第31卷第4期统计研究VoJ. 31, 2014年4月StatisticaJ Research Apr. 2014 基于心理账户的习惯形成魏世勇沈利生内容提要:本文将心理学中心理账户的概念引人习惯形成理论，将心理账户分为日常消费账户和一次性大额消费账户。假设中国城镇居民的消费特征是在保持日常生活消费支出平稳增长的前提下，将收入中扣除日常消费支出的部分储蓄起来，以应付各种→次性大额消费支出。理论模型和经验研究表明:中国城镇居民一次性大额消费表现出耐久性和奢侈品消费特征，从理论上回答了为什么收入的上升有助于启动热点消费。同时，这→研究结论可以为近年来汽车消费的快速增长等经济现象提供一个理论解释。关键词:习惯形成;心理账户;消费中图分类号:C812文献标识码:A文章编号:1002 -4565 (2014 )04 -0072 -07 Habit Formation Which ased on Mental Account Wei Shiyong & Shen Lisheng Abstract: Mental account, which is a concept of psychology, is lead into the theory of habit format˝on in this paper. We separate mental account into two: account of consumption in daily life and account of large consumpt˝on for disposable. On the premise of keeping the consumpt on steady increased in daily life, Chinese urban residents save the rema ning for large consumption for disposable. Theoret cal model and empirical research suggest that large consumption for disposable present durability and characteristic of luxury. This provides an answer of why increas ng income can promote hot point of consumption. At the same time, our conclusion that prov ded a theoretical explanation of some economic phenomena, such as the rapid growth of car consumption. Key words: Habit Formation; Mental Account; Consumpt˝on 费函数中的，但习惯形成却是在作为完善随机游走一、文献回顾假说的重要理论出现时才得以蓬勃发展的。习惯形现代消费理论的研究发端于1970年代，随着理成理论认为:家庭现期的效用不仅与现期的消费有性预期革命的兴起，Hall ( 1978 )川将理性预期引入关，还与家庭过去的消费和周围群体的消费有关，前生命周期和持久收入理论(LifeCycle and Permanent 者被称为内部习惯形成，后者则被称为外部习惯形Income Hypothesis, LCPIH)，并导出了消费的随机成。主流的习惯形成理论主要关注的是内部习惯形游走假说，但之后经验研究大多表明随机游走假说成，效用函数常常表示为:并不成立，后来的学者对这一理论进行了大量研究u, == u(C, -γH.) (1) 与完善，预防性储蓄、流动性约束以及习惯形成等理其中，u，是t时期的效用，C，是该时期的消费，论都是在这一背景下产生的。在这些众多的完善随H，是之前习惯存量，可表示为之前若干时期消费的机游走假说的理论中，习惯形成理论独树一帜，因为一个单调递增函数，很多时候为了经验研究的方便，其他理论都是从家庭所面临的外部环境与LCPIH将其简化为H，== C'_l'则消费函数可以写成:u, 的假定不一致这一角度来考虑的，而习惯形成理论==u(C，-γC，_l)。γ是习惯形成参数，它表示习惯则跳出了这一思维方式，着眼于家庭自身的效用函形成强度，是习惯形成理论所关注的重点。数的改善，更倾向于关注家庭自身行为与效用。在包含习惯形成的实证研究中，对"消费"这一Duesenberry ( 1949 )是最早将习惯形成引人消变量的度量大致可分为两类:一类是用家庭在一定
. 73 . 第31卷第4期魏世勇沈利生:基于心理账户的习惯形成时期内消费的所有商品加总计量的(Muellhauer, 的类别归于不同的资金账户，消费决策受到这些特定的资金账户的支配。心理学家彭凯平(2009)[13] 1988 j Carroll et al. ,2000) j另一类是用家庭消费中的某一部分商品计量的，如食品、交通等(Pollak，在分析心理账户时举例:同样一条裤子，一家商场卖1970 j Dynan, 2000 [2] j Guariglia和Rossi，2002 [3] )。80元，但车费10元;另一家商场卖90元，尽管总的在有关消费是否存在习惯及习惯强度上，这些研究支出相同，人们通常愿意选择前者，这就是因为账户所得出的结论并不一致个很重要的原因就在于分类计算的原因。不难发现，基于这种心理账户的核心变量"消费"的度量方法不同，因此，将实证结消费决策很多时候和经济学所认为的理性偏好相果与理论模型相结合进行解释时，就得出不同甚至违背。相反的结论。中华民族历来崇尚节俭，日常消费支出常常是国内使用前→类度量方法进行经验研究的有齐有计划地随着收入水平的提高而增长，收入中扣除福全和王志伟(2007)川、杭斌和郭香俊(2009)[町、日常消费支出所剩下的部分就储蓄①起来，以备将雷钦礼(2009)[6] ，使用后一类方法的有龙志和等来一次性大额消费使用，例如买车、子女出国学习(2002) [7]、艾春荣和汪伟(2008)[8]、闰新华和抗斌等。结合心理账户，假设符合中国城镇居民的消费(2010)川、贾男和张亮亮(2011)[10]。这些研究由方式有如下特点:第一，城镇居民每期收入良分别于对变量使用了不同度量方法和不同的数理模型，归入两个不同的心理账户，一个是日常消费账户经验分析的结果也有差异。(账户1)，收入为丸，j另一个是一次性大额消费账为什么这些研究结果会出现不同呢?一般来户(账户2)，收入为凡，且Y，= Y, + Y，。第二，居12说，家庭某期消费的商品中，非耐用品的效用只在当民当期消费为C，两个账户独立核算，每一个消费决期产生，然后形成习惯存量，例如在Dynan( 2000 )的策受特定账户的约束。账户1的消费记为C"账户1模型中，习惯形成参数被认为是大于O的。而耐用2的消费记为C，，且C，= C+ C，。2lt 2品则会在当期和之后的若干时期产生效用，Ferson 账户1的日常消费(例如食品、服装、房租、水和Constantinides( 1991 ) [11]根据耐用品提供元限期电费等)只在当期为家庭提供服务，在下一期必须的消费服务流的特征建立理论模型，认为习惯形成重新购置，因此当期的消费进入了下一期的习惯存理论支持滞后支出的系数为负数。因此，习惯形成量。这样来看，账户1扣除习惯存量后的"净"消费参数在不同的背景下有不同的解释。可表示为Cl~C, -γ1 Cl.’_1 。账户2的一次性大1为了更清晰地区分不同类型的消费在构建效用额消费(例如购车)则能给家庭在以后的若干期提函数中的不同作用，本文将心理学中心理账户的概供服务流，因此，账户2的包含耐久性的"净"消费念引人习惯形成理论并构建了理论模型，、同时进行可表示为C2~= C, +γ2 C.，-1②。22了经验研究。本文的创新在于:第一，结合心理学概消费理论一般是在代表性家庭在无限期或有限念的经济分析进一步充实和完善了新古典经济学;期内的收入流的预算约束下，求解跨期消费决策的第二，回答了中国城镇居民的一次性大额消费特征，最优化问题。如果家庭所面临的期限是有限期的，并为近年来汽车消费的快速增长等经济现象提供了在利率和时间偏好率相等的情况下，理论模型如下:理论解释。m叫杂(C儿k，Cμ) (2) 本文第二部分为引人心理账户后的理论模型及其改进;第三部分为计量模型的设定、变量与数据;在生命终点不留遗产，且没有流动性约束的前第四部分介绍了计量模型所使用的GMM估计方法提下，跨期约束条件可表示为:和估计结果;第五部分为结论与讨论O① 这里的储蓄不是狭义的银行存款，而是经济学意义上的储二、理论模型蓄，等于收入减去该日常消费支出。② 我们将问题简化，认为账户2的消费所提供的服务流只有(一}基于心理账户的习惯形成两期，即当期和下一期。而实际上可能不止两期，例如，如果我们以美国的行为科学教授Thaler( 1985 ) [川提出了一年为一个时期来计算，一个家庭购买一辆小汽车使用的时间远不心理账户的概念，认为家庭的收入和支出根据不同止两年。
.74. 统计研究2014年4月把C，= C二-'代入式(7)，在T很大时，2E，三C1，'+k+ E, I CZ,’+k = A, + E，三Y1，'+k式(7)可转换为:(3) + E，三Y2"叫=A, + E，三Y'+kE，三C;川=μz川+(1 +γ2) 其中，A，是第t期初始资产。这个模型包含两{A, + E，主..凡[(1+马)干(1+ ’0) J +E E ny k -rn)8) 个账户，对应两组决策变量，不同的账户违反经济学意义上的可替代性原则(Thaler , 1999 ) ，其边际消费如果将效用函数设为二次函数形式，那么传统倾向一般不相等。即使效用函数针对两个账户是加的确定性等价方程仍然成立，只不过此时的确定性性可分的，并且都设成二次函数形式的效用，传统的等价中的消费是特指账户2的消费:欧拉方程也不成立。因此，这个模型的求解很困难。c二=C, +γ2 C,1-I = E, C二'+k22{二)模型的改进E(9) = E,C2,’+k +γ2，C2，，+卜1随着生活水平的不断提高，可以设想，乐于储蓄将式(9)代入式(8)可近似得到:的中国城镇居民总是在保持日常消费平稳增长的同C, = -’YZC2,’-1 + (1 +γ2)-L一2T + 1 时，将剩下的收入储蓄起来以备可预见的和不可预A E T Y凡[(1+ ro) T+2 -(I + ro)21 见的一次性大额消费。因此我们假定，家庭的每期{A, + E，三Hfro)(10)收入中的一部分进入日常消费账户，正好用于当期该账户的消费，没有不足或剩余，因此账户1的每期从式(10 )中不难看出，A, + E，三Y'+k收入和消费相等，我们同时还假定其保持一个固定Y[(1 +ro)T+2 -(1 +ro)J O比率增长:是家庭账户2在有限C= Y= C1,1-l (1 + r) = Y1,’_1 (1 + r) (4) II II 生命周期内的收入油，将其乘以古之后便可看作其中，r是账户1每期消费(或收入)相对于上一期消费的一个固定的增长率，且以上两式对任意是账户2各期收入的平均值。令该平均值为飞，即Y2的t成立Or ，飞T瓦[(I+ ro)T+2 -(1+ ro) J1 ‘二一，设定在家庭从第t期至第t+ T期这个决策区间T + 11’" '~，旬LK ro j 内所面临的账户1收入的初始值为Y1，'-1凡，增则式(10)可表写成:长率为r，则:QC, = -’Y2C ,’_1 + (1 +γ2) Y(11 ) 222 Cl"叫Y"叶=Y(1 + ’O)k+1 (5) 1Q 在γ2> 0的情况下，式(Il)与杭斌和郭香俊此时，家庭所面临的问题就是在账户1各期消(2009)推导出的中国城镇居民消费与滞后消费及费平稳增长的前提下，考虑账户2的跨期消费最优持久收入的关系有两点不同:第一，由于…γ2< 0, 化问题:账户2的一次性大额消费表现出耐久性;第二，账户(6) maxEt;二u(C*川Âc'、22的消费对账户2的平均收入的边际消费倾向二三´Y同样，在生命终点不留遗产和没有流动性约束2 的条件下，将式(5)代入式(3 ) ，可得跨期约束条´C" Y、大于1，消费的收入弹性可写成Ea=气三í"二一件为:´Y"’2,’_1 2 。[(1+rQ)T+2 -(1 +ro,)J ´C, E，Ic川=A, +E, I Y，叶...0 L ,.... . . 0 马在C.，-1=凡的条件下，E，=-丘，也大于1，这表2´Y2 (7) 明了这种一次性大额消费具有奢侈品①特征。由于式(7)表明，家庭将第t期初始资产与有限生命周期内的收入之和，一部分用于了日常消费支出，在① 经济学意义上的奢侈品是指需求的收入弹性大于1的商扣除日常消费支出后，剩下的部分都计入账户2的品。对其详细介绍可参见迈克尔.L卡茨、哈维.S.罗森所著的《微收入，并用于生命周期内账户2的消费。观经济学》。
.75 . 第31卷第4期魏世勇沈利生:基于心理账户的习惯形成日常消费账户消费的往往是生活必需品，而一次性上8大类中的前3类归入账户1的消费，即日常消费账大额消费账户消费的汽车等正是符合奢侈品特户，将后5类归入账户2的消费，即一次性大额消费账征的。户，因此C的名义值就是后5类之和。以2∞2年为基期，各地区用城市居民消费价格指数调整后得到实三、计量模型、变量与数据际值。(一)计量模型VAR是衡量不确定性的一个代理变量，也是本在从偏好出发的消费问题的研究中，二次函数文中的控制变量之一。不同的文献中有很多衡量不形式的效用函数便于推导和求解，但是由于其三阶确定性的方法。例如Skinner( 1988 )用职业来代表导数为零，不能反映不确定性对消费的影响。不确定性，但遭到了职业内生性的质疑，Carroll Guariglia和Rossi( 2002 )将习惯形成引人Weil(1992 )用消费增长的方差的期望来度量不确定，还(1993 )川的非期望效用模型，得到了消费的封闭有一些文献采用失业率作为代理变量。由于本文使解，表明消费是劳动收入、总资源、劳动收入风险和用的是中国城镇居民的汇总数据，而城镇居民全年滞后消费的函数。结合前面的理论分析将式(11家庭总收入可分为四个部分:工资性收人、经营净收) 差分，我们将模型设定为如下形式:入、财产性收入、转移性收入，我们选择经营净收入与总收入的比值来衡量不确定性，这是因为经营净.:\c" =-γ2.:\C，，'_1 +αVAR" +βX" +η，+8" (12) 这里A是基于时期的一阶差分，c是代表账户收入直接和市场风险相关，相比而言其他三者有着2的消费，VAR用来衡量不确定性的代理变量，X代较确定的预期。表一组城镇居民抚养比的变量，η代表不可观测的X包含四个人口特征变量:城市少儿抚养比(CCD)，城市老年抚养比(COD)、镇少儿抚养比不随时间变化的个体效应，8是随机误差项，下标i(TCD)、镇老年抚养比(TOD)。家庭的人口年龄结和t分别代表不同省份和年份。{二)变量与数据构和抚养比是影响家庭跨期消费决策的一个重要变量。早期的生命周期理论(Modigliani和Brumberg，本文使用的是30个省份的面板数据，与消费和1954 )认为，不同年龄段的消费者具有不同的消费收入相关的数据来自《中国统计年鉴>>，与人口统计行为，Schrooten和Stephan( 2005 )与Horioka和Wan特征相关的数据来自《中国人口和就业统汁年鉴》。(2007 )也在文献中引入了人口抚养比这一系列变为保证人口统计特征变量的前后一致，我们仅收集了2002-2011年的数据，西藏由于数据不全面而没量。这些控制变量反映了不同年龄所代表的各种特征对效用函数的影响，例如收入、支出、面临的健康有包含在内。各变量的描述统计见表1。表1各变量的描述统计风险等。变量定义单位均值标准差最小值最大值四、估计方法与结果实际城镇居民人均账户2消费的260,90 231. 95 -399,6 11 . C" JG 47,1 (一)估计方法增量对于动态面板数据模型，Anderson和Hsiao城镇居民人均全VAR 年总收入中经营% 0,067 0,026 0,010 0,133 (1982 )建议对模型进行一阶差分消去个体效应，用净收入所占百分比被解释变量滞后两期的水平项或差分项作为工具变CCD 城市少儿抚养比% 0, 184 0,042 0,09 0,292 COD 城市老年抚养比% 0,118 0量进行估计，但由于没有充分利用所有的矩条件而,027 0,052 0,230 TCD 镇少儿抚养比9串0,243 0,058 0,101 0,382 导致这种工具变量法一致但不一定有效。ArellanoTOD 镇老年抚养比% 0, 108 0,022 0,054 0, 180 和Bond(1991)提出了广义矩估计方法(generalized .:\c是模型中最主要的变量。城镇居民家庭平moment method, GMM)，即差分GMM，先将估计方均每人全年消费性支出分为8大类:食品、衣着、居住、程求差分，然后用一组滞后解释变量作为差分方程家庭设备用品及服务、医疗保健、交通和通信、教育文中相应变量的工具变量。化娱乐服务、其他商品和服务。鉴于一般家庭日常消在实际中，常常把人口特征变量视为严格外生费支出主要包括食物、服装、房租和水电等，我们将以的，而中国实施的计划生育政策更是保证了人口特
.76 . 统计研究2014年4月征变量的一个严格的外生变量(刘生龙和周绍杰，Arellano和Bover( 1995 )和Blundelland Bond 2011)[15]，其他变量视为弱外生的(Loayza, et al. , (1998)提出了一个Difference-in-Sargan统计量检2000 ; Schrooten和Stephan,2005 )。假定随机误差项验，来检验式(16-18)新增工具变量是否有效，其不存在序列相关，滞后被解释变量与解释变量的矩原假设是新增工具变量是有效的。如果不拒绝原假条件对s注2;t= 3，…，T成立:设则表明式(16-18)是成立的。对工具变量整体E[ dc._, . (6-6.-) ] = 0 (13 ) 检验是用Sargan统计量检验，它是用来检验工具变itit itlE[ VAR. (6-6._) ] = 0 (14) 量的整体有效性，不拒绝原假设则表明支持系统iH it itlE[X._, . (6-6.._) ] = 0 (15) GMM模型。但我们注意到，在Stata报告的稳健估itit iI这种估计方法从理论上来看增加了矩条件，估计中，HansenJ统计可以替代Sargan统计量，且它们计结果会更有效，但Blundell和Bond(1998)发现如有相同的原假设，因此本文使用Difference-in-果工具变量中存在弱工具变量的话，会影响这些差Hansen统计量和Hansen统计量。检验随机误差项分估计量的渐进有效性和小样本偏误。Arellano和是否存在序列相关的假定是针对差分方程的ARBover( 1995)、Blundell和Bond(1998)结合差分回归(1)和AR(2)检验，一般d6.会存在→阶序列相it和水平回归提出了一个系统广义矩估计方法，即系关，但如果没有二阶序列相关，则表明随机误差项不统GMM。以克服差分GMM中存在的问题。使用存在序列相关。式(13-15)作为差分回归的矩条件，在水平回归{二}结果与分析上，是用解释变量的滞后差分项作为工具变量，在这表2中，对各模型差分方程的AR(1)和AR(2)些工具变量与不可观测的个体效应元关的前提下，检验表明，在5%的显著性水平上，随机误差项Bü不后一部分矩条件可表示为:存在序列相关;Hansen检验结果不拒绝原假设，表E[ (dc._-dc._) (ηi + 6) ] = 0 (16) 明GMM估计选择的工具整体上有效;diffrence-in›it1 it2itE[ (VARi,’_1 -VAR._) (ηι+6)] =0 (17) Hansen检验结果同样不拒绝原假设，表明水平方程it2itE [ (_J (ηι+ 6.) ] = 0 (18) 的新增工具变量是有效的。GMM估计分为一步和it1 i表2城镇居民人均消费变动的GMM估计结果被解释变量:-C._ it it1 解释变量(1 )sysl (2) sysl (3) sysl (4) dif1 (5) difl (6)difl .c( -1 ) it ( ) ( ) ( -1. 84)拿( ) .. ( )叫( ) .. VAR 1521. 90 ( 1. 88) () ... ( 1. 85) ( ) ( ) ( 1. 03) CCD -777. 90 -2296. 14 ( ) .. ( -1. 70) () .. ( ) ... COD 2032. 12 -1393. 28 () () () ( ) TCD ( ) ( ) ( ) .. ( ) TOD () ... ()川( 1. 86) () .. F检验 AR(l ) AR(2) Hansen Dif-Hansen 观测j值240 240 240 210 210 210 横截面30 30 30 30 30 30 注:以上估计都是使用软件和"xtabond2"程序。sysl表示的是一步系统广义矩估计，difl表示的是一步差分广义矩估计。在系统广义矩估计中，差分方程和水平方程均使用的工具变量是各方程中相应的抚养比系数，而仅用于差分方程的工具变量是ð.c滞后二期、三期it的值和VAR滞后一期、二期的值。差分广义矩估计中使用的变量与系统广义矩中差分方程使用的变量相同。以上所有的估计都经过了小样本调整，t统计量和F统计量都是异方差和自相关稳健的。\..、川分别表示在109毛、5%、1%显著性水平上显著。下同。
.77. 第31卷第4期魏世勇沈利生:基于心理账户的习惯形成表3高收入地区和低收入地区域镇居民人均消费变动的GMM估计结果被解释变量-Citit i卜l解释变量(7)高收入(8)低收入(9)高收入(10)低收入(11 )高收入(12)低收入 c,,( -1) -O. 151 -O. 135 -1. 73) ( )根( ) ..( ) ( ( ) " ()’ VAR 902. 73 772. 07 2468. 18 () , () ()’" ( )川( ) ( 1. 81) ’. CCD -1011. 76 ( -1. 43) ( ) ( ) ( ) COD ( ) ( ) ( )叫( ) TCD -123. 77 ( ) () ( ) .. ( ) TOD 4804. 77 () ... ( 1. 17) () .., (1. 06) F检验 AR(I) AR(2) O. 166 。. Hansen 。. Dif-Hansen 观汩.~值120 120 120 120 120 120 横截面15 15 15 15 15 15 一一一一L二注:以上估计方法都是-步系统广义矩估计。两步估计，在有限样本下，两步GMM估计量的标准我们在第(2)列中剔除了镇少儿抚养比(TCD)和镇差会产生向下的偏误(Bondet al. ,2001) ，本文表2老年抚养比(TOD)这两个变量，第(3)列中剔除了的第(1)列至第(3)列使用的是一步系统广义矩城市少儿抚养比(CCD)和城市老年抚养比(COD)估计。这两个变量，回归结果有了明显的改善，只是不确定我们重点关注的是其中滞后项的系数-Y2'在性的代理变量(VAR)系数不令人满意，可能的原因控制了不确定性和人口抚养比这一系列变量后，第之一是宏观数据中经营净收入占总收入的百分比由(1)列至第(3)列中实际城镇居民人均账户2消费于数据加总平均的过程，使得其不能很好地反映个的增加量的滞后值( c 1 )的系数都是显著为负体面对的不确定性;另一个可能的原因是模型中的的，该系数-γ2在左右。这表明一次性大额被解释变量是一个增量。当把这个变量换成城镇居消费表现出耐久性，上一期该账户消费的商品有耐民登记失业率再做回归，VAR的系数仍不显著。用品的特性，能为消费者提供下一期的服务，因此会作为比较，我们在表1中的第(4)列至第(6)列使得下-期的消费减少。账户2的消费对账户2的同时给出了差分广义矩估计，系数-Y2仍然为负平均收入的边际消费倾向为1+叭，约为，在上数，且统计上都是显著的，但该系数比相应的系统广一期账户2的消费与平均收入相等的前提下，账户义矩估计的结果都要稍小。如果把面板的时间分别2的消费的收入弹性等于1+仇，约为，此时账减少至2004-2011年和2005-2011年，用与表2户2的平均收入每增加1%，该账户的消费支出增中第(1)列和第(3)列相同的估计方法进行估计，得加%。这验证了账户2消费的商品具有奢侈品出的系数-Y2与之前的第(1)列至第(3)列估计基的特性。本相同。有关其他控制变量的情况，第(1)列的估计结五、模型的拓展果显示，不确定性代理变量(VAR)和城市少儿抚养比(CCD)系数显著，其他变量系数均不显著，因此正如前文所研究的那样，收入的上升有助于带有可能存在四个抚养系数变量之间的共线性问题。来一次性大额支出的更大比例的上升，那么对不同
. 78 统计研究2014年4月[ 5 ]杭斌，郭香俊基于习惯形成的预防性储蓄一一-中国城镇居民收入地区进行比较是否也能得出同样的结论呢?为消费行为的实证分析[J].统计研究，2009(3):38 -43 此，我们将样本中的30个省份分成高收入地区和低[6 J雷钦礼.财富积累、习惯、偏好改变、不确定性与家庭消费决策收入地区①，分别估计高收入地区和低收入地区的[ J]经济学(季刊),2009(3) :1029 -1046 )次性大额消费的习惯形成参数。表3中的研究结[ 7 ]龙志和，王晓辉，孙艳.中国城镇居民消费习惯实证分析[JJ经果发现，高收入组的估计方程式(7)、式(9)、式济科学，2002(6):29 -35. [ 8 J艾春荣，汪伟.习惯偏好下的中国居民消费的过度敏感性一一(11 )中的h都要高于对应的低收入组的式(8)、式基于1995币2005年省际动态面板数据的分析[J].数量经济技(10)、式(12)中的γ20这表明与低收入地区相比，术经济研究，2008(11) :98 -114. 高收入地区的家庭的一次性大额消费的边际消费倾[ 9 ]闰新华，杭斌.内、外部习惯形成及居民消费结构-一一基于中国向更大，消费的收入弹性也更大。这从另一个角度农村居民的实证研究[1].统计研究，2010(5):32 -40. 验证了收入的提高有助于增加一次性大额消费。其[ 10]贾男，张亮亮，城镇居民消费的"习惯形成"效应[J]统计研究，2011(8) :43 -48. 他控制变量的情况见表3。可以看到，在进行收入[11] Ferson W. , G. Constantinides. Habit Persistence and Durability in 分组后，不确定性的代理变量(VAR)的系数都显Aggregate Consumption: Empirical Tests [ J]. Journal of Financial 著，而人口统计特征变量大多不显著。Economics, 1991 ,29 (2) : 199 -240. [ 12] Thaler, R. Mental Accounting and Consumer Choice [J]. Marketing 六、结论与研究展望Science, 1985,4(3) :199 -214. 本文假定中国城镇居民的消费特征是在保持日[ \3]彭凯平经济人的心理博弈·社会心理学对经济学的贡献与挑战[J].中国人民大学学报，2009(3):61 -69 常消费支出平稳增长的前提下，将收入中扣除日常[14] Weil, P. Precautionary Savings and the Permanent Income 消费支出的部分储蓄起来，以应付将来可以预见或H ypothesis [ J] Review of Economic Studies, 1993, 60 (2) : 不可预见的一次性大额消费支出。研究表明:中国367 -381. 城镇居民一次性大额消费表现出耐久性和奢侈品特[ 15]刘生龙，周绍杰.中国为什么难以启动内需一一-基于省级动态性，中国城镇居民收入的增加会带来一次性大额消面板数据模型的实证研究[J].数量经济技术经济研究，2011(9) :90 -102. 费的更大比例的增加，这从理论上回答了为什么城镇居民收入的上升有助于扩大热点消费，也为近年作者筒介来汽车消费的井喷式增长等现象提供了一种理论上魏世勇，男，湖北孝惑人，现为华侨大学数量经济学专业的解释。博士研究生，武汉轻工大学经济与管理学院讲师O研究方向但本文经验研究中使用的宏观数据并不是唯一为数量经济学。选择，后续研究可以寻找高质量的微观数据对本文沈利生，男，江苏张家港人，现为华侨大学特聘教授、中所提出的观点进行解释和完善。国社会科学院数量经济与技术经济研究所研究员、博士生导师。研究方向为数量经济学。参考文献(责任编辑:曹麦)[ 1 ] HaJl, R. E. Stochastic implications of the life cycle-permanent income hypothesis: the。可andevidence [ J ]. Journal of Political Economy. 1978,86(6) :971 -987. [ 2 ] Dynan, K. E. Habit Formation in Consumer Preferences: Evidence from Panel Data [ J]. The American Economic Review, 2000, 90 (3) :391 -406 [ 3 ] Guariglia, A., M. Rossi. Consumption, Habit Formation and Precautionary Saving: Evidence from British Household Panel Survey [ J] . Oxford Economic Papers, 2002 ( 54 ) : 1 -19. ① 将样本中的30个省份分成两组，每组各15个省。其中高[ 4 ]齐福全，王志伟.北京市农村居民消费习惯实证分析[JJ.中国收入组包括:北京、上海、浙江、天津、广东、江苏、福建、山东、辽宁、农村经济，2007(7):53 -59. 内蒙古、重庆、湖南、广西、云南、安徽:低收入组包括:海南、湖北、河北、河南、陕西、山西、囚川、吉林、江西、宁夏、贵州、黑龙江、青海、新疆、甘肃。由于不同年份城镇居民实际人均可支配收入排名会略有变化，我们选择了最近一个年份(2011年)的数据进行排序后分组。
