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1、1消费文化、认知偏差与消费行为偏差消费文化、认知偏差与消费行为偏差兼论中国扩大内需政策的边界拓展和技术创新兼论中国扩大内需政策的边界拓展和技术创新叶德珠 连玉君 黄有光 李东辉内容摘要：儒家思想圈国家的高储蓄与欧美国家的高消费两大尖锐对立的消费行为偏差持续地积累，乃至成为引发 2008 年全球次级债金融危机的诱因，其中消费文化的作用机制及影响力度的定量分析急待补充。本文放松理性经济人假设，在行为经济学双曲线贴现模型框架下，以“自我控制”认知偏差及相应的参数设定对东西方消费文化进行了技术表达，并进而解析了这两类消费偏差行为的形成机制。本文还构建了一个 48 国 30 年的面板数据，以性生活指数和
2、儒家虚拟变量作为消费文化的替代变量来验证文化与消费之间的关系。结果表明，个体效应明显，时间效应不显著；即消费文化等不随时间改变的个体因素比收入、社会保障、人口等控制变量更能解释各国居民消费差异，并且这种影响使得国别消费率差异具有高度的稳定性。在些基础上，我们对消费不足和消费过度进行了估计。双曲线贴现模型中锁定技术能有效纠正“自我控制”认知偏差，从而消解儒家文化对消费的深度抑制，可为扩大内需政策创新提供思路启发和技术支撑。关键词：消费文化 自我控制认知偏差 双曲线贴现 扩大内需一、引一、引 言言由于各国在消费率/储蓄率上的显著差异，各个年代的经济学学者从多个角度对消费/储蓄问题进行了深入的研究。
3、伴随着 2008 年美国次级债危机而凸显出来的东西方尖锐对立的消费失衡，以及其对世界经济发展产生的消极作用，使得该议题再次成为焦点。在解释消费率的国别差异时，现有文献试图从经济、人口和制度等方面进行解释。其一，经济因素（如收入、利率等） 。根据凯恩斯消费函数，消费率是收入的减函数，即随着收入水平的提升，基本生活消费占收入比例会下降。利率则一般被认为是储蓄的补偿，因此与消费率负相关（Summers, 1984） 。其二，人口因素。 “生命周期假说”(Modigliani，1954）认为，消费者根据一生预期总收入来平滑自己各期消费，因此会在工作期内会进行净储蓄，而在其他人生阶段进行净消费。如果一国
4、的赡养率较高，则其消费率会较低，反之亦然。其三，制度因素（如金融市场发展、社会保障体系等） 。预防性储蓄理论认为，人们会因为未来的不确定性而进行谨慎性储蓄，因此，完善的社会保障体系有助于刺激消费（Carrol excessive self-control; consumption commitment; increasing internal demand ；behavioral economics23附录： Netsaving 估计结果Y=Netsaving(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)(8)OLSFEFE+YearOLSOLSOLSOLSOLSgdpper0.034*0.099
5、*0.093*0.050*0.018*0.0120.0110.055*(4.70)(7.03)(6.51)(8.51)(2.61)(1.53)(1.38)(7.27)edu-1.154*-0.303*-0.252-0.458*-1.369*0.075-0.229-0.846*(-5.65)(-1.65)(-1.36)(-2.70)(-7.08)(0.32)(-1.02)(-4.53)real_i0.040*-0.033*-0.028*-0.049*-0.113*-0.136*-0.049-0.138*(1.92)(-2.09)(-1.76)(-2.77)(-2.31)(-2.48)(-1.57
6、)(-3.05)rategap0.087-0.004-0.013-0.0280.103*0.120*0.0590.007(1.63)(-0.11)(-0.33)(-0.64)(2.00)(2.05)(1.00)(0.15)ss-0.142*-0.104*-0.100*0.029-0.055*-0.197*-0.113*0.033(-6.56)(-4.42)(-4.24)(1.50)(-2.64)(-8.38)(-4.90)(1.55)depend-0.184*0.0110.032-0.065*-0.134*-0.130*-0.146*-0.087*(-8.29)(0.54)(1.09)(-3.
7、41)(-4.86)(-4.15)(-5.02)(-3.36)bankloan0.022*-0.039-0.0230.024*-0.0000.015*0.018*0.013*(2.98)(-0.71)(-0.41)(3.91)(-0.06)(2.24)(2.59)(2.25)rujia0.149*0.133*(20.57)(9.82)Sex_freq-1.339*-0.585*(-16.21)(-5.40)Sex_unsafe-0.210*(-8.79)Sex_year0.016*Constant0.175*-0.286*-0.273*-0.057*0.595*0.303*-0.0750.13
8、1*(5.93)(-5.12)(-4.47)(-2.16)(16.74)(9.30)(-1.19)(2.27)个体效应NoYesYesNoNoNoNoNo年度效应NoNoYesNoNoNoNoNoN832832832832591591625591adj-R20.1530.7390.7470.4400.4030.2360.1490.48724Demsaving 估计结果Y=Demsaving(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)(8)OLSFEFE+YearOLSOLSOLSOLSOLSgdpper0.014*0.130*0.126*0.026*0.017*0.0030.015*0.043*
9、(1.94)(11.69)(11.10)(3.82)(2.67)(0.40)(1.93)(6.24)edu-0.798*-0.638*-0.585*-0.307-1.749*-0.529*-0.558*-1.372*(-3.85)(-4.39)(-4.00)(-1.59)(-10.19)(-2.20)(-2.58)(-8.04)real_i0.012-0.061*-0.056*-0.051*-0.123*-0.166*-0.040-0.141*(0.56)(-4.93)(-4.56)(-2.54)(-2.84)(-2.93)(-1.36)(-3.42)rategap0.242*-0.007-0
10、.0200.160*0.203*0.256*0.185*0.134*(4.44)(-0.22)(-0.63)(3.19)(4.42)(4.24)(3.27)(3.00)ss-0.167*-0.153*-0.145*-0.046*-0.061*-0.197*-0.150*0.003(-7.58)(-8.23)(-7.78)(-2.06)(-3.29)(-8.15)(-6.74)(0.13)depend-0.070*-0.0000.0050.015-0.120*-0.096*-0.141*-0.086*(-3.08)(-0.00)(0.21)(0.68)(-4.90)(-2.98)(-5.03)(
11、-3.64)bankloan0.008-0.0030.0110.009-0.018*0.0020.004-0.009*(1.10)(-0.07)(0.25)(1.35)(-3.47)(0.29)(0.62)(-1.71)RuJia0.105*0.096*(12.71)(7.75)Sex_freq-1.574*-1.032*(-21.47)(-10.43)Sex_unsafe-0.123*(-5.01)Sex_year0.019*Constant(7.33)0.292*-0.250*-0.232*0.128*0.793*0.413*-0.0100.458*个体效应(9.77)(-5.65)(-4
12、.80)(4.25)(25.11)(12.34)(-0.17)(8.70)年度效应NoYesYesNoNoNoNoNoNNoNoYesNoNoNoNoNoadj-R2832832832832591591625591FeChi20.1180.8350.8400.2620.5550.2350.2380.596FeChi2p1437.057YrChi20.000YrChi2p60.5800.00125Akerlof, G. A., 1991, Procrastination and obedience, The American Economic Review, 81 (2): 1-19. Bnab
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