λ和家庭特征变量 等因素对家庭耐用品购买概率和 消费支出的影响 , 用 (S ,s) 模型估 计宏观消费总量。 意 大 利 银 行 1995 年 SHIW 调查中 1873 户家 庭样本。 Probit 模 型、 Heckman selection 模型 和数值模拟。 　　表 2 中所列的国外文献有两个特点 : (1)它们都已普遍使用大型家计调查的“微观数据”,这一 方面保证了回归估计的大样本要求 ;同时通过深入分析家庭特征对消费决策的影响 ,可以更好地探 寻宏观现象背后的“微观机制”,加强宏观理论的“微观基础”。(2) 它们普遍采用非线性的 probit 模 型和 ML 估计 ,以及大量的数值模拟技术 ,而这些研究方法在我国目前消费和其他宏观经济学课题 的研究中还并不多见。因此数据来源和技术工具应该是我们今后提高研究质量和水准的重要的努 力方向。 三、数据描述 ① 本文使用的数据来自“中国健康与营养调查”(CHNS) ,该数据库是由美国北卡罗来那大学和中 国预防科学医学院联合调查和创建的。它涵盖了辽宁、黑龙江、江苏、山东、河南、湖北、湖南、广西 和贵州 9 个省份 ,以及 1989 年、1991 年、1993 年、1997 年、2000 年和 2004 年 6 次调查 ,每次调查大约 访问 200 个左右的城乡社区 (包括城市的街道居委会和农村的村委会) ,每个社区大约访问 20 个家 庭 ,共 4000 户左右的家庭 ,城乡比为 1∶2。目前该数据库主要用于对我国城乡居民的医疗、健康、劳 动等方面的研究 ,但由于其中包含了大量家庭耐用消费品 ,特别是彩电、冰箱、空调、电脑等家电的 数量、价值和新近购买情况的调查 ,因此我们完全可以用它进行很好的耐用品消费实证研究。 本文主要使用了 1991 —2000 年 4 次调查数据 , ② 并将每次调查中都包括的 2316 个家庭整理 成面板数据 (matched panel data) ,最终选取 1993 年、1997 年、2000 年 3 年的面板数据进行重点分析。 我们的主要目的有两个 :一是用时间跨度较长的数据构造家庭“永久收入”指标 ;另一方面可以用面 板数据回归控制家庭不可观察的特征因素 (omitted variables) 对计量结果的影响。最终选取 3 年面 板是因为 1993 —1997 年和 1997 —2000 年是两个具有很强对比性的改革时段 ,而且它们的时间跨度 差不多 ,可以做很好的政策对比分析。表 3 是全部样本中个人就业的基本情况 ,表 4 是全部家庭和 面板数据家庭的耐用品情况和家庭、户主特征描述 ,表 5 中列出了我们测算的几个重要指标。 821 樊潇彦等 :收入风险对居民耐用品消费的影响 ① ② CHNS没有提供 2004 年家庭实际收入数据 ,1989 年的问卷中没有“去年是否购买某种家电”的问题 ,因而不用。 各项指标的具体解释参见附录。 表 3 各种类别的个人所占比重 (单位 : %) 城市 农村 1993 1997 2000 1993 1997 2000 就业 状态 就业 性质 工作 42162 41157 38176 52176 51112 50164 退休 4132 4122 4163 0158 0174 1113 待业 2129 2171 3142 0174 1105 1183 待业及非退休原因未就业 6172 7177 10178 4108 5119 7105 有稳定性职业 3 9137 10165 11126 2198 2179 3115 就业于国有集体企业 36163 29132 24169 13104 9165 8146 合同性质为长期工或合同工 37165 29180 26117 14157 11105 10178 工作单位规模 100 人以上 18129 17185 14180 5143 6126 6112 全部个人样本量 4374 4621 4796 10599 11009 11980 　　注 :按照国家职业分类标准 ,这里的“稳定性职业”包括高级专业技术工作者、一般专业技术工作者、管理者Π行政官员Π经理三类。 观察表 3 可以发现 : (1)从就业状态来看 ,城市和农村的工作比重、退休人员比重都显著不同 , 这是由农业劳动的生产方式所决定的。但在 1991 —2000 年的 10 年间 ,处于待业或非退休原因未 就业的人员比重 ,城市和农村都在持续、大幅度地上升 ,这说明城乡的就业压力都在上升 ,可能导致 居民的就业稳定性下降、收入风险上升。(2)表中所列的四种就业性质都从某个侧面反映了人们的 职业稳定性和收入风险 ,比如一般而言高级专业技术工作者等有“稳定职业”的人失业的风险较低、 收入比较有保障 ,其他指标也有类似的含义。数据显示 ,城市居民的职业稳定性普遍高于农村 ,同 时 1997 年之后城市和农村的国有集体企业就业比重明显下降 ,城市中人们的合同性质和单位规模 也有显著变化 ,这都在一定程度上反映了国有企业转制、城市企业用工 制度 关于办公室下班关闭电源制度矿山事故隐患举报和奖励制度制度下载人事管理制度doc盘点制度下载 改革等政策的影响。总 之 ,CHNS 数据对我国居民就业状态和就业性质的反映是合理的、可信的。 表 4 家庭比例 (单位 : %) 与家庭、户主特征的均值 全部家庭 面板家庭 1993 1997 2000 1993 1997 2000 家庭样本量 3434 3803 4300 2316 ×3 = 6948 拥有彩电家庭比例 31192 48175 65172 26142 42140 57164 拥有冰箱家庭比例 20136 29192 37140 16184 25109 31191 拥有空调家庭比例 1154 4197 8147 1173 4171 7190 拥有电脑家庭比例 0100 1181 4105 0100 1173 3197 去年购买四种大型家电家庭比例 (标准差) 6173 (25101) 8157(28100) 11126(31161) 6109(23192) 8146(27184) 12144(33101) 去年家庭实际年收入 (元) 3 5356173 5706131 5008154 5196149 5648150 4985159 家庭平均在校大学生人数 01010 01020 01029 01008 01019 01027 家庭平均过去 4 周中生病人数 0122 0124 0115 0121 0123 0119 　　注 : 3 CHNS在调查问卷中询问的是家庭成员“去年”的收入状况 ,因此最后测算出的也是“去年”的家庭实际收入。 表 4 显示 : (1)每次调查中“拥有”和“购买”大件家电的家庭比例都在持续上升 ,这从一个侧面 说明 20 世纪 90 年代以来我国城乡居民的生活水平在不断提高。(2)我们非常关心“去年是否购买 四种大型家电”这个指标在面板数据和总样本中的分布是否一致。直接观察均值和标准差 ,两者相 差无几 ,Kolmogorov2Smirnov 同分布检验的结果 ,也说明我们面板数据的抽样可以代表全体样本。 (3)三项家庭特征数据指标在两个样本中的均值也非常相近 ,这样我们就可以用面板数据中的“家 庭年收入”构造“家庭永久收入”和“家庭收入风险指标”,用“家庭平均在校大学生人数”和“平均过 去 4 周生病人数”两项指标作为家庭“教育和医疗负担”的代理指标。 921 2007 年第 4 期 表 5 中列出了我们根据原始数据测算的三项重要指标 , ① 其中“社区公共设施指标”和“家庭 永久收入”,城市都显著高于农村 ,这与现实情况完全相符。在家庭收入风险方面 ,农村显著高于城 市 ,这与农业生产的性质和农村缺乏完善的失业保障体制有着直接的关系。同时我们发现 ,20 世 纪 90 年代中后期城市和农村家庭的收入风险都在持续上升 ,这与人们的直觉完全相符 ,但我们需 要继续追问的是 ,导致“收入风险上升”的主要原因是什么 ? 能不能把这一现象和某些具体的“改革 进程和政策冲击”联系起来 ? 根据 Carroll and Samwick (1997) ,参照罗楚亮 (2004) 的做法 ,本文从户 主的职业、教育程度和工作单位所有制性质三个维度测算出“家庭收入风险”,比较每个维度的单项 指标我们发现 ,户主从事稳定性职业、具有初中以上文化程度、工作于国有集体单位的家庭 ,收入风 险相对较低。进一步分析样本中不同类别的家庭所占比重的变化 ,我们可以发现一个很有意思的 现象 :2000 年与 1993 年相比 ,户主职业和教育特征的变化都倾向于降低样本整体的家庭收入风险 , 只有户主工作单位所有制从“国有集体”向“非国有集体”的变化可能导致样本平均家庭收入风险的 上升。也就是说 ,人们从现实生活中感觉到的 20 世纪 90 年代中后期包括国企“关停并转”、“减员 增效”等在内的一系列重大改革所导致的收入风险的上升 ,在我们所构造的指标中完全可以反映出 来。本文所测算的“家庭收入风险”指标可以捕捉到 20 世纪 90 年代中后期国企转制和就业体制变 革这一重大政策冲击的影响 ,这是对现有风险研究文献的一个贡献 ,也可以为今后的政策分析和评 价提供借鉴。此外 ,各项指标的城乡差异和变化趋势提醒我们 ,城乡之间在收入风险、收入水平、公 共设施等方面的差异可能为研究耐用品消费的城乡差距提供一个很好的视角。 表 5 城市 农村 1993 1997 2000 1993 1997 2000 社区公共设施指标 3193 3196 4116 2166 3112 3147 去年家庭永久收入 5876189 6388109 5638137 4970177 5403114 4769102 家庭收入风险 (综合)指标 0124 0130 0133 0134 0137 0139 户主 从事稳定性职业 户主受教育年限 大于等于 9 年 户主的工作单位 属于国有集体性质 不同类别家庭 收入风险 (单项)指标比较 是 否 是 否 是 否 0134 0174 0156 0184 0133 0183 2000 年与 1993 年相比户主具有 上述特征的家庭所占比重变化 上升 0116 % 上升 11151 % 下降 6176 % 四、计量回归 下面我们就通过计量回归 (S ,s)模型的基本方程 ,分析改革中的收入风险、城乡差异和收入差 距对我国居民耐用品消费的影响。根据 CHNS 数据的具体情况 ,我们的基本回归方程设为 (2) 式。 其中 X 为体现 (S ,s)模型主要假说的变量 ,包括期初耐用品存量与家庭永久收入之比、家庭永久收 入水平和收入风险指标 ; ② S 是我们所关心的各种体现政策冲击和城乡差异的指标 ,包括时间和 城市家庭哑变量 ,医疗、教育、住房政策和社区公共设施的代理变量 ,以及各种解释变量的交互项 等 ; Z 是我们需要控制的省份、家庭和户主特征。 031 樊潇彦等 :收入风险对居民耐用品消费的影响 ① ② 这里我们的购买概率实际上是 Prob{ Kit ≤KLi | ·}而不是 (1)式中的 Prob{ z it ≤L | ·} ,因为我们非常关注收入水平对购买概 率的影响 ,因而参考Lam(1993)将被解释变量由 z it = KitΠK 3i = KitΠ(θ·PI i)变为 Kit 。在第五小节做稳健性检验时我们再采用 (1) 式 标准的计量方程 ,结果表明没有大的差异 ,仍支持 (S ,s)模型的各项假说。 具体测算依据和方法参见附录二。 Prob{ B uy = 1 | ·} = α+β·X + γ·S + η·Z +ε (2) 　　我们一共回归了 4 个方程 ,从最简单的情况开始 ,依次扩展到对“不同改革时段的对比”、“城乡 对比”,以及最终各种变量的综合回归 (结果参见表 6) 。 表 6 (1) (2) (3) (4) 期初存量Π永久收入 010720 (010720) 010749 (010687) 010346 (010734) 010448 (010745) 家庭永久收入 (PI) 015571(010550) 015708(010889) 015337(010613) 014174(010558) 　PI * 1993 年哑变量 012507(011346) 013592(011135) 　PI * 2000 年哑变量 - 011702 (011120) 　PI * 城市家庭哑变量 - 011230 (010997) 家庭收入风险 ( IR) - 011146 (010381) - 011885 (010477) - 011462(010434) - 011858 (010477) 　IR * 1993 年哑变量 011596(010670) 011242(010591) 　IR * 2000 年哑变量 010750 (010586) 　IR * 城市家庭哑变量 010867(010526) 010930(010481) 1997 年哑变量 011364(010605) 211066(111546) 011180(010645) 310846(019664) 2000 年哑变量 014887(010587) 410096(112039) 014358(010657) 313904(019634) 城市家庭哑变量011100 (010602) 011151(010554) 115671(018740) 012133(010848) 社区公共设施指标 (Commpub) 011238(010291) 011072(010227) 　Commpub * 城市家庭哑变量 - 010758 (010548) 家庭在校大学生人数 010031 (011318) 010059 (011374) - 010519 (011390) - 010692 (011343) 家庭过去 4 周生病人数 - 010186 (010443) - 010176 (010386) - 010101 (010413) - 010076 (014839) 家庭从上次调查以来 　　是否迁入新房或翻建住房 011875(010587) 011805(010613) 011798(010602) 011797(010622) 户主年龄 - 010108 (010135) - 010132 (010147) - 010044 (010136) - 010081 (010137) 户主年龄平方 010001 (010001) 010002 (010001) 010001 (010001) 010001 (010001) 家庭人口 010452(010164) 010450(010157) 010518(010165) 010498(010164) 家庭平均教育年限 010201(010075) 010198(010074) 010245(010079) 010229(010080) 家庭去年是否有嫁娶 (Marry) 014171(010756) 014321(010821) 015108(010923) 015220(010874) 　Marry * 城市家庭哑变量 - 013604(011726) - 013503 (011726) 常数项 - 619619 (015332) - 819497 (019660) - 713822(015987) - 912175 (019022) Obs1ΠPseudo R2 6860Π011091 6860Π011137 6740Π011165 6740Π011189 Log likelihood - 18411961 - 183214148 - 178719601 - 178311582 Wald test Chi2 (23) = 533189 Chi2 (27) = 460106 Chi2 (28) = 458185 Chi2 (28) = 439177 　　注 : ①其他控制变量包括省份哑变量 ,以及户主性别、婚姻状况、是否为行政干部等 ,省略不报 ; ②根据 Norton et . (2004)和张爽 (2006) ,当方程中有很多交互项时 ,计算 marginal effect 的 dprobit 命令结果有偏 ,因此采用 Fuchs2Schundeln and Schundeln (2005)的做法 直接报告回归系数 , ③参照 Bertola et . (2005)括号中为基于 bootstrap 迭代 500 次报告的标准差 ,有下划线的估计值至少在 10 %的水 平上显著。 表中第 1 列为最简单的模型回归结果 ,我们逐一来看 : (1)先是三个体现 (S ,s) 模型基本假说的 变量 ,结果表明永久收入的上升将显著提高家庭购买耐用品的概率 ,而收入风险的上升将对家庭耐 用品的消费有显著的抑制作用 ,这都与理论模型完全一致。“期初存量Π永久收入”的系数虽然为负 但不显著 , ① 不过该变量因缺乏足够的政策含义 ,并不是我们关心的重点 ,后面我们将对永久收入 和收入风险做重点分析。(2)时间哑变量表明与 1993 年相比 ,1997 年和 2000 年人们的购买概率明 显提高 ,同时城市家庭的消费概率显著高于农村家庭。(3) 需要说明的是 ,在户主和家庭特征变量 131 2007 年第 4 期 ① 很可能是由于统计误差的影响 ,我们用两种方法测算 Z0 (参见附录说明)结果均不显著。 方面 ,我们没有发现耐用品消费的年龄效应 (age effect) , ① 而在非耐用品的研究中随着户主年龄上 升消费将呈现先升后降的倒 U 型曲线 ,耐用品与非耐用品消费模式的这种差异在国外房产消费的 研究中也得到证实 (如 Yang ,2006) 。此外 ,户主为男性、人口较多、平均受教育水平更高的家庭都将 有更高的大型家电购买概率 ,均与人们的直觉相符。 现在进一步考察不同改革时期耐用品消费的变化 ,我们以 1997 年为基准 ,对各项重要变量用 1993 年和 2000 年的时间哑变量做交互项 ,并引进各项重要改革政策的代理变量 ,考察它们的作用 和影响 ,结果如表 6 第 2 列所示 : (1)基本变量方面 ,我们发现 1997 年与 1993 年相比 ,耐用品消费概 率的“收入弹性”② 显著下降 ,而“风险弹性”显著上升 ,2000 年与 1997 年没有显著差异。与前面表 5 的数据相结合 ,我们可以认为 :20 世纪 90 年代中后期 ,家庭永久收入上升对耐用品消费的拉动作 用显著下降 ,而各项改革带来的收入风险上升却显著地抑制了城乡家庭的耐用品消费。(2)在分离 了收入水平和风险的影响之后 ,时间哑变量仍显著为正 ,这可能是 20 世纪 90 年代中后期我国大型 家电普遍降价、更新换代和品质提升的结果 ,由于我们无法准确度量这些指标 , ③ 因此它们的作用 都归在时间哑变量中了。(3)我们用“家庭在校大学生人数”和“家庭过去 4 周生病人数”作为教育 和医疗负担的代理变量 ,它们的符号均不显著 ,改用家庭所有在校学生和家庭自报健康状况“很差” 的人数作代理变量 ,结果也是一样。这很可能是由于 CHNS 中没有详细的家庭教育支出和长期医 疗支出的数据 ,因此无法准确度量教育、医疗改革对人们支出负担的影响 ,致使回归结果不显著。 目前我们只能用这些代理指标“控制”相应改革的作用 ,对支出风险的准确度量和深入分析还有待 于进一步的数据支持。(4)人们迁入新居或翻建住房之后 ,会倾向于购置新的家电 ,这与现实情况 完全相符 ,即住房改革的作用显著为正。 总结 初级经济法重点总结下载党员个人总结TXt高中句型全总结.doc高中句型全总结.doc理论力学知识点总结pdf 这些政策影响 ,我们认为 20 世纪 90 年代中后期国企 和就业体制改革所导致的居民“收入风险”的上升对家庭耐用品消费有显著的负面影响 ,因此完善 城乡收入和就业保障体系、降低居民收入风险 ,将是提高消费、改善福利的一项重要政策。 对城乡差异的分析结果参见表 6 第 3 列 : (1) 基本变量方面 ,城乡的永久收入弹性没有显著差 异 ,但农村家庭有更大的风险弹性 ,也就是说收入风险上升同样的幅度 ,由于抗风险能力较低 ,农村 家庭将更大幅度地削减耐用品消费 ,从而遭受更大的福利损失 ; (2) 改善社区公共设施状况将有助 于提高耐用品消费 ,而且这一效应在城市和农村都普遍存在 ,没有显著差异。(3)按照中国的传统 , “家中是否有人结婚”是考虑是否购买家电的一个重要因素 ,CHNS 提供的指标可以对这一影响进 行控制。计量结果表明我国居民在“家有婚事”的时候将集中购买家电 ,而且这种消费习惯在农村 比城市更为显著和普遍。这表面上看是一种城乡之间“婚庆习俗”的差异 ,但实际上恰好从另一个 侧面反映出农村家庭面临更高的“收入风险”和不确定性。因为根据 (S ,s)模型 ,对两个具有同样目 标 z 3 的家庭 ,高风险意味着耐用品调整的底线 L 更低 ,同时一旦购买调整的幅度 z 3 - L 更大。也 就是说更高的收入风险使农村家庭“推迟”耐用品的购买 ,同时提高每次的购买量 ,出现更显著的 “集中”购买的现象。至此我们的结论是 ,“收入风险”是理解城乡耐用品消费差异的重要因素 ,当前 我们在推行“新农村建设”时 ,有必要在提高农民收入水平、加强农村基础设施建设的同时 ,优先关 注农村家庭的收入风险问题 ,通过建立健全农业保险体系、进城务工人员就业保障和农村社会保障 体系 ,来化解和降低农民的收入风险 ,这对启动农村消费 ,提高农民福利 ,促进社会公平和创建和谐 231 樊潇彦等 :收入风险对居民耐用品消费的影响 ① ② ③ 我们曾接受建议将每年分地区、分城乡的耐用品价格指数加入解释变量 ,但结果不显著 ,因此还是无法将价格因素从时 间哑变量中分离出来 ,结果省略不报。 在回归方程中 ,被解释变量是“购买耐用品的概率”,解释变量中永久收入和收入风险均取对数 ,因而其系数的含义是“收 入 (或风险)水平上升百分之一 ,将使购买概率提高多少百分点 ,为表述方便起见 ,这些系数均称为“弹性”。 受篇幅限制表 6 中没有报告户主年龄和户主年龄平方项的结果 ,它们在各项回归中均不显著。 社会都有非常重要的现实意义。① 最后 ,我们总结上述 3 个方程的回归结果 ,分析方程 4。我们看到 ,所有重要变量的回归系数 均显著 ,且符号稳定、含义明确。图 3 很直观地展现了方程 4 所预测的“耐用品购买概率”在各组之 间的差异 :首先在时间维度上 ,随着时间的推移耐用品的整体购买概率上升 ,但同时 20 世纪 90 年 代中期之后 (1997 年、2000 年两次调查中) 城乡家庭的耐用品消费对“收入风险”更加敏感 ,向下倾 斜的拟合线变得更为陡峭。同样在城乡对比方面 ,“收入风险”对农村家庭的影响更大 ,农村的拟合 线更陡 ;同时样本多集中于城乡两条拟合线交点的右侧 ,这说明整体来看城市消费高于农村。这些 结果都非常直观、有力 ,可以为今后的重大改革和城乡发展政策提供参考和借鉴。 图 3 　　 五、稳健性检验 现在我们从三个大的方面 用 4 个方程对前一小节的计量 结果进行稳健性检验。前两项 比较简单 ,首先是改变回归方程 的设定 ,采用 (1) 式检验 Prob{ zit ≤L | ·} = f ( zi0 ,σ; others) ;然后 把分析的范围从彩电、冰箱、空 调、电脑等四种大型家电扩展到 有调查数据的 16 种家用电器 ,分析所有家电的“购买概率”。这两项检验的重点是 (S ,s) 模型的基 本假说是否成立 ,因此回归时仅考察重要变量 (参见表 7 前两列) 。显然 ,主要回归结果对方程设定 和家电类别都非常稳健 ,这说明 (S ,s)模型对家庭的耐用品消费决策有很强的解释力 ,我们的模型 选取适当。 第三类稳健性检验涉及“内生性”问题。根据 Wooldridge (2002) ,不可观测的遗漏变量、统计误 差和相随相生 (simultaneity)都可以带来内生性问题 ,我们分别从这三个角度入手进行分析和检验 : (1)遗漏变量问题可以通过面板数据的回归方法进行控制 ,表 7 的第 3 列是 Stata 中 xtprobit 命令的 结果 ,下方有对 H0 :ρ= 0 的检验 ,没有拒绝零假设 ,这说明我们可以忽略“不可观测的变量”的影响 , 直接使用前面的 probit 模型就可以。(2)对于“家庭永久收入”测算中可能存在的统计误差 ,进而导 致内生性的问题 ,我们采用工具变量法进行检验和控制。借鉴经典文献中对“家庭永久收入”工具 变量 ( Ⅳ)的选取 ,表 7 的第 4 列报告了 ivprobit 的结果 ,最下方的“外生性检验”没有拒绝零假设 ,这 说明我们构造的“家庭永久收入”指标不存在严重的统计误差 ,进而导致内生性的问题 ,前面 probit 的结果是无偏的、可信的。(3)最后 ,为了检验和控制“收入风险”的内生性 ,我们根据 Browning and Lusardi (1996)综述中的方法和 Fuchs2Schundeln and Schundeln (2005) 的研究策略 ,用“家庭工作人口 中稳定性职业人数占比”作为“家庭收入风险”的代理指标。从直觉上讲 ,从事稳定性职业的工作人 口比例越高 ,家庭面临的收入风险就越小 ,从而应该有更高的耐用品购买概率 ,因此代理指标的系 数应显著为正。表 7 第 5 列方程中的所有解释变量完全参照第四小节方程 (4) ,受篇幅所限我们只 列出主要结果 ,可以看到所有变量的系数的符号都符合理论假说 ,没有报告的估计结果也很理想 , 331 2007 年第 4 期 ① 在本文的写作和讨论过程中 ,宋军博士指出美国政府是如何帮助农场主规避农业生产过程中的风险和农产品价格风险 的。由于 WTO 贸易规则不允许政府对农产品进行各种现金和税收的明补 ,美国政府为了规避这一规则 ,采取了大力发展农产品 期货市场、鼓励农业商业保险、甚至对期货交易和保险进行补贴的形式 ,达到在促进农业生产、保障农场主收益的同时 ,避免国际 贸易争端的目的。这种通过发展金融保险市场来降低农民收入风险的做法是值得我们借鉴和学习的。 显著且符号正确。总之 ,我们用“家庭工作人口中稳定性职业人数占比”作为收入风险的代理指标 , 经济含义明确、回归结果理想 ,可以为今后相关领域的研究提供借鉴。 表 7 (1) 改变 回归方程 (2) 扩展至 16 类家电 针对内生性问题 (3) 考虑不可观测的 家庭特征变量 (xtprobit) (4) 考虑家庭永久 收入的内生性 (ivprobit) (5) 考虑家庭收入 风险的内生性 (proxy index) 期初存量Π永久收入 011115(010712) 010055(010604) 010720(010782) - 015584(315761) 010567(010784) 家庭永久收入 — 013871(010366) 015571(010515) 119479(117800) 014231(010617) 家庭收入风险 - 011612(010315) - 010595(010287) - 011146(010343) 010047(011071) 110213(012430) 1997 年哑变量 011618(010548) - 012192(010403) 011364(010604) 010471(011069) 313111(019009) 2000 年哑变量 014386(010560) 011296(010401) 014887(010614) 015980(016382) 316157(019020) 城市家庭哑变量 011736(010554) 011005(010381) 011010(010570) - 010014(015489) 011549(010637) Obs1 6860 6860 6860 6860 6740 Pseudo R2 010793 010671 — — 011187 Log likelihood - 19031611 - 363113642 - 184119611 — - 178316524 Wald test Chi2 (22) = 398146 Chi2 (23)= 615133 Chi2 (23)= 389101 Chi2 (23)= 290105 Chi2 (28)= 433166 Likelihood2ratio test of rho = 0 — — Chibar2 (01) = 01000 (p2v1 = 11000) — — Wald 外生性检验 — — — Chi2 (2) = 1179(p - v. = 01410) — 　　注 : ①方程 (1) —(4)中其他未报变量设定参照表 6 方程 1 ,方程 (5)中其他变量设定参照表 6 方程 4 ; ②第 4 列方程选取“户主的 年龄、年龄的平方、性别、受教育年限 ,家庭工作人口的平均年龄和平均受教育年限 ,以及城市家庭哑变量”作为家庭永久收入的工 具变量 ; ③标准差和下划线说明同表 6。 六、小 　结 本文首次用大型的微观家庭面板数据对我国城乡居民的耐用品消费进行深入研究 ,主要结论 包括 : (1)改革进程方面 ,20 世纪 90 年代中后期包括国企转制、减员增效、加快城乡劳动力流动和 劳动力市场建设等在内的一系列重大变革 ,使城乡居民“收入的不确定性和风险”显著上升、进而对 家庭耐用品消费产生了明显的抑制作用 ,因此加强各项就业和社会保障体系建设对建设和谐社会、 提高全民福利有着重要的政策意义。(2)城乡对比方面 ,受农业生产方式和社会保障体系建设滞后 的影响 ,农村家庭面临的收入风险更高 ,同时其耐用品消费也表现出更大的“风险弹性”。也就是说 收入风险上升同样的幅度 ,农村家庭表现得更为敏感 ,他们将更大幅度地削减耐用品消费以保证其 他日常支出。这说明除了提高农民收入、改善基础设施等政策之外 ,在当前的“新农村”建设中建立 健全农村就业和社会保障体系也是提高农民消费和福利水平的一项重要工作。(3) 在文献的贡献 方面 ,我们的实证研究完全支持耐用品消费的 (S ,s) 模型 ,文章中的一些分析方法也可以应用于其 431 樊潇彦等 :收入风险对居民耐用品消费的影响 他相关领域 ,尤其是收入风险和政策评价的研究。 附录 :重要指标测算方法说明 (1) 家庭永久收入 :根据Browning and Lusardi (1996)和 Fuchs2Schundeln and Schundeln(2005) ,每个家庭的永久收入 排名在整个社会中应当是非常稳定的 ,因此可以用相对稳定的“经济地位”来推算家庭的永久收入。本文的测算方 法是 :先计算出 1991 —2000 年历次调查中每个家庭的年收入与当年所有家庭年收入均值的比值 ,然后取四个比值 的加权平均 ,再乘以每年家庭年收入均值 ,即 PIi , t = 珋I t ·∑ t ( Ii , tΠ珋I t )ΠT 。Meng(2003)等很多研究也将家庭“过去 5 年收入水平的加权平均”作为 PI ,但 CHNS数据中没有提供足够长的收入时间序列 ,因而我们无法这样计算。在第 五节我们采用传统的“收入决定因素”做工具变量 ,检验上述计算指标的合理性和结果的稳健性。 (2) 家庭收入风险 :Carroll and Samwick(1997)指出根据户主的文化程度、职业类型和从事行业等指标把家庭进 行分组 ,计算各组家庭“对数收入”的方差 ,然后再取对数 ,这一指标是家庭收入风险的很好的代理指标。我们参照 罗楚亮 (2004)的做法 ,按户主的受教育年限 (0 —18 年共 1