關於金融市場化減少消費流動性約束的實證分析
摘 要：本文根據擴充套件的生命週期-永久收入假說以及Euler方程建立模型，對中國大陸31個省市自治區1979-2004年的整體情況和東、中、西部的區域情況進行GLS面板資料分析，結果表明，金融市場化通過各種渠道降低了消費者面臨的流動性約束，釋放了消費需求。從國際比較上看，金融市場化還能進一步釋放消費需求。從地區比較上看，金融市場化減少消費流動性約束的作用在經濟相對發達的東部和中部地區更為顯著。?
關鍵詞：金融市場化；消費需求；流動性約束；過度敏感??
一、引言?
多年來，投資和進出口一直是我國經濟增長的主要動力，而消費的作用卻始終未能完全顯現出來。如何促進消費升級，拉動內需，保證我國經濟的長期健康穩定增長已經成為當務之急。?
國內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，很少涉及金融變數對消費的影響，區域層面的研究更是鮮見。孫家良（2003）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（2006）考察了金融發展、消費需求波動和收入水平差距之間的關係，但其研究側重於收入分配問題。申樸、劉康兵***2002***等人的研究更加全面地考慮了利率等變數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個省市自治區的消費、收入、利率以及相關的金融市場化指數資料，採用擴充套件的Euler方程以及面板資料實證方法，考察金融市場化對我國各地區消費增長的作用。?
二、模型與實證方法?
（一）Euler方程的推導?
根據LC-PIH，我們可以將消費者的跨期分配問題具體為方程（1）的最大化問題：?
E?t?∞j=0***11+δ***?jU***C?t+j***（1）?
限制條件為?
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是真實消費；W是真實工資收入；A?t是t期持有的真實資產；δ是主觀折現率；r是消費者面臨的真實利率；U（C?t）是效用函式，呈現出風險厭惡（constant relative risk aversion），比如，U***C?t***=C?1-α?t/***1-α***，其中α＞0；E?t是基於t期所有可以得到資訊的期望。方程（2）是動態預算約束，意味著每一期的財富積累與每一期的淨儲蓄相等。方程（3）是信貸約束。如果沒有受到信貸約束，在約束（2）下方程（1）最大化得到Euler條件是：?
E?t-1C?α?t=E?t-1***1+r?t1+δ***C?α?t-1（4）?
對以上方程取對數，可以將Euler方程寫為：?
E?t-1c?t=k?*+c?t-1+σE?t-1r?t（5）?
其中：c?t=lnC?t；σ＝1/α,表示期間替代彈性，需為非負；k?*是約束條件。在方程***5***的推導過程中，使用了近似估計ln［***1 + r***/***1 +δ***］ = r -δ，做法類似Campbell 和Mankiw***1989, 1991***，假設消費者是理性的，有：?
c?t=E?t-1c?t+e?t?
r?t=E?t-1r?t+v?t?
其中，e?t和v?t是白噪聲。?
（二）引入λ值和金融市場化指數的擴充套件方程?
由於LC-PIH假設所有的消費者都沒有受到信貸約束，而這一假設在現實中並不成立，所以需要進一步放寬假設。參照Jappelli和Pagano ***1989***、Campbell 和Mankiw***1989，1991***的辦法，假設部分消費者受到流動性約束，只能根據即期收入決定消費，他們的可支配收入佔可支配收入總量的比重為λ，他們的消費是c?1，該值等於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c?1t；其餘消費者是沒有受到信貸約束的，他們的比重為1－λ，消費是c?2，這部分消費者在第t期的消費就是c?2t。參照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的函式，經過變換推導，得到：
Δc?t=k+θr?t+λΔy?t+ε?t（6）?
方程中的各指標都已經取過對數，其中，ε?t是擾動項，k=***1-λ***k?*，θ＝（1－λ）σ，ε?t＝（1-λ）（e?t＋v?t）?
如果真實利率和主觀折現率都是常數，或者兩種比率之間有很好的相關性，令k′=k+θr，方程（6）可以寫成：?
Δc?t=k′+λΔy?t+ε?t（7）?
為了研究金融市場化是否導致消費發生了結構性變化，引入金融市場化指數F?t，方程（6）變為：?
Δc?t=k+***θ?0+θ?1F?t***r?t+***λ?0+λ?1F?t***Δy?t+ε?t?
將該方程展開，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代表了金融市場化之前，消費對利率的敏感程度；λ?0代表了金融市場化之前，“過度敏感”的消費者的可支配收入佔總收入的比重，如果假設“過度敏感”完全是由流動性約束造成的，那麼λ?0就是受到流動性約束的消費者的收入比重；θ?1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θ?1＞0，即方程（6）中θ值上升；λ?1代表金融市場化對流動性約束的緩解作用，當λ?1＜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（6）、（7）、（8）為基礎，使用我國大陸31個省、市、自治區的資料組成面板資料模型，並利用可行的廣義最小二乘法（GLS）估計，目的是減少由於截面資料造成的異方差影響，全過程由Eview3.1軟體實現。?
（三）資料收集與處理?
本研究使用社會消費品零售總額作為消費變數，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（2000）等使用的是不包括耐用消費品的消費數值，而Jonas（1996）則使用了多種消費統計口徑分別分析，由於我國居民消費中耐用消費品仍然佔到了很大的比重，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1979-2004年的年度資料來自歷年《中國統計年鑑》、《中國統計摘要2006》和《福建經濟與社會統計年鑑2003》，經過比較確認，統計口徑一致。方程（6）、（7）、（8）中的△c?t為取對數後的增量數值，所以，實際估計時，資料時間範圍是1980-2004年。?
收入變數採用職工工資總額指標，根據《新中國55年統計彙編1949-2004》提供的職工人數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1979年至2004年的年度資料。可以獲得的地區層面可支配收入資料都是按照農村和城鎮劃分，沒有總數值。我國的職工工資指標統計較為完整，也能夠較好地反映收入的狀況，因此沒有采用可支配收入資料，而採用職工工資總額。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。根據模型推匯出的方程實際計算中，△y?t是職工工資總額對數的變化量。?
利率變數選用金融機構人民幣一年期貸款基準利率，取自《中國統計摘要2006》，1985年、1990年等年份該利率有兩次或兩次以上調整，使用調整前後利率併除以調整次數作為年度平均利率。在方程實際計算中，使用的是利率的百分數取自然對數，比如8.64％的利率代入方程中進行運算的實際值是8.64的自然對數值。當然，消費者實際面臨的利率R可能並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（1+ψ），其中，ψ是升（貼）水的幅度（ψ≤1時，表示貼水；ψ≥1時，表示升水），但我們假設 ψ是一個常數，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F?t使用周業安、趙堅毅（2005）測算得到的資料。周業安、趙堅毅（2005）的金融市場化指數建立在黃金老（2001）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-1.04577到 2003年的1.74233，數值有正有負，而方程（8）需要藉助λ?1的正負來判斷金融市場化的作用效果，因此，1978年的自由化指數定為0，其後各年自由化指數在原先基礎上加1.04577，得到新的自由化指數時間序列，使F?t≥0。?
三、實證分析與理論解釋?
（一）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（6）、（7）、（8）的面板資料GLS估計結果如表1，原方程是包含常數項的，這裡省略常數項的估計結果。?
從表1可以看到，各模型的R平方值都超過了0.4，有顯著的統計意義，說明方程總體效果良好，DW係數也都很接近2，表明模型沒有明顯的序列相關問題。?
方程（7）假設利率不變，這一假設在我國利率並未完全市場化的背景下是有一定現實意義的，其估計結果λ代表消費對即期收入“過度敏感”的消費者的收入佔總收入的比重，該值為58％。如果認為“過度敏感”僅僅是由於流動性約束造成的，那麼該值意味著在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（6）放寬了方程（7）有關利率不變的假設，引入自變數利率r，可以發現方程（6）的R平方值與方程（7）相比並沒有明顯提高，而利率變數連10％顯著性水平的t檢驗也未能通過驗，相伴概率高達0.17，表明新加入的利率變數對消費變化的解釋力不足，支援了方程（7）的假設。而這也與方程（7）相互印證，表明“過度敏感”的消費者比重在57％～58％之間。?
方程（8）在上述方程的基礎上進一步引入了金融市場化指數，R平方值從0.48升至0.61，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。λ?0估計了金融市場化程序開始之前受到流動性約束呈現“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θ?0在小數點後三位，相伴概率高達0.52，統計上也無法通過t檢驗。在金融市場化程序開始之後，流動性約束出現下降，λ?1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”是由於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λ?1為負值，降低了“過度敏感”的消費者比重λ。θ?1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，儘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揮。?
從結果的國際比較上來看，Campbell和Mankiw ***1991***的λ值結果是，美國0.35，英國0.23，加拿大0.23，瑞典0.36；Jappelli和Pagano
***1989***計算得到的λ值是，美國0.19，日本0.35；Khayum和Baffoe?Bonnie（1994）對幾個發展中國家的估計結果比較高，肯亞0.73，牙買加0.54，菲律賓0.68。這樣的結果說明我國的消費者可能比發達國家受到了更多的金融約束，這也與我國仍然是發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。?
（二）我國大陸各區域金融市場化與流動性約束?
對區域的劃分採用國家統計局 國家統計局網站：. .stats. gov. cn/tjzs/tjcs/t20030812_97125.
htm的官方辦法，東部地區包括北京、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、直轄市；中部地區包括山西、內蒙古、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南9個省、自治區；西部地區包括四川、重慶、貴州、雲南、西藏、陝西、甘肅、寧夏、青海、新疆10個省、自治區、直轄市。對各區域的面板資料模型估計結果如表2。?
從表2可以看到，各地區模型的R平方值都超過了0.4，有顯著的統計意義，DW係數也都很接近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後，各地區模型的R值都能上升0.1左右，解釋力顯著提高；各地區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，無法通過統計檢驗；此外，各地區的λ?1都為負值，θ?1都為正值，充分體現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的共性。?
具體來看，金融市場化的作用在東部和中部地區更為顯著，λ?1都幾乎達到了-0.32，而西部地區的λ?1值則不到-0.2，西部地區的θ?1值也明顯低於東部和中部地區，也無法通過10％置信度的顯著性檢驗，說明西部地區相對落後的經濟金融背景在一定程度上限制了金融市場化作用的發揮，這也提醒我們，金融市場化作用的充分發揮需要相對發達的經濟基礎，其作用的發揮不是孤立的，而是存在於經濟金融蓬勃發展的大背景之中的。?
表2中有一個現象值得注意，代表“過度敏感”消費者比重初始值的λ?0值最高的竟然是東部地區，達到了95％，其次是中部地區的91.6％，最後才是西部地區，只有74.8％；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，那麼經濟金融最為發達的東部地區的流動性約束狀況應該不會明顯高於相對落後的西部。造成這種情況的原因可能正如Shea（1995）指出的，造成消費者“過度敏感”的原因是多樣的，並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。
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（三）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“重工業優先”的趕超戰略。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，個人或者體制外的企業極少有機會獲得融資，居民根本無法獲得足夠的流動性支援來進行消費。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，根據以上測算，在1980年前後，佔收入總比重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，使內需增長長期落後於投資和進出口。?
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的。?
首先，金融市場化使銀行業競爭程度上升，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務系統如ATM、POS、電話銀行和自助銀行的電子化服務專案成功投入使用，加快了交易速度，擴充套件了交易的空間範圍。信用卡業務的推廣更是大大方便了居民消費時的交易結算，並使消費者能夠更方便地實現跨期消費平滑。麥肯錫中國公司2005年釋出的調查結果顯示，中國大陸發行的信用卡量已由2003年中的300萬張，增長到2005年中期的1200萬張。?
其次，在金融市場化的程序中，股市、債市等資本市場體系逐步完善，而銀行系統等提供了更多的諮詢以及理財服務，使消費者能夠更好地利用資本市場實現消費的跨期平滑，即期可支配收入與消費之間的關係被削弱了；資本市場日益規範健康，逐漸產生財富效應，也進一步支援了消費的增長。?
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。在個人消費信貸業務方面，各家商業銀行積極成立“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、教育助學貸款等多種貸款品種的貸款業務體系。據中國人民銀行統計，2004 年上半年消費信貸達17000 多億元，是1997 年的90
多倍；消費信貸佔各項貸款的比例也由不足0.3％上升到7％。?
最後，伴隨金融市場化程度的不斷提高，保險市場不斷完善，使消費者有可能利用保險產品衝減未來的不確定性風險，降低預防性儲蓄，從而有可能增加消費。?
總之，金融市場化通過方便結算、降低金融中介成本，完善資本市場的跨期消費平滑功能以及財富效應，提供更多消費信貸以及相關金融服務，降低消費風險等多條渠道降低了我國消費者面臨的流動性約束，釋放出潛在消費需求，促進了消費增長。?
四、結論與展望?
1．金融市場化通過各種渠道降低了消費者面臨的流動性約束。我國大陸31個省、市、自治區1979-2004年面板資料模型的分析結果支援了這一結論，按照收入比例估計的受到流動性約束的消費者比例從改革開放之前的90％以上穩步下降，平均水平降至57％～58％，但這與發達國家20％～30％的水平相比，還有不小差距，說明金融市場化還能夠進一步釋放消費需求。?
2．對我國東部、中部、西部地區的區域面板資料研究進一步證實了金融市場化的作用。結果還顯示，在經濟金融相對發達的東部和中部地區，金融市場化政策的消費流動性約束緩解效果更好，這說明經濟金融的良性互動能為金融市場化充分發揮功能、促進消費升級創造更好的條件。?
3．我國各地區的消費者對利率還不夠敏感，但是，伴隨著金融市場化的逐漸深入，這一情況正在發生改變。?
4．儘管消費對即期收入“過度敏感”是否完全由流動性約束造成存在些許爭論，但並不影響方程（8）對λ?1估計值的有效性，也並不妨礙我們得到金融市場化降低消費流動性約束的結論。不過，如果能夠進一步引入其它變數控制“過度敏感”與消費流動性約束之間的關係，λ值的估計會更為有效，這也構成了我們下一步的研究方向。?
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