关于金融市场化减少消费流动性约束的实证分析(1)

摘 要：本文根据扩展的生命周期-永久收入假说以及Euler方程建立模型，对中国大陆31个省市自治区1979-2004年的整体情况和东、中、西部的区域情况进行GLS面板数据分析，结果表明，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，释放了消费需求。从国际比较上看，金融市场化还能进一步释放消费需求。从地区比较上看，金融市场化减少消费流动性约束的作用在经济相对发达的东部和中部地区更为显著。

　　关键词：金融市场化；消费需求；流动性约束；过度敏感
　　
　　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”（excessive sensitivity）。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（constant relative risk aversion），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。