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①有关消费问题的文献浩如烟海，此处所列的文献只是用于某一角度或方法或结论的例子，很多作者的相关工作成果在这里没能
提到，敬请海涵!
本文通过在经典消费跨期替代模型中引入财富代际传承因素，构建了适合我国居民“家庭精神”的
中国式消费跨期替代选择模型，以我国 1978—2008年的相关年度数据为样本，利用广义矩估计方法
(GMM)分别对全国、城镇和农村居民的家庭财富传承偏好进行了估计，并对我国居民的消费选择行为
进行了实证分析，分析结果表明: 除农村居民外，中国式消费跨期替代模型能够得到实践的证实，城乡
居民消费行为的选择存在明显的差别。最后，依据分析结论提出了相应的政策建议。
关键词:跨期替代模型;边际消费倾向;居民家庭财富传承偏好; 广义矩估计 (GMM)
中图分类号: F014. 5 文献标识码: A 文章编号: 1003—5656 (2011 )03—0033—09
(天津财经大学 中国经济统计研究中心，天津 300222 )
一、引 言
1997年亚洲金融危机导致了我国经济全面的紧缩，它标志着我国经济运行状态完成了从“短缺经
济”向“过剩经济”的转变，中国经济开始在一个全新的经济环境下运行，这种新环境突出表现为高增长
的对外依赖性。2007年美国次贷危机以及随后爆发的全球金融危机和经济危机，对我国经济保持稳定
运行产生了巨大的冲击，GDP重要组成部分的净出口出现了严重下滑。面对全球金融危机的冲击，中国
政府采取了一系列措施，以期通过内需的扩张来弥补国外需求的收缩，其中尤其以 4万亿经济振兴计划
引人注目。以政府投资为主导的经济振兴计划只是短期应对经济危机的一种政策举措，它在短期内通
过弥补消费需求的不足，保持国民经济的稳定运行无疑具有重大的意义。但从中长期来看，这种依赖政
府投资的政策举措显然是不可持续的，而且不断扩张的产能更有可能加剧经济运行的波动，缩短经济
周期的时间期限。面对全球经济危机的冲击以及金融危机后期发达国家贸易保护主义的抬头，依赖外
部需求扩张保持经济高速增长的发展模式已变得越来越不现实，扩大内需因此也就显得特别的重要。
从国内需求的构成、经济联系及其经济发展的可持续性上看，扩大内需的最后着眼点必须落实到城乡
居民消费需求上，面对一个具有高储蓄偏好的消费者群体，扩大内需最基本的问题也就变成一个如何
破解城乡居民高储蓄偏好的问题。本文试图以我国公众的“家庭精神”为假设前提，利用扩展的消费跨
期替代模型来考察居民的消费选择行为，从理论和实证两方面来探讨高储蓄倾向破解之难题。
二、相关文献综述①
国外有关消费理论的研究产生于 1929—1933年的经济危机，其发展过程大致可以分为三个阶段:
第一个阶段可追溯到 20世纪 30年代中期到 50年代中期，这时的研究尚处于起步阶段，主要是考察消
□李腊生 关敏芳 李 萍
消费跨期替代中的财富传承偏好
——— 理论模型与中国的证据
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费支出和收入之间的关系，以 Keynes的绝对收入假说和 Duesenberry的相对收入假说为代表。Keynes
(1936 )认为，决定消费的主要因素是当期收入，他首次将消费和收入联系起来，并指出随着消费者收入
的增加，其消费支出也会增加，但边际收入大于边际消费，即边际消费倾向递减。Duesenberry (1949 )从否
定绝对收入假说的前提条件入手，提出了相对收入假说，认为消费具有“示范作用”，即一个家庭或个人
的当期消费会受到其自身收入和周围其他人的影响。在这种情况下，随着收入的增加，边际消费倾向可
能不是递减的，即社会总需求水平不会轻易下降。另外，消费还具有“不可逆性”，也就是说，消费者的消
费支出会受到当期收入、过去收入及消费的影响，尤其会受到过去“高收入水平”的影响。第二个阶段是
从 50年代中期到 70年代中期，消费函数的研究被纳入消费者行为最大化的理论范畴，以 Friedman的
持久收入假说和 Modigliani 等的生命周期假说为代表，他们将即期消费扩展到跨期消费。Friedman
(1957 )将收入和消费分为持久性和暂时性，认为只有持久收入和持久消费之间存在固定比例的关系，消
费支出的变化滞后于收入的变化。根据持久收入假说，消费者只要有了稳定的、长期性的收入，他们的
当期消费就可以超过其当期收入，也就是说消费者能够进行超前消费。Modigliani等 ( 1963 )则从生命周
期假说入手，探讨了生命周期内不同阶段收入与消费的关系，认为理性消费者以实现效用最大化为目
的，能根据目前的收入和对未来收入的预期等信息合理的使用自己的收入进行消费，最终使其一生的消
费等于收入。第三个阶段是从 70年代后期至今，该阶段研究的主要特点是认识到之前消费理论确定性
假定的局限性，将消费选择的研究从确定性状态拓展到不确定性状态，Hall ( 1978 )提出的随机游走假说
在这方面具有里程碑的意义，他认为消费者的消费服从随机游走，当期消费只与滞后消费有关，而与滞
后收入无关。消费变化具有不可预测性，个人收入预期增长率与消费预期增长率无关，未来收入不确定
性对消费不会产生影响。随着研究的不断深入，经济学家们又提出了很多新的理论，使得有关消费理论
的研究更接近于实际情况，如预防性储蓄假说，流动性约束假说等。20世纪 90年代后期，伴随着全球股
票市场的持续上涨，资产收益率预期的改变促使许多经济学者开始从一个更广泛的角度来思考消费者
行为选择问题，财富效应与消费需求之间的关系开始受到经济学家的重视。Poterba et al [15 ] ( 1995 )在其
研究中指出，股票价格的变化会跟随一个消费的变化，而这样一种关系可能是由两种不同的因素引起
的。一种因素是股票价格对未来实体经济的指示功能形成了表面上的数量关系。在这种情况下，股票价
格的变化并不是随后消费变化的原因，而只是提前揭示了消费的变化趋势;另一种因素是股票价格的变
化改变了家庭的预算约束，股价的上升可能向外移动了预算约束，从而会促使家庭增加消费。Shleifer
( 1995 )认为，短期内股票市场对于消费来说只是一个次要的影响因素。Otoo[16 ] ( 1999 )则利用相关实际数
据对美国居民的财富效应进行了检验，结果发现，无论是否拥有股票，家庭消费情绪的变化与股票价格
变化具有同期相关性，即股价的上涨会增强消费者信心，但是相反的关系并不成立。Jansen[17 ] ( 2010 )在
动态消费函数中考察了不同经济背景下的财富效应问题，研究结果表明:消费受家庭可支配收入和财富
的影响，尤其是当经济出现反常和在全球金融危机的时候更是如此。
国内学者对消费理论的研究和居民消费的实证分析开始于 20世纪 80年代。尹世杰 ( 1983 )依据马
克思主义基本经济学原理，探讨了社会主义消费经济学的一系列问题，并对凯恩斯以来的“消费倾向论”
作了简要的评述。随后，西方消费函数理论在我国得到了较广泛的传播，国内一些学者开始利用不同时
期、不同地区的实际数据，采用不同的方法和模型，对中国居民消费进行实证分析，这些研究主要集中在
探讨我国居民的消费函数、消费结构、消费模式、消费启动等方面。如臧旭恒 [ 4 ] ( 1994 )首先以归纳出的消
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费者行为假定的基本框架为参考系，分析比较不同时期，我国城乡消费者行为制约因素，从中得到中国
消费者行为假定，并建立了消费函数模型; 然后通过整理、估算不同时期，城乡居民收入、消费、资产、实
物补贴总量的时序数据和家庭抽样调查截面数据，以及相关的利率、价格指数、人口等数据，对消费函数
假说和模型进行了检验。贺菊煌 [ 5 ] ( 1998 )运用基本的生命周期假说模型考察了储蓄率与收入增长率之
间的关系，结果发现，储蓄率是否随着收入增长率的提高而提高，取决于其对未来收入的预期，当消费者
能够预料到未来收入的增长，则储蓄率会下降。余永定、李军 [ 6 ] ( 2000 )认为，尽管生命周期假说和持久收
入假说在西方经济中得到了较好的验证，但资本市场不完善、消费信贷不健全的中国经济无法完全说明
中国消费者的行为特征。郭惠英 [ 7 ] ( 2002 )的实证分析表明，中国城乡居民的边际消费倾向是递减的，而
且 2001年的截面数据同样显示城乡居民的边际消费倾向是递减的。简新华、徐辉 [ 8 ] ( 2003 )认为，产业结
构升级是扩大内需的长期起作用的基本因素，产业结构调整能够促进经济增长，提高经济效益和收入预
期，他们建议，发展新兴产业，通过不断创造新需求来扩大消费需求。薛襄稷等 [ 9 ] ( 2005 )对我国城镇居民
收入与消费的协整关系进行了研究，认为我国城镇居民消费与收入存在着长期的均衡关系，可支配收入
增加，消费水平也将增加。中国股票市场的飞速发展也使学者们关注股票收益对消费的影响，如段进、
曾令华、朱金平 [ 10 ] ( 2005 )利用 1997—2004年的季度数据对我国股票市场的财富效应进行协整分析，结
果发现股市的财富效应对居民消费只存在微弱的影响。杨新松 [ 11 ] ( 2006 )也对这一问题进行了研究，其
发现我国股票市场总体上存在财富效应，但在某些时段它却又表现为股市投资对消费的替代效应。曲
丽清、汪红丽 [ 12 ] ( 2007 )的研究表明，2001年 6月到 2005年 5月，股市下跌时居民消费支出反而增加。但
2005年 6月之后，随着我国股票市场在国民经济中的地位明显提升和上市公司质量不断提高，股市上
涨显著地刺激了居民消费。
如果说，用西方消费理论来解释中国的消费者行为选择明显存在“水土不服”的问题已被一些学者
所注意到，如杭斌 [ 13 ] [ 14 ] ( 2008，2009 )将习惯形成的不确定性以及我国居民的消费习惯引入到相关问题
的研究，其在预防性动机与消费行为方面做了一系列很有意义的工作。然而，包含“中国元素”的消费理
论至今仍没有被系统提出，国内有关消费行为选择的研究大多仍是集中在利用中国的相关实际数据对
西方理论的实验验证上。本文的研究试图结合我国公众尊老爱幼的传统美德，突出家庭经济决策者的
家庭责任感与消费抉择中“上顾老下顾幼”的“家庭精神”来建立中国式的跨期消费替代模型，以此探讨
我国居民消费选择行为以及寻求如何破解高边际储蓄倾向之对策。
三、含财富传承的消费跨期替代模型
在众多西方消费理论模型的研究中，无论是基于收入的分析还是基于财富的视角，其均不包括财富
的代际传承无限传承偏好，无财富的代际传承不仅在理论上简化了消费模型的分析形式，而且它在实践
中也与西方社会的“独立人格”文化背景和法制环境相适应。实际上，在无财富的代际传承的假定下，基
于收入和基于财富的消费理论总体上是一致的，这种一致性完全由收入与财富两者的经济关系决定，无
非一个是流量，一个是存量罢了。然而在我国，无财富的代际传承的假定显然与现实不符合，中国有代
表性的家庭在其经济选择中明显具有“上顾老下顾幼”的“家庭精神”，尤其是“下扶幼”的精神更为突出，
正如中国的一句俗话所说:“父母都是为子女活着”。当我们都在“为下一代活着”时，财富向下一代的传
承就构成家庭经济决策的重要因素，家庭的效用函数就不再只是当期消费与未来消费的权衡，而是还包
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括留给下一代财富的多寡。这种状况表明:相比收入分析而言，对中国消费的研究更为重要的决定因素
是财富，基于财富分析的思路才是寻求破解高储蓄倾向的途径。
为了简化分析，我们这里只讨论两期的消费跨期替代模型。假定代表性家庭的财富由两部分构成，
一是期初从父辈处获得的财产，另一部分是自己积累的财富。居民所拥有的财富被用于消费和储蓄 (广
义的储蓄，包括财富的积累 )，收入的来源有两个渠道，一是工薪收入，另一则是资产收益，即储蓄的报
酬，居民一生中除了消费外，存在为子女留下尽可能多的财产。定义变量 Ct、Ct + 1、Yt、Yt + 1、At、At + 1分别表
示当期消费、未来消费、当前收入、未来收入、期初获得的财产、未来留给子女的财产。由跨期替代之关
系可得:
Ct + 1 + At + 1 = Yt + 1 + (1 + r ) (Yt + At － Ct ) ( 1 )
其中 r为居民家庭所持有资产的平均收益率，为了分析的方便，我们不考虑现金资产。
假定居民家庭的两期效用函数为:
U = lnCt + ρlnCt + 1 + θln△A
其中，ρ为居民家庭消费贴现率，θ为居民家庭财富传承偏好。
则理性居民家庭的经济选择应满足如下模型:
Max U = lnCt + ρlnCt + 1 + θln△A
s． t． Ct + 1 = Yt + 1 + (1 + r )Yt + rAt －△A － (1 + r )Ct ( 2 )
由一阶条件解得:
△A = θ1 + θ + ρ [Yt + 1 + (1 + r )Yt + rAt ]
Ct = 1( 1 + θ + ρ)( 1 + r) [Yt + 1 + (1 + r )Yt + rAt ]
Ct + 1 = ρ1 + θ + ρ [Yt + 1 + (1 + r )Yt + rAt ] ( 3 )
( 3 )式为具有理性预期的居民家庭在考虑代际财富传承下的跨期替代模型，该模型中所有涉及 t + 1
期的变量均为预期变量，以下以带上角标 e的变量来表示，则有居民家庭的当前消费函数为:
Ct = 1( 1 + θ + ρ)( 1 + r) [Y
e
t + 1 + (1 + r )Yt + rAt ] ( 4 )
由 ( 4 )式决定的居民边际消费倾向 MPC为:
MPC = 11 + θ + ρ ( 5 )
( 5 )式表明: 居民的边际消费倾向 MPC除了与消费贴现率 ρ有关外，还与居民家庭财富传承偏好 θ
有关，且居民家庭财富传承偏好愈强烈，居民的边际消费倾向则愈低。
我国作为一个转型经济体，计划经济体制运行下的经济特征决定了我们的父辈没能给我们留下可
供消费的财富，即我国目前有代表性的家庭更适合用 ( 3 )式中 At = 0的模型来描述，其说明: 在当前我国
家庭跨期消费中，居民家庭财富传承呈现出极端的不对称，一方面我们没能从父辈处继承经济财富，另一方面
我们却要为子女储备财富，其结果不仅使 (3)式表示的当前消费总量降低，而且同时又使 (4)式表示的边际消
费倾向下降。在整个国民经济运行中，财富效应与家庭财富传承偏好的双重作用，必将严重制约转轨时期的国
内需求，国民经济快速发展的对外依赖性似乎成为必然，一旦外部需求出现萎缩或增长停滞，我国经济高速增
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①在我国证券市场中，上市公司国有及国有法人持股的比例基本保持在 60%左右。
长的态势就难以为继。因此后金融危机时期，在发达国家贸易保护主义抬头的现实背景下，对内需的研究就
具有了特殊的意义。此外，随着我国市场化改革进程的不断深入，居民储蓄选择方式开始变得多元化，通
过组合的资产收益率 r = αr1 + (1 － α ) r2也在这一过程中被明显提高，这说明在跨期替代模型中，当前消
费的机会成本明显的上升，机会成本上升的替代效应也将在一定程度上制约当前消费需求的提高。
四、我国家庭财富传承偏好的估计
(一 )变量选择
由前面跨期消费模型所决定的边际消费倾向 ( 7 )式可知，家庭财富传承偏好的存在将使居民边际消
费倾向 MPC降低。由此我们必然要问: 在我国居民的经济选择中是否存在明显的家庭财富传承偏好，若
存在，其值又如何? 以下我们从实证的角度来回答这一问题，并相应给出 θ的估计值。
在理性预期假设下，Yet + 1 = E[Yt + 1 / It ]，(其中，It为当期的信息集 )，由此我们就能将跨期消费模型
( 4 )式应用于宏观数据的研究，用宏观数据的 Yt + 1代替 ( 4 )式中的 Yet + 1，At可考虑用股市、房产和债市市
值之和来代替。这样就能对跨期消费函数 ( 4 )式的计量方程进行估计，从而得到边际消费倾向 MPC的估
计值 MPC。
由 ( 5 )式知:
θ = 11 + MPC － 1 － ρ ( 6 )
意味着:仅知道边际消费倾向的估计值尚不能得到家庭财富传承偏好 θ的估计值。为了求得 θ的估
计值，可利用跨期替代模型 ( 3 )式的相互关系，考虑居民消费的发展速度Ct + 1Ct
。如上同样的理由，在宏观
数据下，可用 Ct + 1代替 Cet + 1。
依据 ( 3 )式可得:
Ct + 1
Ct = ρ
( 1 + r ) ，即 Ct + 1 = ρ ( 1 + r )Ct ( 7 )
以 ( 7 )式为基本模型，Ct + 1为被解释变量，( 1 + r ) Ct为解释变量，r是债市、股市和房产的加权平均收
益率，就可得到 ρ的估计值 ρ。将 MPC和估计值 ρ代入 ( 6 )式，我们最终就能得到家庭财富传承偏好 θ的
估计值 θ。
(二 )样本数据
依据以上的理论分析模型，以下的经验分析除了全国性的外，还分别包括对城乡的相应考察，样本
数据为 1978—2008年的年度数据。经验分析中，我们选择城乡居民消费支出 ( C0 )、城镇居民消费支出
( C1 )、农村居民消费支出 ( C2 )表示居民消费，城乡居民收入 (Y0 )、城镇居民可支配收入 (Y1 )、农村居民纯
收入 (Y2 )表示居民收入，居民资产 A根据目前我国居民财产状况的主体特征，选择居民储蓄存款、房产
和股票市值三个部分之和来代替，Si ( i = 0，1，2 )分别代表城乡、城镇和农村居民人民币储蓄存款年底余
额，居民住房面积用 Vli ( i = 0，1，2 )表示，V2为居民所拥有的股票市价总值。由于中国股票市场成立得比
较晚，且存在国有股和国有法人股，所以我们将 1991年以前的股票市价总值和上证指数的年平均值分
别都以零赋值，1991年后居民所拥有的股票市值由市场总市值乘以 40% ①来确定。另外，考虑到证券市
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①这一结论显然高估了我国居民的边际消费倾向，因为众所周知，我国居民的边际消费倾向不仅严重低于欧美发达国家，而且低于
国际平均水平，欧美发达国家居民的边际消费倾向才 0． 715 左右，国际平均水平仅 0． 611。
场投资者构成的特点，在对农村居民消费选择的分析中，农村居民资产只考虑储蓄存款和居民住房。
由于居民财产构成为非同度量变量，在经验分析中，我们利用层次分析法来分别确定财富构成中各
种资产的权数。经计算与检验可以确定城乡和城镇居民财富的合成指标时，将居民储蓄存款、房产和股
票资产的权重分别赋予 f1 = 0． 637，f2 = 0，258，f3 = 0． 105的值是完全可以接受的。
利用同样的方法可以得到在综合农村居民财富合成指标时，农村居民储蓄存款和房产的权重分别
为 f1 = 0． 75，f2 = 0． 25。
权数确定之后，A1和 r的样本数据问题就得以解决，以下便可依据样本数据进行经验分析。
(三 )估计与检验
由前述可知，为估计出居民家庭财富传承偏好 θ，我们首先要估计出居民的边际消费倾向 MPC，然
后再估计消费贴现率 ρ，最后利用关系式 ( 6 ) 求出居民家庭财富传承偏好 θ的估计值，其属于典型的复
合型参数估计。现代计量经济学的研究表明，对于复合型参数估计问题，其不适合利用传统的 OLS方
法，传统的 OLS方法虽然能较好地控制第一类错误，但却无法控制第二类错误，第二类错误的存在又可
能破坏估计的无偏性，导致估计值产生系统的偏差。广义矩估计 (GMM)则能规避这种复合型参数估计
的有偏性问题，因此在下面的估计中，我们选择 GMM来分别估计全国、城镇和农村居民的边际消费倾
向 MPC和财富传承偏好 θ，在实施参数的估计过程中，考虑到时间序列的平稳性与异方差现象，模型所
涉及变量均选择对数形式。
1. 国内居民财富传承偏好的估计
依据消费方程 ( 4 )式，利用广义矩估计方法可以估计出国内居民的边际消费倾向。在 GMM估计过
程中我们依次选择工具变量 lnY0t、lnY0 ( t － 1 )、lnA0 ( t － 1 )，经过迭代，得到 GMM估计结果为:
lnC0t = 0． 4207lnY0 ( t + 1 ) + 0． 3824lnY0t + 0． 1890lnA0t ( 8 )
( 2． 6533 ) ( 2． 3559 ) ( 21． 5287 )
估计结果表明，在 5%的显著性水平下，估计方程 ( 8 )式各变量之系数均显著且为正，说明国内居民
未来预期收入、当期收入和期初所拥有的财富数量对当期消费均有刺激作用; 拟合优度 R2 = 0． 998，则
说明模型整体的拟合效果也很好。从方程估计参数的比较可以看出，国内居民预期收入前的系数不仅
大于当期收入前的系数，而且也大于财富的积累前的系数，表明增加城乡居民预期收入，更有利于刺激
当期消费，而期初居民所拥有的资产数量对当期消费需求的促进作用相对较小，这种状况总体上是与弗
里德曼的持久消费理论一致。因为相比收入而言，资产价格的易变性和资产价值的非稳定性更为突出，
居民在确认持久收入时，对资产账面收益的确认将更为谨慎，由此决定了居民对 A的相对低弹性。
在估计方程 ( 8 )式中，lnY0t的系数 0． 3824为国内居民消费的收入弹性 e，由收入弹性与边际消费倾
向的关系 e = MPC E
［Y］
E［C］( E [Y]、E[C] 为当期收入和当期消费的期望值 ) 可以得到国内居民边际消费倾
向的估计值为 MPC = 0． 3153。这一估计结果明显低于国内相关研究结论，如刘长庚、吕志华 [ 4 ] ( 2005)利
用 1978—2002年的数据进行实证分析，得出我国居民边际消费倾向估计值在 0． 64—0． 91 ①之间， 即使
是估计结果较低的柳建光、李子奈 [ 1 ] ( 2006 )的相关研究，其估计值也是在 0． 35—0． 44之间。我们认为，
导致我国居民边际消费倾向被高估的原因是其对我国居民财富传承偏好的忽略。
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依据 ( 4 )式，利用 GMM估计方法求出国内居民消费贴现率的估计值。在估计过程中我们依次选择
工具变量 lnC0 ( t － 2 )、ln ( 1 + r0 ( t － 2 ) )，经过迭代，得到 GMM估计结果为:
lnC0 ( t + 1 ) = 0． 9949ln [C0t ( 1 + r ) ]
( 1058． 317 )
在 1%的显著性水平下，该模型中解释变量前的系数具有显著性且拟合优度 R2 = 0． 995，说明模型
的整体的拟合较好。利用解释变量前的弹性系数可以求得国内居民消费贴现率的估计值 ρ = 0． 9532。
将上述所求得的 MPC0 和 ρ0 代入到 ( 6 ) 式中，便可估算出国内居民家庭财富传承偏好 θ0 为
1． 2184。由此可见，在我国居民经济选择行为中，家庭财富传承偏好是影响国内居民经济选择的最重要
因素之一，且我国居民整体上具有较为强烈的家庭财富传承偏好，这种强烈的家庭财富传承偏好在经济
转轨时期，在相当程度上抑制着国内消费需求的快速上升，同时它也是导致居民边际消费倾向偏低的重
要原因之一。
2. 城镇居民财富传承偏好的估计
利用广义矩 (GMM)估计方法同样可以求得城镇居民边际消费倾向的估计值。选择的工具变量依次
为 lnYlt、lnY1 ( t － 1 )、lnAl ( t － 1 )，经过迭代，得到 GMM估计结果为:
lnC1t = 0． 6656lnY1 ( t + 1 ) + 0． 2926lnY1t + 0． 0320lnAlt ( 9 )
( 98． 3145 ) ( 43． 4425 ) ( 53． 0389 )
在 1%的显著性水平下，估计方程 ( 9 )式各变量的系数均显著且为正，说明城镇居民预期收入、当期
收入和期初所拥有的财富数量对当期消费均有刺激作用; 拟合优度 R2 = 0． 997，说明模型整体的拟合效
果较好。城镇居民消费的预期收入弹性大于当期收入弹性，说明给予居民收入一个良好的预期比增加
当前收入对于刺激消费更有意义，期初居民所拥有的财富弹性最小，则说明居民在消费安排中对待资产
价值的变动较为谨慎，消费选择更主要的是着眼于长期。由收入弹性与边际消费倾向的关系可以求得
城镇居民边际消费倾向的估计值为: MPC1 = 0． 2945。这一值也明显低于现有的估计结论，如杭斌 [ 2 ]
( 2007 )所做的估计认为，我国城镇居民边际消费倾向在 0． 75—0． 90之间。
依据 ( 4 )式，利用广义矩估计 (GMM)估计方法求出城镇居民消费贴现率的估计值。选择的工具变量
依次为 lnC0 ( t － 2 )、ln ( 1 + r0 ( t － 2 ) )，经过迭代，得到 GMM估计结果为:
lnC1 ( t + 1 ) = 0． 9924ln [C1t ( 1 + r ) ]
( 49307 )
在 1%的显著性水平下，该模型中解释变量前的系数具有显著性且拟合优度 R2 = 0． 996，说明模型
的整体的拟合较好。利用解释变量前的弹性系数可以求得城镇居民消费贴现率的估计值为 : ρ1 =
0． 9515。
将上述求得的 MPC1和 ρ1代入 ( 6 )式中，便可估算出城镇居民家庭财富传承偏好 θ1为 1． 4338。
3. 农村居民财富传承偏好的估计
利用广义矩 (GMM)估计方法可以求出农村居民的边际消费倾向的估计值。选择的工具变量依次为
lnY2 ( t － 2 )、lnY2 ( t － 3 )、lnA2 ( t － 2 )，经过迭代，得到 GMM估计结果为:
lnC2t = 0． 2421lnY2 ( t + 1 ) + 0． 7346lnY2t + 0． 0013lnA2t ( 10 )
( 1． 9499 ) ( 5． 6146 ) ( 0． 1011 )
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估计方程 ( 10 )式显示，在 10%的显著性水平下，模型中预期收入和当期收入具有显著性，且它们对
当期消费的影响均为正向关系，但期初所拥有的财富数量并不显著，说明农村居民的消费仅与预期收入
和当期收入有关，农村居民期初所拥有的财富数量对当期消费几乎没有影响。若剔除变量 A，利用同样
的方法则可得到农村居民当期消费的 GMM估计方程为:
lnC2t = 0． 3031lnY2 ( t + 1 ) + 0． 6740lnY2t ( 11 )
( 1． 9211 ) ( 3． 2395 )
方程 ( 11 )式在 10%的显著性水平下，估计参数均能通过显著性检验，拟合优度 R2 = 0． 998，说明模
型整体的拟合效果也较好。利用它我们便能求得农村居民边际消费倾向的估计值为 MPC2 = 0． 5751。
4. 城乡居民消费选择比较
比较 ( 9 )式和 ( 11 )式不难看出，无论是城镇居民还是农村居民，在消费选择中都不是短视的，均具有
跨期特征，且当期收入与预期收入都是决定当前消费的重要因素。然而，城镇居民和农村居民在消费选
择中也存在明显的差异，体现在: ( 1 )农村居民的边际消费倾向明显高于城镇居民，这符合一般的经济学
原理，因为农村居民的收入明显低于城镇居民; ( 2 )城镇居民具有明显的财富代际传承偏好，农村居民则
不存在这种偏好。按理说，财富代际传承偏好是一种“家庭精神”，在我国既定的文化背景下，农村居民
的“家庭精神”要强于城镇，那为什么农村居民财富代际传承偏好却不显著呢? 我们认为，造成农村居民
财富代际传承偏好不显著的原因并不是农村居民缺乏“家庭精神”，他们没有财富代际传承偏好，而是农
村居民财富代际传承偏好的实现途径和内容与城镇居民不同。在农村，居民也愿意为子女留下更多的
财富，然而，在我国特定的城乡区别的现实背景下，农村居民的“家庭精神”更多的是体现在“非农化”上，
当农村居民在财富代际传承与“非农化”之间权衡时，他们更愿意选择“非农化”，这一点不仅从农村居民
只要有了钱，就想方设法往城里跑的现实可以得到证实，而且当我们在方程 ( 11 )中引入城镇人口增加量
作为解释变量时，估计参数也显著的事实得到验证①; ( 3 ) 无论是城镇居民还是农村居民，虽然当期消费
都与当期收入和预期收入有正向的关系，但这种正向关系的结构性区别却是极其明显的。在城镇居民
的消费函数中，相比当前收入，预期收入因素更为重要，而农村居民的情况则正好相反，( 11 )式显示，农
村居民预期收入的系数不仅小于当前收入，而且预期收入估计参数的显著性水平也明显高于城镇，几乎
到了不能拒绝原假设的程度。我们认为，城镇和农村居民在消费选择中，产生其对待当前收入与预期收
入态度差异的原因，是预期收入稳定性不同造成的，虽然在经济转轨期，城镇居民预期收入的稳定性也
不高，但相比农村居民而言，城镇预期收入的稳定性却要高多了。
五、结论与建议
本文通过在传统的消费跨期替代模型中引入“家庭精神”这一“中国元素”，从理论和实证两方面探
讨了我国居民的消费选择行为，通过前面的分析，我们能得出如下结论: ( 1 )经验分析表明，财富的代际
传承是影响我国居民消费选择的重要因素，中国式消费跨期替代模型能够得到实践的证实; ( 2 ) 当我们
将居民家庭代际财富传承偏好纳入消费选择分析框架时，能够发现我国居民的边际消费倾向被一些相
①定义城镇化率 =城镇人口 /总人口，用 P表示，由此可得:
lnC2t = 0． 2009lnY2 ( t + 1 ) + 0． 7919lnY2t － 0． 4102P0t
( 2． 3889 ) (5． 4791 ) ( － 5． 5087 )
在 5%的显著水平下，估计方程的各参数均显著。P前面的估计参数小于 0 说明了城镇化对农村当前消费的扩大具有抑制作用。
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ECONOMIST
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2011. 03……
关研究所高估，国内最终消费需求不足的状况比我们原先想象的要严重得多; ( 3 )在居民消费选择中，预
期收入比当前收入更为重要; ( 4 )全国的情况与城镇类似，但城乡差别非常明显。
根据前面的分析，我们建议: ( 1 )提高居民可支配收入，建立与经济增长相适应的收入分配机制，同
时考虑开征遗产税，以此降低居民财富的代际传承偏好，提高边际消费倾向; ( 2 )切实有效地增加农民的
收入，有效实施对农民工岗位稳定性保障机制，稳定农村居民收入预期; ( 3 )加快城市化进程，变户籍管
理为居住地管理，降低“农转非”的行政成本，以此增加农村居民城市化过程中的有效需求; ( 4 )适度保持
资产市场的繁荣与稳定，加大居民资产收益对消费需求的刺激效果。
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(收稿日期: 2010—11—09 责任编辑:张 鹏 )
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