金融市場減少消費流動

金融市場減少消費流動

一、引言

多年來，投資和進出口一直是我國經(jīng)濟增長的主要動力，而消費的作用卻始終未能完全顯現(xiàn)出來。如何促進消費升級，拉動內(nèi)需，保證我國經(jīng)濟的長期健康穩(wěn)定增長已經(jīng)成為當務之急。

近年來，以Bayoumi、Muellbauer和Murphy為代表的眾多國外研究者通過大量的理論與實證分析，證明了金融市場化以及自由化能夠促進消費增長。Levchenko，Laurence、Nathalie和Isabelle也認為金融市場化通過國際風險分散達到了平滑消費的作用。這些國外研究一般是從生命周期-永久收入假說擴展衍生出來的。根據(jù)LC-PIH，在完全資本市場中，家庭消費應該遵循隨機漫步理論，即未來的消費應該是不可預測的。然而，F(xiàn)lavin發(fā)現(xiàn)消費變化與即期收入的變動有顯著的相關性，即所謂消費對即期收入的“過度敏感”。Flavin等許多研究者通過對不同國家和地區(qū)的實證分析發(fā)現(xiàn)，流動性約束是“過度敏感”的重要原因，當消費者的收入暫時不足以滿足自身消費需求時，如果他們不能或只能較少地從信貸市場借錢平滑消費，那么他們只能量入為出，依據(jù)當前收入決定消費支出，所以消費與即期收入呈現(xiàn)出一定相關性。Jappelli和Pagano、Campbell和Mankiw發(fā)現(xiàn)金融市場欠發(fā)達地區(qū)的信貸約束更嚴重，消費者對即期消費更敏感，而金融市場化直接作用于受到流動性約束的消費者，使消費者能夠更好地利用資本市場實現(xiàn)消費的跨期平滑，即期可支配收入與消費之間的關系被削弱，解決了流動性約束問題；同時，金融市場化使競爭上升，降低了金融中介成本，特別是家庭的金融中介成本，使得消費者容易獲得消費信貸，從而釋放出被壓抑的消費需求。

誠然，正如Shea等研究者指出的，“過度敏感”問題還有可能是因為其它原因造成的，比如LC-PIH是基于理性消費者假設的，然而，消費者可能有短視行為，并常常按照經(jīng)驗直覺做出消費決定，無法按照LC-PIH在生命周期內(nèi)實現(xiàn)最優(yōu)配置；此外，收入的不確定性可能也使理性消費者無法對永久收入做出較為準確的判斷。但是，金融市場化對于減少流動性約束，進而減少“過度敏感”的作用卻是客觀存在的，是可以通過實證檢驗的。大部分國外研究者的實證模型是基于Campbell和Mankiw的方法，從LC-PIH推導出Euler方程，并假設存在兩種消費者：一部分消費者受到流動性約束，只能根據(jù)即期收入決定消費，他們的可支配收入占可支配收入總量的比重為λ；與之對應，沒有受到流動性約束的消費者的可支配收入比重為1－λ。λ的值可以通過擴展的Euler方程估計。如果金融市場化使λ值出現(xiàn)下降，意味著“過度敏感”問題得到顯著緩解，反映了流動性約束的減輕，也即潛在消費需求的釋放。Fissel和Jappelli對美國的研究，Maria和Geoffrey對英國的研究等都采用了類似的方法，證明金融市場化緩解了流動性約束，進而促進了消費增長。金融市場化對消費的作用還可能體現(xiàn)在消費者對利率更為敏感，因此，Chan等研究者還在上述模型基礎上進一步考察消費與利率之間的關系是否由于金融市場化而發(fā)生變化。

國內(nèi)的相關研究主要考察消費者受流動性約束，以及相應的預防性儲蓄傾向的大小，很少涉及金融變量對消費的影響，區(qū)域?qū)用娴难芯扛酋r見。孫家良從金融抑制的角度分析了我國居民消費傾向較低的原因，但沒有進行實證分析；賀秋碩考察了金融發(fā)展、消費需求波動和收入水平差距之間的關系，但其研究側重于收入分配問題。申樸、劉康兵等人的研究更加全面地考慮了利率等變量對消費增長率的作用，但是在他們的模型中沒有明確指出金融市場化對消費的作用。

本研究將使用1979年至2004年我國大陸31個省市自治區(qū)的消費、收入、利率以及相關的金融市場化指數(shù)數(shù)據(jù)，采用擴展的Euler方程以及面板數(shù)據(jù)實證方法，考察金融市場化對我國各地區(qū)消費增長的作用。

二、模型與實證方法

Euler方程的推導

根據(jù)LC-PIH，我們可以將消費者的跨期分配問題具體為方程的最大化問題：

Et∞j=0jU

限制條件為

At+j+1=j=1，2，…

At+j≥0,j=1,2,…

其中：C是真實消費；W是真實工資收入；At是t期持有的真實資產(chǎn)；δ是主觀折現(xiàn)率；r是消費者面臨的真實利率；U是效用函數(shù)，呈現(xiàn)出風險厭惡，比如，U=C1-αt/，其中α＞0；Et是基于t期所有可以得到信息的期望。方程是動態(tài)預算約束，意味著每一期的財富積累與每一期的凈儲蓄相等。方程是信貸約束。如果沒有受到信貸約束，在約束下方程最大化得到Euler條件是：

Et-1Cαt=Et-1Cαt-1

對以上方程取對數(shù)，可以將Euler方程寫為：

Et-1ct=k*+ct-1+σEt-1rt

其中：ct=lnCt；σ＝1/α,表示期間替代彈性，需為非負；k*是約束條件。在方程的推導過程中，使用了近似估計ln［/］=r-δ，做法類似Campbell和Mankiw，假設消費者是理性的，有：

ct=Et-1ct+et

rt=Et-1rt+vt

其中，et和vt是白噪聲。

引入λ值和金融市場化指數(shù)的擴展方程

由于LC-PIH假設所有的消費者都沒有受到信貸約束，而這一假設在現(xiàn)實中并不成立，所以需要進一步放寬假設。參照Jappelli和Pagano、Campbell和Mankiw的辦法，假設部分消費者受到流動性約束，只能根據(jù)即期收入決定消費，他們的可支配收入占可支配收入總量的比重為λ，他們的消費是c1，該值等于永久性收入的變化量，也就是該部分消費者的即期收入，這部分消費者在第t期的消費就是c1t；其余消費者是沒有受到信貸約束的，他們的比重為1－λ，消費是c2，這部分消費者在第t期的消費就是c2t。參照Campbell等研究者的方法，有ct＝c1t＋c2t＝ct+αct-1+λ+εt，遵循方程，ct是r的函數(shù)，經(jīng)過變換推導，得到：

Δct=k+θrt+λΔyt+εt

方程中的各指標都已經(jīng)取過對數(shù)，其中，εt是擾動項，k=k*，θ＝σ，εt＝

如果真實利率和主觀折現(xiàn)率都是常數(shù)，或者兩種比率之間有很好的相關性，令k′=k+θr，方程可以寫成：

Δct=k′+λΔyt+εt

為了研究金融市場化是否導致消費發(fā)生了結構性變化，引入金融市場化指數(shù)Ft，方程變?yōu)椋?/p>

Δct=k+rt+Δyt+εt

將該方程展開，得到方程：

Δct=k+θ0rt+λ0Δyt+θ1+λ1+εt

在方程中：θ0代表了金融市場化之前，消費對利率的敏感程度；λ0代表了金融市場化之前，“過度敏感”的消費者的可支配收入占總收入的比重，如果假設“過度敏感”完全是由流動性約束造成的，那么λ0就是受到流動性約束的消費者的收入比重；θ1代表了金融市場化對消費者行為的作用程度，如果金融市場化作用顯著，消費應該對利率變動更為敏感，則θ1＞0，即方程中θ值上升；λ1代表金融市場化對流動性約束的緩解作用，當λ1＜0時，表示金融市場化通過減少流動性約束降低了“過度敏感”的消費者比例，進而釋放了潛在消費需求，這一結論無需假設“過度敏感”完全是由流動性約束造成的。

本研究將以方程、、為基礎，使用我國大陸31個省、市、自治區(qū)的數(shù)據(jù)組成面板數(shù)據(jù)模型，并利用可行的廣義最小二乘法估計，目的是減少由于截面數(shù)據(jù)造成的異方差影響，全過程由軟件實現(xiàn)。

數(shù)據(jù)收集與處理

本研究使用社會消費品零售總額作為消費變量，而不是社會商品零售總額，更貼近Euler方程的實際含義。Michael和Costas等使用的是不包括耐用消費品的消費數(shù)值，而Jonas則使用了多種消費統(tǒng)計口徑分別分析，由于我國居民消費中耐用消費品仍然占到了很大的比重，因此，使用包括耐用消費品購買的社會消費品零售總額指標。31個省、市、自治區(qū)1979-2004年的年度數(shù)據(jù)來自歷年《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國統(tǒng)計摘要2006》和《福建經(jīng)濟與社會統(tǒng)計年鑒2003》，經(jīng)過比較確認，統(tǒng)計口徑一致。方程、、中的△ct為取對數(shù)后的增量數(shù)值，所以，實際估計時，數(shù)據(jù)時間范圍是1980-2004年。

收入變量采用職工工資總額指標，根據(jù)《新中國55年統(tǒng)計匯編1949-2004》提供的職工人數(shù)乘以平均貨幣工資計算得到，覆蓋了我國大陸31個省、市、自治區(qū)1979年至2004年的年度數(shù)據(jù)?？梢垣@得的地區(qū)層面可支配收入數(shù)據(jù)都是按照農(nóng)村和城鎮(zhèn)劃分，沒有總數(shù)值。我國的職工工資指標統(tǒng)計較為完整，也能夠較好地反映收入的狀況，因此沒有采用可支配收入數(shù)據(jù)，而采用職工工資總額。社會消費品零售總額和職工工資總額都未進行價格平減，但兩個指標所包含的價格上漲因素正好相互抵消。根據(jù)模型推導出的方程實際計算中，△yt是職工工資總額對數(shù)的變化量。

利率變量選用金融機構人民幣一年期貸款基準利率，取自《中國統(tǒng)計摘要2006》，1985年、1990年等年份該利率有兩次或兩次以上調(diào)整，使用調(diào)整前后利率并除以調(diào)整次數(shù)作為年度平均利率。在方程實際計算中，使用的是利率的百分數(shù)取自然對數(shù)，比如％的利率代入方程中進行運算的實際值是的自然對數(shù)值。當然，消費者實際面臨的利率R可能并不完全就是金融機構人民幣一年期貸款基準利率r，很可能要在r的基礎上有升水或貼水，即R＝r，其中，ψ是升水的幅度，但我們假設ψ是一個常數(shù)，這樣R的變動趨勢就可以用r來代替了；同時，還假設同一時間全國各地消費者面臨的利率是相同的。

金融市場化指數(shù)Ft使用周業(yè)安、趙堅毅測算得到的數(shù)據(jù)。周業(yè)安、趙堅毅的金融市場化指數(shù)建立在黃金老等人研究的基礎上，使用因子分析法計算得到1978-2003年我國金融市場化指數(shù)時間序列，該序列很好地刻畫了金融市場改革過程的波動。但是，該指標從1978年的-到2003年的，數(shù)值有正有負，而方程需要借助λ1的正負來判斷金融市場化的作用效果，因此，1978年的自由化指數(shù)定為0，其后各年自由化指數(shù)在原先基礎上加，得到新的自由化指數(shù)時間序列，使Ft≥0。

三、實證分析與理論解釋

金融市場化降低我國消費流動性約束的實證分析

首先對我國大陸1979-2004年31個省市的總體情況進行計算分析，方程、、的面板數(shù)據(jù)GLS估計結果如表1，原方程是包含常數(shù)項的，這里省略常數(shù)項的估計結果。

從表1可以看到，各模型的R平方值都超過了，有顯著的統(tǒng)計意義，說明方程總體效果良好，DW系數(shù)也都很接近2，表明模型沒有明顯的序列相關問題。

方程假設利率不變，這一假設在我國利率并未完全市場化的背景下是有一定現(xiàn)實意義的，其估計結果λ代表消費對即期收入“過度敏感”的消費者的收入占總收入的比重，該值為58％。如果認為“過度敏感”僅僅是由于流動性約束造成的，那么該值意味著在1980年到2004年間，我國有58％的消費者受到流動性約束，真實消費需求遭到抑制。

方程放寬了方程有關利率不變的假設，引入自變量利率r，可以發(fā)現(xiàn)方程的R平方值與方程相比并沒有明顯提高，而利率變量連10％顯著性水平的t檢驗也未能通過驗，相伴概率高達，表明新加入的利率變量對消費變化的解釋力不足，支持了方程的假設。而這也與方程相互印證，表明“過度敏感”的消費者比重在57％～58％之間。

方程在上述方程的基礎上進一步引入了金融市場化指數(shù)，R平方值從升至，解釋度大幅提升，初步表明了金融市場化對消費的重要作用。λ0估計了金融市場化進程開始之前受到流動性約束呈現(xiàn)“過度敏感”問題的消費者比重，這一比例高達92％，而此時消費者對利率的敏感性θ0在小數(shù)點后三位，相伴概率高達，統(tǒng)計上也無法通過t檢驗。在金融市場化進程開始之后，流動性約束出現(xiàn)下降，λ1值為負，且通過1％顯著性水平t檢驗，充分說明了金融市場化對流動性約束的緩解作用。因此，即使放寬“過度敏感”是由于流動性約束造成的假設，承認還有其它因素造成“過度敏感”，金融市場化降低了消費流動性約束也是可以肯定的，因為λ1為負值，降低了“過度敏感”的消費者比重λ。θ1值為正，也通過了1％顯著性水平檢驗，表明消費者對利率更加敏感了，盡管這種進步幅度較小，卻也從另一個角度印證了金融市場化作用的發(fā)揮。

從結果的國際比較上來看，Campbell和Mankiw的λ值結果是，美國，英國，加拿大，瑞典；Jappelli和Pagano計算得到的λ值是，美國，日本；Khayum和BaffoeBonnie對幾個發(fā)展中國家的估計結果比較高，肯尼亞，牙買加，菲律賓。這樣的結果說明我國的消費者可能比發(fā)達國家受到了更多的金融約束，這也與我國仍然是發(fā)展中國家的背景相符，說明如果運作得當，金融市場化還能進一步釋放消費潛力。

我國大陸各區(qū)域金融市場化與流動性約束

對區(qū)域的劃分采用國家統(tǒng)計局國家統(tǒng)計局網(wǎng)站：//www../tjzs/tjcs/t20030812_的官方辦法，東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、廣西、海南12個省、自治區(qū)、直轄市；中部地區(qū)包括山西、內(nèi)蒙古、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南9個省、自治區(qū)；西部地區(qū)包括四川、重慶、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、寧夏、青海、新疆10個省、自治區(qū)、直轄市。對各區(qū)域的面板數(shù)據(jù)模型估計結果如表2。

從表2可以看到，各地區(qū)模型的R平方值都超過了，有顯著的統(tǒng)計意義，DW系數(shù)也都很接近2，表明模型沒有明顯的序列相關問題。在引入金融市場化指標之后，各地區(qū)模型的R值都能上升左右，解釋力顯著提高；各地區(qū)的消費者對利率都不敏感，利率指標對模型解釋的貢獻率極為有限，無法通過統(tǒng)計檢驗；此外，各地區(qū)的λ1都為負值，θ1都為正值，充分體現(xiàn)了金融市場化對消費流動性約束的降低作用。這些都是模型顯示出的各地區(qū)的共性。

具體來看，金融市場化的作用在東部和中部地區(qū)更為顯著，λ1都幾乎達到了-，而西部地區(qū)的λ1值則不到-，西部地區(qū)的θ1值也明顯低于東部和中部地區(qū)，也無法通過10％置信度的顯著性檢驗，說明西部地區(qū)相對落后的經(jīng)濟金融背景在一定程度上限制了金融市場化作用的發(fā)揮，這也提醒我們，金融市場化作用的充分發(fā)揮需要相對發(fā)達的經(jīng)濟基礎，其作用的發(fā)揮不是孤立的，而是存在于經(jīng)濟金融蓬勃發(fā)展的大背景之中的。

表2中有一個現(xiàn)象值得注意，代表“過度敏感”消費者比重初始值的λ0值最高的竟然是東部地區(qū)，達到了95％，其次是中部地區(qū)的％，最后才是西部地區(qū)，只有％；而代表1979－2004年消費者受流動性約束平均水平的λ值也是東部最高，在64％～67％之間，而西部和中部分別只有53％～56％、47％～49％。如果認為“過度敏感”完全是由消費流動性約束造成，那么經(jīng)濟金融最為發(fā)達的東部地區(qū)的流動性約束狀況應該不會明顯高于相對落后的西部。造成這種情況的原因可能正如Shea指出的，造成消費者“過度敏感”的原因是多樣的，并不僅僅只有流動性約束，但是，即使承認流動性約束只是造成“過度敏感”的部分原因，金融市場化降低流動性約束，進而降低代表“過度敏感”的λ值的推理仍然是成立的。

金融市場化促進消費升級的理論解釋

建國之初，國家選擇低工資、低消費換取高積累，以實現(xiàn)“重工業(yè)優(yōu)先”的趕超戰(zhàn)略。在這一過程中，金融機構成了國家的出納和會計，金融資源的流向由國家控制，稀缺的金融資源往往流向國營企業(yè)，個人或者體制外的企業(yè)極少有機會獲得融資，居民根本無法獲得足夠的流動性支持來進行消費。因此，早期國家對金融資源的行政性壟斷以及金融抑制造成居民消費的流動性約束太大，根據(jù)以上測算，在1980年前后，占收入總比重92％的消費者的真實消費需求受到抑制，而改革開放至今受到流動性約束的消費者的平均比例也達到了57％～58％，這在一定程度上造成了我國居民消費傾向遞減，使內(nèi)需增長長期落后于投資和進出口。

當然，正如實證分析結果顯示的，金融市場化使受到消費流動性約束的消費者比例逐漸下降，釋放出潛在需求，促進我國消費升級，從理論上說，這種功能是通過不同渠道實現(xiàn)的。

首先，金融市場化使銀行業(yè)競爭程度上升，降低了金融中介成本，特別是家庭的金融中介成本，各種新型的個人銀行業(yè)務系統(tǒng)如ATM、POS、電話銀行和自助銀行的電子化服務項目成功投入使用，加快了交易速度，擴展了交易的空間范圍。信用卡業(yè)務的推廣更是大大方便了居民消費時的交易結算，并使消費者能夠更方便地實現(xiàn)跨期消費平滑。麥肯錫中國公司2005年發(fā)布的調(diào)查結果顯示，中國大陸發(fā)行的信用卡量已由2003年中的300萬張，增長到2005年中期的1200萬張。

其次，在金融市場化的進程中，股市、債市等資本市場體系逐步完善，而銀行系統(tǒng)等提供了更多的咨詢以及理財服務，使消費者能夠更好地利用資本市場實現(xiàn)消費的跨期平滑，即期可支配收入與消費之間的關系被削弱了；資本市場日益規(guī)范健康，逐漸產(chǎn)生財富效應，也進一步支持了消費的增長。

再次，金融市場化又使消費者容易獲得消費信貸，釋放出被壓抑的消費需求。在個人消費信貸業(yè)務方面，各家商業(yè)銀行積極成立“零售貸款中心”、“住房按揭中心”、“汽車金融中心”等，已經(jīng)初步形成了以住房按揭貸款為主體，包括汽車消費貸款、綜合消費貸款、教育助學貸款等