金融市场减少消费流动范文

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一、引言

多年来，投资和进出口一直是我国经济增长的主要动力，而消费的作用却始终未能完全显现出来。如何促进消费升级，拉动内需，保证我国经济的长期健康稳定增长已经成为当务之急。

近年来，以Bayoumi（1993a,1993b）、Muellbauer和Murphy（1990）为代表的众多国外研究者通过大量的理论与实证分析，证明了金融市场化以及自由化能够促进消费增长。Levchenko（2005），Laurence、Nathalie和Isabelle（2002）也认为金融市场化通过国际风险分散达到了平滑消费的作用。这些国外研究一般是从生命周期-永久收入假说（以下简称LC-PIH）扩展衍生出来的。根据LC-PIH，在完全资本市场中，家庭消费应该遵循随机漫步理论，即未来的消费应该是不可预测的。然而，Flavin（1981）发现消费变化与即期收入的变动有显著的相关性，即所谓消费对即期收入的“过度敏感”（excessivesensitivity）。Flavin（1985）等许多研究者通过对不同国家和地区的实证分析发现，流动性约束是“过度敏感”的重要原因，当消费者的收入暂时不足以满足自身消费需求时，如果他们不能或只能较少地从信贷市场借钱平滑消费，那么他们只能量入为出，依据当前收入决定消费支出，所以消费与即期收入呈现出一定相关性。Jappelli和Pagano(1989)、Campbell和Mankiw(1991)发现金融市场欠发达地区的信贷约束更严重，消费者对即期消费更敏感，而金融市场化直接作用于受到流动性约束的消费者，使消费者能够更好地利用资本市场实现消费的跨期平滑，即期可支配收入与消费之间的关系被削弱，解决了流动性约束问题；同时，金融市场化使竞争上升，降低了金融中介成本，特别是家庭的金融中介成本，使得消费者容易获得消费信贷，从而释放出被压抑的消费需求。

诚然，正如Shea（1995）等研究者指出的，“过度敏感”问题还有可能是因为其它原因造成的，比如LC-PIH是基于理性消费者假设的，然而，消费者可能有短视行为，并常常按照经验直觉做出消费决定，无法按照LC-PIH在生命周期内实现最优配置；此外，收入的不确定性可能也使理性消费者无法对永久收入做出较为准确的判断。但是，金融市场化对于减少流动性约束，进而减少“过度敏感”的作用却是客观存在的，是可以通过实证检验的。大部分国外研究者的实证模型是基于Campbell和Mankiw（1989，1991）的方法，从LC-PIH推导出Euler方程，并假设存在两种消费者：一部分消费者受到流动性约束，只能根据即期收入决定消费，他们的可支配收入占可支配收入总量的比重为λ；与之对应，没有受到流动性约束的消费者的可支配收入比重为1－λ。λ的值可以通过扩展的Euler方程估计。如果金融市场化使λ值出现下降，意味着“过度敏感”问题得到显著缓解，反映了流动性约束的减轻，也即潜在消费需求的释放。Fissel和Jappelli(1990)对美国的研究，Maria和Geoffrey（2001）对英国的研究等都采用了类似的方法，证明金融市场化缓解了流动性约束，进而促进了消费增长。金融市场化对消费的作用还可能体现在消费者对利率更为敏感，因此，Chan（1997）等研究者还在上述模型基础上进一步考察消费与利率之间的关系是否由于金融市场化而发生变化。

国内的相关研究主要考察消费者受流动性约束，以及相应的预防性储蓄倾向的大小，很少涉及金融变量对消费的影响，区域层面的研究更是鲜见。孙家良（2003）从金融抑制的角度分析了我国居民消费倾向较低的原因，但没有进行实证分析；贺秋硕（2006）考察了金融发展、消费需求波动和收入水平差距之间的关系，但其研究侧重于收入分配问题。申朴、刘康兵(2002)等人的研究更加全面地考虑了利率等变量对消费增长率的作用，但是在他们的模型中没有明确指出金融市场化对消费的作用。

本研究将使用1979年至2004年我国大陆31个省市自治区的消费、收入、利率以及相关的金融市场化指数数据，采用扩展的Euler方程以及面板数据实证方法，考察金融市场化对我国各地区消费增长的作用。

二、模型与实证方法

（一）Euler方程的推导

根据LC-PIH，我们可以将消费者的跨期分配问题具体为方程（1）的最大化问题：

Et∞j=0(11+δ)jU(Ct+j)（1）

限制条件为

At+j+1=(1+rt+j+1)（At+j+Wt+j-Ct+j）j=1，2，…（2）

At+j≥0,j=1,2,…（3）

其中：C是真实消费；W是真实工资收入；At是t期持有的真实资产；δ是主观折现率；r是消费者面临的真实利率；U（Ct）是效用函数，呈现出风险厌恶（constantrelativeriskaversion），比如，U(Ct)=C1-αt/(1-α)，其中α＞0；Et是基于t期所有可以得到信息的期望。方程（2）是动态预算约束，意味着每一期的财富积累与每一期的净储蓄相等。方程（3）是信贷约束。如果没有受到信贷约束，在约束（2）下方程（1）最大化得到Euler条件是：

Et-1Cαt=Et-1(1+rt1+δ)Cαt-1（4）

对以上方程取对数，可以将Euler方程写为：

Et-1ct=k*+ct-1+σEt-1rt（5）

其中：ct=lnCt；σ＝1/α,表示期间替代弹性，需为非负；k*是约束条件。在方程(5)的推导过程中，使用了近似估计ln［(1+r)/(1+δ)］=r-δ，做法类似Campbell和Mankiw(1989,1991)，假设消费者是理性的，有：

ct=Et-1ct+et

rt=Et-1rt+vt

其中，et和vt是白噪声。

（二）引入λ值和金融市场化指数的扩展方程

由于LC-PIH假设所有的消费者都没有受到信贷约束，而这一假设在现实中并不成立，所以需要进一步放宽假设。参照Jappelli和Pagano(1989)、Campbell和Mankiw(1989，1991)的办法，假设部分消费者受到流动性约束，只能根据即期收入决定消费，他们的可支配收入占可支配收入总量的比重为λ，他们的消费是c1，该值等于永久性收入的变化量，也就是该部分消费者的即期收入，这部分消费者在第t期的消费就是c1t；其余消费者是没有受到信贷约束的，他们的比重为1－λ，消费是c2，这部分消费者在第t期的消费就是c2t。参照Campbell等研究者的方法，有ct＝c1t＋c2t＝(1-α)ct+αct-1+λ(Yt-αYt-1)+εt，遵循方程（5），ct是r的函数，经过变换推导，得到：

Δct=k+θrt+λΔyt+εt（6）

方程中的各指标都已经取过对数，其中，εt是扰动项，k=(1-λ)k*，θ＝（1－λ）σ，εt＝（1-λ）（et＋vt）

如果真实利率和主观折现率都是常数，或者两种比率之间有很好的相关性，令k′=k+θr，方程（6）可以写成：

Δct=k′+λΔyt+εt（7）

为了研究金融市场化是否导致消费发生了结构性变化，引入金融市场化指数Ft，方程（6）变为：

Δct=k+(θ0+θ1Ft)rt+(λ0+λ1Ft)Δyt+εt

将该方程展开，得到方程（8）：

Δct=k+θ0rt+λ0Δyt+θ1(Ftrt)+λ1(FtΔyt)+εt（8）

在方程（8）中：θ0代表了金融市场化之前，消费对利率的敏感程度；λ0代表了金融市场化之前，“过度敏感”的消费者的可支配收入占总收入的比重，如果假设“过度敏感”完全是由流动性约束造成的，那么λ0就是受到流动性约束的消费者的收入比重；θ1代表了金融市场化对消费者行为的作用程度，如果金融市场化作用显著，消费应该对利率变动更为敏感，则θ1＞0，即方程（6）中θ值上升；λ1代表金融市场化对流动性约束的缓解作用，当λ1＜0时，表示金融市场化通过减少流动性约束降低了“过度敏感”的消费者比例，进而释放了潜在消费需求，这一结论无需假设“过度敏感”完全是由流动性约束造成的。

本研究将以方程（6）、（7）、（8）为基础，使用我国大陆31个省、市、自治区的数据组成面板数据模型，并利用可行的广义最小二乘法（GLS）估计，目的是减少由于截面数据造成的异方差影响，全过程由Eview3.1软件实现。

（三）数据收集与处理

本研究使用社会消费品零售总额作为消费变量，而不是社会商品零售总额，更贴近Euler方程的实际含义。Michael和Costas（2000）等使用的是不包括耐用消费品的消费数值，而Jonas（1996）则使用了多种消费统计口径分别分析，由于我国居民消费中耐用消费品仍然占到了很大的比重，因此，使用包括耐用消费品购买的社会消费品零售总额指标。31个省、市、自治区1979-2004年的年度数据来自历年《中国统计年鉴》、《中国统计摘要2006》和《福建经济与社会统计年鉴2003》，经过比较确认，统计口径一致。方程（6）、（7）、（8）中的△ct为取对数后的增量数值，所以，实际估计时，数据时间范围是1980-2004年。

收入变量采用职工工资总额指标，根据《新中国55年统计汇编1949-2004》提供的职工人数乘以平均货币工资计算得到，覆盖了我国大陆31个省、市、自治区1979年至2004年的年度数据。可以获得的地区层面可支配收入数据都是按照农村和城镇划分，没有总数值。我国的职工工资指标统计较为完整，也能够较好地反映收入的状况，因此没有采用可支配收入数据，而采用职工工资总额。社会消费品零售总额和职工工资总额都未进行价格平减，但两个指标所包含的价格上涨因素正好相互抵消。根据模型推导出的方程实际计算中，△yt是职工工资总额对数的变化量。

利率变量选用金融机构人民币一年期贷款基准利率，取自《中国统计摘要2006》，1985年、1990年等年份该利率有两次或两次以上调整，使用调整前后利率并除以调整次数作为年度平均利率。在方程实际计算中，使用的是利率的百分数取自然对数，比如8.64％的利率代入方程中进行运算的实际值是8.64的自然对数值。当然，消费者实际面临的利率R可能并不完全就是金融机构人民币一年期贷款基准利率r，很可能要在r的基础上有升水或贴水，即R＝r（1+ψ），其中，ψ是升（贴）水的幅度（ψ≤1时，表示贴水；ψ≥1时，表示升水），但我们假设ψ是一个常数，这样R的变动趋势就可以用r来代替了；同时，还假设同一时间全国各地消费者面临的利率是相同的。

金融市场化指数Ft使用周业安、赵坚毅（2005）测算得到的数据。周业安、赵坚毅（2005）的金融市场化指数建立在黄金老（2001）等人研究的基础上，使用因子分析法计算得到1978-2003年我国金融市场化指数时间序列，该序列很好地刻画了金融市场改革过程的波动。但是，该指标从1978年的-1.04577到2003年的1.74233，数值有正有负，而方程（8）需要借助λ1的正负来判断金融市场化的作用效果，因此，1978年的自由化指数定为0，其后各年自由化指数在原先基础上加1.04577，得到新的自由化指数时间序列，使Ft≥0。

三、实证分析与理论解释

（一）金融市场化降低我国消费流动性约束的实证分析

首先对我国大陆1979-2004年31个省市的总体情况进行计算分析，方程（6）、（7）、（8）的面板数据GLS估计结果如表1，原方程是包含常数项的，这里省略常数项的估计结果。

从表1可以看到，各模型的R平方值都超过了0.4，有显著的统计意义，说明方程总体效果良好，DW系数也都很接近2，表明模型没有明显的序列相关问题。

方程（7）假设利率不变，这一假设在我国利率并未完全市场化的背景下是有一定现实意义的，其估计结果λ代表消费对即期收入“过度敏感”的消费者的收入占总收入的比重，该值为58％。如果认为“过度敏感”仅仅是由于流动性约束造成的，那么该值意味着在1980年到2004年间，我国有58％的消费者受到流动性约束，真实消费需求遭到抑制。

方程（6）放宽了方程（7）有关利率不变的假设，引入自变量利率r，可以发现方程（6）的R平方值与方程（7）相比并没有明显提高，而利率变量连10％显著性水平的t检验也未能通过验，相伴概率高达0.17，表明新加入的利率变量对消费变化的解释力不足，支持了方程（7）的假设。而这也与方程（7）相互印证，表明“过度敏感”的消费者比重在57％～58％之间。

方程（8）在上述方程的基础上进一步引入了金融市场化指数，R平方值从0.48升至0.61，解释度大幅提升，初步表明了金融市场化对消费的重要作用。λ0估计了金融市场化进程开始之前受到流动性约束呈现“过度敏感”问题的消费者比重，这一比例高达92％，而此时消费者对利率的敏感性θ0在小数点后三位，相伴概率高达0.52，统计上也无法通过t检验。在金融市场化进程开始之后，流动性约束出现下降，λ1值为负，且通过1％显著性水平t检验，充分说明了金融市场化对流动性约束的缓解作用。因此，即使放宽“过度敏感”是由于流动性约束造成的假设，承认还有其它因素造成“过度敏感”，金融市场化降低了消费流动性约束也是可以肯定的，因为λ1为负值，降低了“过度敏感”的消费者比重λ。θ1值为正，也通过了1％显著性水平检验，表明消费者对利率更加敏感了，尽管这种进步幅度较小，却也从另一个角度印证了金融市场化作用的发挥。

从结果的国际比较上来看，Campbell和Mankiw(1991)的λ值结果是，美国0.35，英国0.23，加拿大0.23，瑞典0.36；Jappelli和Pagano(1989)计算得到的λ值是，美国0.19，日本0.35；Khayum和BaffoeBonnie（1994）对几个发展中国家的估计结果比较高，肯尼亚0.73，牙买加0.54，菲律宾0.68。这样的结果说明我国的消费者可能比发达国家受到了更多的金融约束，这也与我国仍然是发展中国家的背景相符，说明如果运作得当，金融市场化还能进一步释放消费潜力。

（二）我国大陆各区域金融市场化与流动性约束

对区域的划分采用国家统计局国家统计局网站：www../tjzs/tjcs/t20030812_97125.htm的官方办法，东部地区包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、广西、海南12个省、自治区、直辖市；中部地区包括山西、内蒙古、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南9个省、自治区；西部地区包括四川、重庆、贵州、云南、西藏、陕西、甘肃、宁夏、青海、新疆10个省、自治区、直辖市。对各区域的面板数据模型估计结果如表2。

从表2可以看到，各地区模型的R平方值都超过了0.4，有显著的统计意义，DW系数也都很接近2，表明模型没有明显的序列相关问题。在引入金融市场化指标之后，各地区模型的R值都能上升0.1左右，解释力显著提高；各地区的消费者对利率都不敏感，利率指标对模型解释的贡献率极为有限，无法通过统计检验；此外，各地区的λ1都为负值，θ1都为正值，充分体现了金融市场化对消费流动性约束的降低作用。这些都是模型显示出的各地区的共性。

具体来看，金融市场化的作用在东部和中部地区更为显著，λ1都几乎达到了-0.32，而西部地区的λ1值则不到-0.2，西部地区的θ1值也明显低于东部和中部地区，也无法通过10％置信度的显著性检验，说明西部地区相对落后的经济金融背景在一定程度上限制了金融市场化作用的发挥，这也提醒我们，金融市场化作用的充分发挥需要相对发达的经济基础，其作用的发挥不是孤立的，而是存在于经济金融蓬勃发展的大背景之中的。

表2中有一个现象值得注意，代表“过度敏感”消费者比重初始值的λ0值最高的竟然是东部地区，达到了95％，其次是中部地区的91.6％，最后才是西部地区，只有74.8％；而代表1979－2004年消费者受流动性约束平均水平的λ值也是东部最高，在64％～67％之间，而西部和中部分别只有53％～56％、47％～49％。如果认为“过度敏感”完全是由消费流动性约束造成，那么经济金融最为发达的东部地区的流动性约束状况应该不会明显高于相对落后的西部。造成这种情况的原因可能正如Shea（1995）指出的，造成消费者“过度敏感”的原因是多样的，并不仅仅只有流动性约束，但是，即使承认流动性约束只是造成“过度敏感”的部分原因，金融市场化降低流动性约束，进而降低代表“过度敏感”的λ值的推理仍然是成立的。

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（三）金融市场化促进消费升级的理论解释

建国之初，国家选择低工资、低消费换取高积累，以实现“重工业优先”的赶超战略。在这一过程中，金融机构成了国家的出纳和会计，金融资源的流向由国家控制，稀缺的金融资源往往流向国营企业，个人或者体制外的企业极少有机会获得融资，居民根本无法获得足够的流动性支持来进行消费。因此，早期国家对金融资源的行政性垄断以及金融抑制造成居民消费的流动性约束太大，根据以上测算，在1980年前后，占收入总比重92％的消费者的真实消费需求受到抑制，而改革开放至今受到流动性约束的消费者的平均比例也达到了57％～58％，这在一定程度上造成了我国居民消费倾向递减，使内需增长长期落后于投资和进出口。

当然，正如实证分析结果显示的，金融市场化使受到消费流动性约束的消费者比例逐渐下降，释放出潜在需求，促进我国消费升级，从理论上说，这种功能是通过不同渠道实现的。

首先，金融市场化使银行业竞争程度上升，降低了金融中介成本，特别是家庭的金融中介成本，各种新型的个人银行业务系统如ATM、POS、电话银行和自助银行的电子化服务项目成功投入使用，加快了交易速度，扩展了交易的空间范围。信用卡业务的推广更是大大方便了居民消费时的交易结算，并使消费者能够更方便地实现跨期消费平滑。麦肯锡中国公司2005年的调查结果显示，中国大陆发行的信用卡量已由2003年中的300万张，增长到2005年中期的1200万张。

其次，在金融市场化的进程中，股市、债市等资本市场体系逐步完善，而银行系统等提供了更多的咨询以及理财服务，使消费者能够更好地利用资本市场实现消费的跨期平滑，即期可支配收入与消费之间的关系被削弱了；资本市场日益规范健康，逐渐产生财富效应，也进一步支持了消费的增长。

再次，金融市场化又使消费者容易获得消费信贷，释放出被压抑的消费需求。在个人消费信贷业务方面，各家商业银行积极成立“零售贷款中心”、“住房按揭中心”、“汽车金融中心”等，已经初步形成了以住房按揭贷款为主体，包括汽车消费贷款、综合消费贷款、教育助学贷款等多种贷款品种的贷款业务体系。据中国人民银行统计，2004年上半年消费信贷达17000多亿元，是1997年的90多倍；消费信贷占各项贷款的比例也由不足0.3％上升到7％。

最后，伴随金融市场化程度的不断提高，保险市场不断完善，使消费者有可能利用保险产品冲减未来的不确定性风险，降低预防性储蓄，从而有可能增加消费。

总之，金融市场化通过方便结算、降低金融中介成本，完善资本市场的跨期消费平滑功能以及财富效应，提供更多消费信贷以及相关金融服务，降低消费风险等多条渠道降低了我国消费者面临的流动性约束，释放出潜在消费需求，促进了消费增长。

四、结论与展望

1．金融市场化通过各种渠道降低了消费者面临的流动性约束。我国大陆31个省、市、自治区1979-2004年面板数据模型的分析结果支持了这一结论，按照收入比例估计的受到流动性约束的消费者比例从改革开放之前的90％以上稳步下降，平均水平降至57％～58％，但这与发达国家20％～30％的水平相比，还有不小差距，说明金融市场化还能够进一步释放消费需求。

2．对我国东部、中部、西部地区的区域面板数据研究进一步证实了金融市场化的作用。结果还显示，在经济金融相对发达的东部和中部地区，金融市场化政策的消费流动性约束缓解效果更好，这说明经济金融的良性互动能为金融市场化充分发挥功能、促进消费升级创造更好的条件。

3．我国各地区的消费者对利率还不够敏感，但是，伴随着金融市场化的逐渐深入，这一情况正在发生改变。

4．尽管消费对即期收入“过度敏感”是否完全由流动性约束造成存在些许争论，但并不影响方程（8）对λ1估计值的有效性，也并不妨碍我们得到金融市场化降低消费流动性约束的结论。不过，如果能够进一步引入其它变量控制“过度敏感”与消费流动性约束之间的关系，λ值的估计会更为有效，这也构成了我们下一步的研究方向。