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北京工商大学学报(社会科学版)摇 摇 摇 摇 2019 年摇 第 2 期

会选择在每年均匀消费,减少大额的支出;另一方 升。 这是因为金融机构的贷款余额越多,居民借
面,虽然现今的老年产业蓬勃发展,针对老年消费 贷难度相对较小,居民在进行跨期消费选择时所
的行业日益兴盛,但由于我国养老产业兴起时间 面临的约束就会越少,我国信贷体制的发展也进
较短,且相应的行业种类较少,因而尚未对居民消 一步降低了居民获得贷款的难度。 (10) 交通基
费产生显著的促进作用。 上述两种相反效应共同 础设施水平能够促进居民消费水平,但影响并不
作用,造成了老年抚养比对居民消费的影响显著 显著。 这表明我国的交通基础设施建设尚不够完
为负。 (6)人均 GDP 对居民消费具有显著的抑制 善,同时各地区的交通基础设施主要集中在市区,
效应。 这可能反映了我国当前的分配政策不完 而略偏远地区的交通基础设施水平依旧较低,且
善,人均 GDP 的提升并未体现在人均消费能力的 地区间交通基础设施水平差异较大。
真正提升上。 各地区、各行业收入分配不均使得 (三)稳健性检验
居民的收入差距加大,各地区的基尼系数也一直 本文在研究过程中可能存在一定的内生性问
居高不下,从而造成我国穷人消费不足和富人储 题。 引致内生性的问题可能有两个,一是自变量
蓄过度的现状。 (7)产业结构的优化显著提升了 和因变量之间存在双向因果关系;二是遗漏变量
居民的消费。 这表明我国产业结构的升级能够有 问题,尽管本文控制了较多的变量,但是难以穷尽
效缓解当前居民消费不足的现状,也为我国当前 居民消费的影响因素。 因此,为了保证研究结果
“优化要素配置,推动产业结构升级冶的指导方针 的稳健性,采用如下方法进行稳健性检验:(1)更
提供了经验证据。 (8)政府的财政支出对居民消 换估计方法。 本文在上述分析过程中采用了分位
费的影响并不显著。 可能的原因是,随着政府财 数回归法,此处采用 OLS 对模型进行重新估计。
政政策逐步完善,政府的转移支付和财政补贴水 (2)变换收入不确定性的指标。 前面的实证分析
平逐步提升,而财政政策的实施会对社会的生产 采用 4 年的实际收入来构建收入不确定性指标,
性活动产生一定的“挤出效应冶,综合结果使得政 此处的稳健性检验使用 3 年的实际收入构建收入
府的财政支出水平未能显著促进居民消费。 (9) 不确定性指标,并继续使用分位数回归方法进行
金融发展水平越完善,居民消费越能得到显著提 分析。 稳健性检验结果如表 6 所示。
盂
表 6摇 稳健性检验结果

OLS q20 q40 q60 q80
** *** ** *** *
- 0郾 000 8 - 0郾 002 8 - 0郾 002 5 - 0郾 003 4 - 0郾 002 3
unc
(0郾 000 4) (0郾 000 9) (0郾 001 1) (0郾 001 0) (0郾 001 2)
0郾 115 0 - 0郾 652 0 *** - 0郾 671 5 *** - 0郾 676 6 *** - 0郾 629 7 ***
常数项
(0郾 080 9) (0郾 090 1) (0郾 068 7) (0郾 062 7) (0郾 097 1)
样本量 420 420 420 420 420

2
R 0郾 711 2
2
Pseudo鄄R 0郾 493 3 0郾 504 8 0郾 498 2 0郾 498 5
摇 摇 注: 、 、 分别表示表示在 10% 、5% 、1% 的显著性水平下显著;括号内为标准差。
** ***
*
摇 摇 从稳健性检验的结果来看,无论是变换估计 板数据,实证检验了收入不确定性与居民消费之
方法,还是更换指标的度量方法,收入不确定性对 间的内在联系。 分位数回归表明,在样本区间内,
居民消费的影响依旧显著为负。 这表明本文的结 收入不确定性对消费存在挤出效应,挤出效应的
论是稳健的。 大小和显著程度随着消费分位数的提升而增加。
五、结论与政策建议 本文同时建立了门槛模型,以房价作为门槛变量,

本文选取我国 30 个省份 2003—2016 年的面 检验了不同房价条件下收入不确定性均对居民消

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