经济转轨与城镇化进程中的居民消费行为特征

摘要：基于中国9个省1396户城镇家庭的面板数据，运用系统广义矩估计法对一个包括习惯形成和不确定性的欧拉方程进行估计以考察家庭消费是否跨时演进，研究结果表明，偏好的设定偏误是传统的生命周期——持久收入模型不能很好地诠释中国城镇家庭消费决策的一个原因，在解释消费决策的影响因素时假定偏好的跨时可分性会得出错误的结论，城镇居民消费偏好的跨时不可分性以及由收入和支出不确定性引发的预防性储蓄动机是导致居民消费倾向持续偏低的重要原因。

关键词：消费行为；城镇化；习惯形成；预防性储蓄

中图分类号：F063.2 文献标识码：A 文章编号：1003-3890（2013）07-0019-07

一、引言及文献综述

改革开放以来的三十多年里，我国经历了人类历史上规模最大的城市化加速过程，但发展中也伴生着突出的不平衡不协调不可持续问题，其突出表现之一是内需与外需失调，内需不足在很大程度上体现为消费需求不足，特别是居民消费不足。由于经济增长过多依靠投资拉动，投资与消费失衡已成为长期困扰我国发展的一个难题，因此中央经济工作会议适时提出要着力提高城镇化质量，将城镇化作为扩大内需的重要途径。然而利用城镇化扩大内需是一把双刃剑，一方面，由于城镇化进程使得大量农村居民成为城镇居民，相应地扩大了消费需求规模，另一方面，城镇化引起的人口、产业集聚也会加大对城市基础设施和公共服务设施建设等多方面的投资需求，从而进一步加剧投资与消费失衡问题。消费需求是最终需求，居民消费率长期偏低，不利于经济的良性循环和可持续增长。在内需不足的经济中，启动消费需求可以加快短期经济增长，城镇居民消费是支撑中国消费需求增长的主要动力，在中国城乡居民收入和消费水平差距较大，农村消费市场难以启动的客观情况下，在持续数十年的经济转轨、社会转型和城镇化的时代背景下，合理解析城镇居民的消费行为特征，从而找到提高城市居民消费率的途径，成为经济学界研究者的重要现实任务之一。

在计划经济向市场经济的转轨过程中，尤其是在20世纪80年代后期以来，城镇居民的平均消费倾向出现了较大幅度的下降，以此为标志，中国城镇居民的消费行为在近二十多年来的转轨过程中发生了较大的变异[1]。我国城镇居民的平均消费倾向在1989年为88%，到2005年降至75.7%，“十一五”期间，城镇居民的平均消费倾向继续呈下降态势，2010年为70.5%，2011年则进一步下降到69.5%。与长期消费不振相对应的是居高不下的储蓄水平，根据中国统计年鉴，1989年我国城乡居民人民币储蓄存款余额为5 146.9亿元，到2006年底达161 587亿元，而截至2012年底则突破40万亿元。中国居民的收入在持续增长，但却比过去更加倾向于储蓄，20世纪80年代把收入的约15%纳入储蓄，现在则是储蓄收入的30%。中国居民尤其是城镇居民的消费并未表现出标准的生命周期和持久收入假说（LCPIH）模型所描述的特征。根据LCPIH假说，储蓄应该与持久收入水平无关，中国家庭的储蓄水平应该远低于现在的水平。许多研究者已经用欧拉方程方法或消费函数证明标准的LCPIH模型关于消费路径的预言与中国居民的消费行为并不吻合，然而模型失效的原因并不确定。对此，通常的一个解释是，失效是因为经济转型期居民面临的不确定性[2][3][4]。正如Deaton（1992）所言，不确定性会从根本上改变消费者行为[5]。但此类研究往往假定偏好是时间可分的，这一假定意味着个体的消费决策不需要作任何形式的比较，既不跟周围的人的消费作比较，也不跟自己过去的消费决策比较，然而，此假定与我们感受到的现实并不相符，既无法解释中国居民消费行为存在的惯性特征，以此假定为基础对中国居民的消费需求进行预测也难以取得令人满意的效果。要使前述典型化事实与消费选择的经济学原理相符，一个可行的方法是在效用函数中引入“习惯形成”（Habit Formation）。

习惯形成假说认为效用函数在时间上是不可分的，当前的效用不仅依赖于当前的支出，还依赖于用滞后支出表示的“习惯存量”。习惯形成假说的起源可追溯到Duesenberry（1949）提出的“棘轮效应”。Brown（1952）对此进行修正并正式提出习惯持续假说，认为前期实际消费是比前期收入更恰当的解释当期消费的滞后变量，习惯效应是由先前的实际消费水平产生的。习惯形成假说在宏观领域可以解释资产溢价之谜，导致高增长中的高储蓄水平和消费的过度平滑性[6]。在微观层次，由于受数据所限，习惯影响消费决策的经验证据相对缺乏。国外文献中Alessie和Teppa（2010）利用荷兰家庭数据[7]，Guariglia和Rossi（2002）利用英国家庭数据证明了消费偏好存在显著的时间不可分性[8]。国内文献中龙志和、王晓辉和孙艳（2002）、艾春荣和汪伟（2008）、杭斌和郭香俊（2009）等考察了中国居民消费的习惯特征[9][10][11]。以上国内研究中除龙志和等（2002）以外均采用总量数据，然而，要探究居民消费需求不足的原因以及如何促进居民消费，仅仅从宏观总量上进行把握显然是不够的，还必须从微观上研究居民消费行为的特点，首先，总量数据不能控制个体之间不可观测的异质性，会造成估计结果有向上的偏误，高估家庭消费的习惯形成效应。其次，龙志和等（2002）虽然采用了家庭的微观数据，但是样本量太小，且未考虑变量的内生性问题及不确定性下的情形。最后，上述文章中均未对消费习惯和不确定性的形成机理进行深入探讨。基于以上原因，本文首次利用家庭水平的面板数据运用欧拉方程方法考察中国城镇居民家庭消费的偏好性质，在习惯形成模型中引入收入或支出不确定性，在一个考虑习惯因素的消费理论框架下对城镇居民的消费行为进行分析，从而发现处于经济转轨和城镇化进程中的城镇居民消费行为特征并进一步探究其形成机理。

二、理论和模型

依前述分析，研究中国居民的消费行为除考虑生命周期和持久收入外，还需考虑消费习惯因素和预防性储蓄动机。习惯形成假说认为，在习惯形成的情况下，t期的效用函数不仅包括当前的消费水平也包括习惯存量Ht，即Ut=U（ct-？酌Ht），？酌的取值代表家庭消费决策中习惯的影响力，如果？酌为正，效用随Ht递减，这是传统意义上的习惯情形。在这种情形下，如果？酌越大，习惯存量增加，在每期消费相同数量的商品给消费者带来的效用越来越少，要获得同样的效用就需要更多的消费。另一方面，如果？酌为负，我们可以把Ht解释为过去的消费产生的服务流，因此，在这种情形下，效用函数纳入了消费的耐用性。在耐用性的情形，消费在不同时期是替代的而不是互补的，现在和过去的消费都产生效用。？酌的符号揭示了家庭的消费习惯表现出耐用性还是持续性（Deaton，1992）。而根据预防性储蓄假说，当效用的三阶导数为正时，未来不确定性因素的增加，会提高未来预期消费的边际效用，从而吸引人们更多地储蓄，与确定性情况相比，所增加的这部分的储蓄被称为预防性储蓄。除了二次型的效用函数之外，常相对风险厌恶效用函数（CRRA）和常绝对风险厌恶效用函数（CARA）都可以满足这一假定。习惯形成使支出平滑，而耐用性增加消费波动的方差，从而增加预防性储蓄，使消费对收入冲击更敏感。预防性储蓄是习惯形成强度的一个减函数，但是商品耐用性的一个增函数。如果消费增长由于习惯形成展现出正的自相关，那么预防性储蓄应该比在一个时间可分模型中更小。而如果消费增长由于耐用性展现出负的自相关，那么预防性储蓄应比在时间可分模型中更大[12]。

Guariglia和Rossi（2002）在将不确定性引入习惯模型时，假设在无限计划期界下，代表性消费者最大化常相对风险厌恶效用函数以选择当前和未来消费，从而在非期望效用模型假设下可导出消费的封闭解，即消费函数主要包含三方面的内容：劳动收入和总财富的水平、不确定性和过去的消费，假定δR=1，则导出不确定性下习惯形成模型的欧拉方程：

式中ct表示代表性消费者的t期消费，δ为主观贴现因子，R是利息因子，ε*是前述的不确定性项，符号为负，这意味着不确定性项正向影响消费的变动，消费者面临不确定性时会推迟消费。根据（1）式，t期消费的变动主要取决于t-1期消费的变动和不确定性项。中国城镇家庭的主要消费决策通常由户主做出，通过控制户主的性别、年龄等“口味转换”变量，可以控制消费者偏好的转变。考虑到效用函数有可能随着代表口味转换的人口学特征以及家庭特征等因素变化，将这些变量加入欧拉方程中的控制变量向量Xit，并对（1）式中的消费取对数，将（1）式改写为如下经验模型：

三、数据和变量说明

（一）数据来源

所用数据来自“中国健康和营养调查（CHNS）”1989—2006年七次调查的城镇家庭样本，包括辽宁、黑龙江、江苏、山东、河南、湖北、湖南、广西、和贵州等东、中、西部9个省1989年、1991年、1993年、1997年、2000年、2004年和2006年共7个年度的非平衡面板数据，共1 396户，总计8 871个观测值。实际采用的样本数在各个回归中有所不同，这主要取决于模型设定差异及相关变量缺失值的数量。

（二）变量说明

1. 家庭消费增长率？驻lncit：消费支出采用家庭总消费支出和食品支出两种衡量指标，均以2006年不变价格进行调整。本文沿用Guariglia和Rossi（2002）的做法[8]，以食品作为非耐用消费品的代理变量。由于缺乏家庭食品消费的直接数据，国内相关研究大多采用总量数据。本文利用CHNS中的家庭三天总食品实际消费量以及社区水平的食品价格数据，计算出家庭的食品消费金额。从CHNS社区调查的数百种食品中选取了八大类共36种食品作为日常食品的代表，然后依据1991版《食物成分表》（全国代表值）和《中国食物成分表2002》中的食品代码将消费量与价格进行匹配，二者相乘得到食品消费支出金额[13]。食品消费的变化并不能紧密跟随总消费的变化，与食品消费支出相比，总消费支出中不仅包含非耐用品消费的信息，而且还包含了耐用品消费的信息，一些文献假定效用是时间可分的（例Dynan，1993），因为耐用品不只在一个时期影响效用，从而将耐用品支出排除在分析范围以外[14]。Wilson（1998）则认为假定耐用品和非耐用品的效用是可分的，将非耐用消费品和耐用消费品都考虑在内的一个模型，对预防性储蓄的精确估计更重要[15]。由于本文同时考察城镇居民的习惯偏好和预防性动机，因此对影响家庭总消费和食品消费决策的因素均进行分析。

2. 不确定性VARit：文献中多使用收入的波动或者离散程度来量化不确定性因素，孙凤（2001）采用收入的方差[16]，万广华、张茵和牛建高（2001）采用收入增长的预测误差值的平方作为收入不确定性的代理变量[17]，为了考察中国城镇居民家庭对未来的不确定性的反应，本文同时考察收入不确定性和支出不确定性对居民消费的影响。首先，采用收入增长率的方差作为不确定性变量的量化指标。收入风险会正向影响消费的变动，消费者面临收入不确定性时会推迟消费，从而增强预防性储蓄动机。其次，我们用消费的波动衡量消费者面临的风险。消费的波动是对风险更好的衡量，因为一个追求最优化行为的家庭的消费变化仅是对收入中未预期到的变化的反应，这种未预期到的变化代表了真正的风险，家庭预期到收入下降后，为了平滑消费将会储蓄更多，但如果收入波动的衡量指标不能在同等比例上反映收入的下降程度，那么即使没有预防性动机的存在，收入波动与储蓄也是正相关的（Dynan，1993）。我们采用两个指标衡量支出不确定性，一是消费增长率的平方（Dynan，1993），二是消费增长率的方差（Carroll，1992）[18]。未来消费波动的不确定性越大，预期消费增长率就越高，预防性储蓄就越多。

3. 其他控制变量：包括财富变量、实际利率、家庭规模，中部和西部地区虚拟变量，户主的性别、年龄、年龄的平方、婚姻状况、受教育年限等人口学变量以及年度虚拟变量。其中，家庭总财产作为家庭非人力财富的代理变量，以房产和家庭用具的价值总和来衡量家庭的总财产，人力财富的衡量采用家庭净收入数据，财富变量均以2006年不变价格进行调整；采用一年期银行存款利率作为市场利率，并与同期城市CPI指数相减得到市场实际利率；地区虚拟变量以东部地区作为参考基准，并通过在所有模型设定中加入年度虚拟变量来解释时间固定效应。

表1是主要变量的描述性统计。从中可以看出，1989—2006年，样本中城镇家庭食品消费增长率均值为12.2%，家庭总消费增长率平均-6.3%，年净收入增长率均值为-1.3%，这说明城镇的恩格尔系数仍然是偏高的，且收入增长率持续偏低。城镇家庭的总人数规模平均为3.35；户主平均年龄53岁，平均受教育年限仅为7.6年，由于西部地区仅有贵州省城镇居民的样本，故仅占样本总体的12.3%。男性户主和已婚户主占样本比例分别为74.3%、83.2%，从中可以看出，我们的数据集具有相当的代表性，可以据此考察中国城镇居民的消费决策情况。

四、实证分析

（一）估计方法和结果

由于本文将要估计的经验模型（2）实际是一个动态面板模型，因此采用系统广义矩估计（System GMM）的方法最为合适，以有效克服动态方程中的内生性问题。滞后期消费可能会与一些不可观测的但会影响家庭消费的因素有关，如文化等，因此模型可能会存在遗漏变量偏差。此外，消费支出与模型中的一些解释变量，如不确定性，可能存在双向因果关系，从而产生联立性偏差。这两类内生性问题均可用系统广义矩估计法较好地解决。[19][20]在进行系统广义矩估计的过程中，考虑到滞后一期消费增长率和不确定性变量可能会有时变的测量误差和内生性问题，我们用系统内部工具即内生变量的所有滞后值作为工具变量，对应的Sargan检验P值表明模型中的工具整体有效。估计结果见表2和表3。

（二）实证分析

1. 在总消费还是在非耐用品消费的欧拉方程估计中，消费的滞后期增长率对当期消费增长率在统计上均有显著的负影响，即习惯系数？酌为负，意味着效用函数呈现出耐用性。因此，估计结果说明忽略家庭偏好的习惯形成会得出错误的结论。？酌的负号意味着消费者从过去的消费水平中得到效用，在其他条件不变的情况下，消费模式应该表现为递减而非常数，城镇居民在总消费支出上的习惯表现为耐用性。总消费包括耐用品消费和非耐用品消费，为深入考察我国城镇居民的消费行为，需进一步分析影响非耐用品消费的因素，本文采用食品消费作为非耐用品消费的代理变量，同时，由于CHNS不提供其他非耐用品的消费信息，为便于实证研究，假定食品和其他非耐用品的偏好可分，估计结果如表3所示，各列均显示耐用性影响当前的消费决策。前期消费增长10%会导致本期消费减少约2%左右，这一效应意味着过去的消费水平越高，要使个体保持相同的效用，本期的消费越低。

2. 无论在总消费还是在非耐用品消费的欧拉方程估计中，以收入波动或消费波动衡量的不确定性变量的系数在统计上均显著为正，正如理论所预期的，耐用性增加消费波动的方差，从而增加预防性储蓄，使消费对收入冲击更敏感。在预期到未来的收入风险或支出不确定性后，城镇居民的消费行为更加谨慎，消费呈现出陡峭的轮廓，城镇居民表现出强烈的预防性储蓄动机。西方经济学的预防性储蓄假说是在假设不存在重大社会变革的情况下展开分析和讨论的，认为收入不确定性是居民进行预防性储蓄的主要原因，而我国正处于经济转轨和社会转型时期，长期处于制度变迁过程中的城镇居民将感受并预期到支出的不确定性，导致预防性储蓄增加而降低当前的消费水平，本文的经验证据表明，支出的不确定性同样是导致预防性储蓄的原因。

3. 家庭净收入增长率前面的系数显著为正，无论是总消费还是食品消费都呈现出对收入的过度敏感性。但所估计的食品消费敏感系数（0.14）远低于艾春荣和汪伟（2008）用总量数据估计的结果（0.84）。这表明，随着城镇居民收入逐步增长，城镇居民家庭恩格尔系数虽然在逐年下降，但总消费和食品消费支出仍然与收入紧密相关。估计结果同时显示，城镇居民消费存在显著的地区差异，事实上，东、中、西部地区的城镇居民存在明显的收入差距，在消费对收入敏感的情况下，中西部地区的居民的消费必然会显著低于东部地区。

五、中国居民的消费倾向为何持续偏低

与国内以往的相关研究不同，本文利用中国的大样本城镇家庭面板数据，结合习惯形成假说和预防性储蓄假说，运用欧拉方程方法估计了影响中国城镇家庭消费决策的因素。估计结果同Guariglia和Rossi（2002）的一致，滞后一期的消费变动对当前的消费变动有强烈的负效应，消费习惯表现为耐用性。也就是说，关于偏好是跨时可分的假定是错误的，这在一定程度上解释了标准的生命周期持久收入模型为何在实证检验中屡屡失灵。估计同时显示，收入不确定性和支出不确定性都是影响消费变化的重要因素，城镇居民存在强烈的预防性储蓄动机。具体而言：

（一）居民消费偏好的跨时不可分性即习惯特征意味着消费的服务流是跨期持续的，从而导致居民消费倾向偏低

居民消费偏好的习惯特征原因涉及几个方面：第一，消费习惯以一定时期的社会物质生活条件为基础，居民的消费行为特征与生产力的发展水平密切相关，具有明显的阶段性特征，一定的物质条件、自然条件和地理环境因素形成一定的消费习惯并扩散，因此除非物质生活条件有相当程度的改变从而对某一习惯特征形成巨大冲击，习惯的惰性很难得到改变。第二，消费习惯受到一个社会的正式制度的约束。我国从经济到社会、从生产到消费均呈现典型的二元结构特征，已有的经验证据也已表明，中国城乡居民的消费习惯特征并不相同。第三，消费习惯的形成与固化深受社会非正式制度的影响。一个社会的居民群体有什么样的消费习惯与文化传统、风俗习惯密切关联。中国的历史、文化等因素与西方国家不同，这些因素决定了中国居民的消费行为有自己的特点，例如崇尚节俭消费，喜欢量入为出，厌恶负债消费等等，使得中国居民消费倾向偏低的惯性特征包含了大量文化传承因素在内。

考虑到本文估计结果中城镇居民消费对收入的过度敏感性，可以展望在收入出现大幅度变化的情况下，强烈的收入冲击极可能会改变居民消费的既有习惯，比如国民收入倍增计划实施成功后，习惯参数可能会有较大程度的减小，则中国居民的消费习惯具有阶段性特征。城镇化进程和转型经济中的一些典型事实也支持这一结论，例如由于城镇化的快速推进主要建立在过多地依靠高污染、高耗能、低产出的粗放型投资基础之上，造成环境污染、生态破坏、水源短缺等一系列黑色发展问题，居民的消费习惯已经受到冲击，可再生能源或清洁能源的使用已得到越来越多消费者的认可。消费习惯受到严重冲击的另一个典型事实在食品消费领域，接踵而至的毒奶粉、地沟油等食品安全事件已经将许多城镇居民的食品消费来源从国产产品转向进口产品，由此集聚的累积效应将进一步加剧内需和外需失调的矛盾。绿色发展需要政府和全民行动，绿色消费习惯需要进行市场培育和法制维护，仅从这两个典型事实来看，重视并有意识地培育居民消费的习惯对于加快经济发展方式转变，走绿色发展道路及新型城镇化道路便有战略性意义。

（二）我国城镇居民储蓄行为中存在较强的预防性动机，强烈的支出不确定性预期和收入不确定性预期导致居民消费倾向持续偏低

从制度层面分析，城镇居民不断增强的预防性储蓄动机也可以追溯到两方面的原因。一方面，长达数十年的经济转轨、社会转型导致支出不确定性预期增强。具体表现在两点，一是经济体制改革的既成事实导致支出不确定性增强。20世纪90年代以来，我国确立了建立社会主义市场经济体制的目标，并在一系列关系国计民生的领域不断推进涉及居民未来收支的制度改革，如住房制度改革、养老保障制度改革、医疗制度改革、教育制度改革、国有企业改革、国家机构改革等。不断增长的子女教育费用、医疗费用、暴涨的住房价格以及滞后的社会保障制度建设都直接增大了居民对未来支出的不确定性预期，由于一定时期内支出都具有相当程度的不确定性，为防止未来的不确定性导致消费水平急剧下降，城镇居民被迫进行更多的预防性储蓄，支出的不确定性越大，预防性动机越强，相应的预防性储蓄也越多，实践已经表明，即便开征利息税也难以分流为住房、教育、医疗、婚姻、家属抚养所做的预防性储蓄，从而造成居民储蓄的超常增长以及长期偏低的居民消费倾向。二是对体制改革的制度变迁预期导致支出不确定性预期增强。由于中国实行的是渐进式改革，体制转轨的时间跨度较长，制度变迁的进程较为缓慢，受教育程度较高的城镇居民亲身感受到难以确定制度定型的时点，一直处于对制度变迁预期的不确定状态，为预防制度变迁所可能引起的消费支出，预防性储蓄的倾向大大提高。渐进式改革过程中同时也出现了通货膨胀以及由此形成的通货膨胀预期，比如1988年、1991年和1994年都出现了大幅的通货膨胀，但同时也都是改革措施最多的年份。[21]与此同时，改革开放后一直处于经济持续高速增长状态下的居民对政府能够长时间控制政治和经济局势、维持金融和市场秩序持有信心，在这种情况下，人们并未像西方通货膨胀理论叙述的那样，较高的通货膨胀预期导致当期消费增加或储蓄减少，反而形成了更强的制度变迁预期，储蓄出现大幅度增长。

另一方面，前所未有的城镇化快速推进导致收入不确定性预期增强。城市的发展必然促使大量农村地区人口向城镇地区转移以及劳动等各种生产要素向城市聚集，这种实际居住、工作地区的改变带来了人口消费结构的变化，由原来严格的城乡隔离户籍制度下形成的原有的城镇户口居民单一结构演变为由农村进城务工人员、由城镇化等原因生成的新增城镇户口居民及原有城镇户口居民三种类型居民生成的复合结构。相比原有的单一结构而言，复合结构的城镇居民群体的收入不确定性预期更强，收入波动的可能性更大。具体而言，第一，对原有城镇户口居民来说，随着就业制度的改革，许多大中专学生出现“毕业即失业”等现象，而随着国有企业的改革，国企职工的薪酬更多情况下与绩效和企业盈利能力挂钩，同时，大部分人就业于中小企业。中小企业提供了近80%的城镇就业岗位，其创造的价值相当于国内生产总值的60%，纳税额占税收总额的50%，但与国有企业相比，中小企业获取资源与财政支持政策较为困难，更易受经济波动影响，从而城镇就业人员的收入较国企改革前面临更大的不确定性。此外，城镇化导致的高密度的生产要素聚集作用在创造大量就业岗位，带动餐饮住宿业、房产业以及交通运输业等相关行业的发展速度加快的同时，由于这些行业的发展与实行“两栖”生活模式的农村进城务工人员这一庞大消费群体的联系较为紧密，前述相关行业的从业人员收入也较易发生波动。第二，对于新增城镇户口居民而言，部分新增居民进入城镇范围时可能获得大额的财产性收入，比如拆迁户，但由于这部分新增城镇居民实际上是一种被动城市化的过程，融入城市经济的能力不足，没有稳定持续的收入来源，一定时期内也具有较大的收入不确定性。综上，除重视和有意识地培育有益于国家转变经济发展方式的居民消费习惯以外，未来如何明确政策导向和制度设计，调整居民的制度变迁预判，降低其对收入不确定性和支出不确定性的预期，也是决策层在提出扩大内需政策时应着重考虑的问题。

参考文献：

[1]袁志刚，宋铮.城镇居民消费行为变异与我国经济增长[J].经济研究，1999，（11）.

[2]刘兆博，马树才.基于微观面板数据的中国农民预防性储蓄研究[J].世界经济，2007，（2）.

[3]易行健，王俊海，易君健.预防性储蓄动机强度的时序变化与地区差异——基于中国农村居民的实证研究[J].经济研究，2008，（2）.

[4]施建淮，朱海婷.中国城市居民预防性储蓄及预防性动机强度：1999—2003[J].经济研究，2004，（10）.

[5]Deaton，A.，Understanding Consumption[M].1992：Oxford University Press.37-53.

[6]Brown，T.M.，Habit Persistence and Lags in Consumer Behaviour[J].Econometrica，1952，20（3）：p.355-371.

[7]Alessie，R.and F.Teppa，Saving and habit formation：evidence from Dutch panel data[J].Empirical Economics，2010，38（2）：385-407.

[8]Guariglia，A.and M.Rossi，Consumption，Habit Formation and Precautionary Saving：Evidence from British Household Panel Survey[J].Oxford Economic Papers，2002，（54）：1-19.

[9]龙志和，王晓辉，孙艳.中国城镇居民消费习惯形成实证分析[J].经济科学，2002，（6）.

[10]艾春荣，汪伟.习惯偏好下的中国居民消费的过度敏感性——基于1995～2005年省际动态面板数据的分析[J].数量经济技术经济研究，2008，（11）.

[11]杭斌，郭香俊.基于习惯形成的预防性储蓄——中国城镇居民消费行为的实证分析[J].统计研究，2009，（3）.

[12]Smith，W.T.，Consumption and saving with habit formation and durability[J].Economics Letters，2002，33（2）：135-153.

[13]贾男，张亮亮，甘犁.不确定性下农村家庭食品消费的“习惯形成”检验[J].经济学（季刊），2012，（1）.

[14]Dynan，K.E.，How Prudent are Consumers？[J].Journal of Political Economy，1993，101（6）：1104-1113.

[15]Wilson，B.K.，The Aggregate Existence of Precautionary Saving：Time-Series Evidence from Expenditures on Nondurable and Durable Goods[J].Journal of Macroeconomics，1998，20（2）：309-323.

[16]孙凤.预防性储蓄理论与中国居民消费行为[J].南开经济研究，2001，（1）.

[17]万广华，张茵，牛建高.流动性约束、不确定性与中国居民消费[J].经济研究，2001，（11）.

[18]Carroll，C.D.，The Buffer-Stock Theory of Saving：Some Macroeconomic Evidence[J].Brookings Papers on Economic Activity，1992，（2）：61-156.

[19]Arellano，M.and O.Bover，Another look at the instrumental variable estimation of error-components models[J].Journal of Econometrics，1995，71（1）：291-307.

[20]Roodman，D.，How to Do xtabond2：An Introduction to “Difference”and“System”GMM in Stata[J].Center for Global Development Working Paper，2006.

[21]谢平.经济制度变迁和个人储蓄行为[J].财贸经济，2000，（10）.

责任编辑、校对：关 华