金融发展与居民消费_基于1997_2007年中国省际面板数据的实证分析.pdf
2010年10月 第26卷 第5期消费经济CONSUMERECONOM I CSOct.2010Vo1.26No.5收稿日期:2010206201基金项目:国家社会科学基金青年项目(08CJL007);西南财经大学“211工程”三期建设项目作者简介:毛中根(1975-),男,湖南邵阳人,经济学博士,西南财经大学工商管理学院副教授;洪 涛(1977-),男,黑龙江双城人,经济学博士,哈尔滨工业大学经济与管理学院副教授。金融发展与居民消费:基于1997-2007年中国省际面板数据的实证分析 毛中根1 洪 涛2(11西南财经大学 工商管理学院,成都610074;21哈尔滨工业大学 经济与管理学院,哈尔滨150001)摘 要:在理论分析基础上,基于中国31个省(市、区)1997-2007年相关数据,运用面板数据的变截据和变系数相关模型对金融发展的居民消费增长效应进行计量检验。结果表明:在全国层面上,不论是随机效应模型,还是随机系数模型,金融发展的系数均为正数,且均在1%的水平上显著,表明金融发展对居民消费增长具有正向促进作用;在省(市、区)层面上,各地区金融发展的系数均大于零,但区域间存在显著差异。因此,应加快金融发展进程,并调整金融发展的内部结构、城乡结构和地区结构。关键词:金融发展;居民消费;面板数据模型中图分类号:F830 文献标识码:A文章编号:1007-5682(2010)05-0036-05 一、引言中国的低消费率与美国的高消费率形成了鲜明对比:2008年,中国的居民消费率为3513%,美国的居民消费率为7011%,后者几乎是前者的2倍。究其原因,除了经济结构、经济发展阶段、社会保障水平差异以及文化差异等比较被认可的因素外,金融发达与否是其一个重要因素。根据消费经济学理论,研究居民消费问题,必须重点关注的无疑是居民收入增长,但金融发展滞后对居民消费的抑制也不可忽视。2003年,中国人民银行货币政策司发布的 中国消费信贷发展报告 指出:根据典型调查推算,1元消费信贷,可以带动115元的商品消费。计算发现,1990-2008年间中国金融发展指数与全国社会商品零售总额两者的相关系数为0187,即高度正相关。换言之,金融发展有可能促进中国居民消费增长。Mckinnon1和Shaw2认为金融抑制是整个发展中国家金融体制的基本特征,这必定导致需求抑制型信贷配给的存在。就是说,在优先发展工业的追赶战略下,消费领域势必受到抑制。与收入决定消费理论相反,Morgan等3提出了消费决策影响收入理论。消费决策之所以能够影响收入,主要是因为金融的发展,使消费者可以在没有现期收入或收入不足时以借贷的方式进行消费。Flavin4指出,当消费者的现期收入不足以满足自身现期消费需求时,如果不能从信贷市场借到钱,他们就只能依据当前收入来决定当前消费支出,即流动性约束导致消费对即期收入具有过度敏感性。Jappell和Pagano5 等发现,金融欠发达地区的信贷约束更为严重,消费者对即期消费更为敏感,而金融发展让那些受到流动性约束的消费者可以方便地利用资本市场实现消费的跨期平滑,因而现期收入与消费之间的关系被削弱;同时,金融发展导致竞争加剧,降低金融中介成本,使消费者相对容易获得消费信贷,进而释放出被压抑的消费需求。Romer6 指出,消费者一旦预期到未来可能面临流动性约束,当期消费就会下降,因为流动性约束下的消费者似乎更愿意增加储蓄,以预防未来可能发生的流动性不足。此外,金融发展对63消费的作用还可能体现在消费者对利率更为敏感,Bacchetta和Gerlach7 关注了贷款利率与存款利率之差这个衡量信用紧张程度的变量,在不同国家里,这一变量总是与未来消费总额呈显著负相关。Levchenko8 指出,金融发展通过国际风险分散起到了平滑消费作用,有利于消费增长。樊纲、王小鲁9 发现以银行卡普及率为代表的金融发展对居民消费具有正向影响。叶耀明、王胜10指出,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。刘志仁、黎翠梅11 指出,长期来看,城乡金融非均衡发展对城乡实际消费差距具有正向影响。许胜利12分析了扩大消费的若干金融作用路径。楚尔鸣13认为,流动性约束是消费信贷压抑消费需求的内在原因;信用环境恶化加剧信息不对称是消费需求难以扩大的外在原因。二、理论说明从理论上看,金融发展可通过下列途径促进居民消费:(1)通过促进经济增长增加居民收入,从而促进消费。影响居民消费最根本的因素是居民收入。没有收入增长,扩大消费就成了无源之水、无本之木。金融发展有利于国民经济增长和社会财富增加以及居民收入增长,从而促进居民消费。(2)通过改善居民的预期从而促进消费。消费不仅与现期收入有关,也与其未来的收入和支出有关,消费者的现期消费与预期收入增长成正比,与预期支出成反比。换言之,预期收入和支出也是影响现期消费的重要因素。金融发展一方面通过促进经济增长进而提高居民的收入增长预期,另一方面通过完善社会保障途径,降低消费者对未来生活的担忧和支出预期,降低预防性储蓄,从而促进现期消费。(3)消费信贷通过降低流动性约束从而促进消费。流动性约束迫使消费者把储蓄当作防范未来收入下降的应对之策,这无疑将阻碍和制约居民的现期消费。金融发展的一个重要表现就是消费信贷、抵押信贷日益发达。这让消费者更容易获得消费信贷,减轻流动性约束的制约程度,从而释放出被压抑的消费需求。(4)金融发展通过降低金融中介成本从而促进消费。金融发展促进金融业竞争,势必降低家庭的金融中介成本。比如,各种新型的个人银行业务系统如AT M、POS、电话银行、网上银行和自助银行的电子化服务项目投入使用,加快了交易速度,扩展了交易的时间和空间范围。信用卡业务的推广更是方便了消费者的交易结算,也有利于消费者的跨期消费平滑。(5)金融资产的增加通过财富效应可促进消费。在金融发展进程中,股市、债市等资本市场体系逐步完善,同时,银行体系将提供更多更好的理财服务,使消费者能更好地利用资本市场实现消费的跨期平滑。在资本市场日益成熟和发达条件下,金融资产的增加,意味着居民财富的增加,而且金融资产可放大财富效应,从而刺激居民消费。不过,在分析金融发展可能促进居民消费增长的同时,也不能忽视金融发展过度可能阻碍居民消费。如果过量资金流入金融领域,将导致资产价格膨胀,甚至泡沫化。在泡沫化的资产价格与实体经济资产价值严重背离情况下,一旦外部发生负向冲击,金融资产价格泡沫可能迅速破灭,形成严重的萧条,势必对居民消费构成沉重打击。综上所述,金融发展可能促进居民消费,也可能阻碍居民消费。中国的情况到底是哪一种,尚需根据可得数据进行深入的计量检验才能做出判断。三、计量检验国际上通常采用下列两种指标来衡量金融发展水平:第一种是Goldsmith14 提出的以金融相关比率,即金融资产总量与国内生产总值之比,来衡量金融发展程度;第二种是Mckinnon1 提出的用货币存量(M2)与国民生产总值的比重作为衡量金融发展的标尺。显然,这两种指标均是从总体上来衡量金融发展程度。在考察金融发展的区域比较时,由于中国缺乏各地区金融资产和M2的统计数据,无法直接使用上述两种衡量指标。而Levine和Zervos15 也指出,M2/GDP指标既不能度量负债的来源,也不能衡量金融系统的资源配置,实际上与经济增长之间没有理论联系。另一方面,中国的金融体系一直以银行为中心,银行起着配置国家经济资源的作用16。中国的银行体系自1992年后快速发展,直到1994年宏观调控后,通过内部整顿,银行才开始从政府配置资源的工具向现代商业银行转变。1997年底消费信贷的启动,结束了银行只搞生产建设贷款的历史。2005年开始,三大国有银行相继海外上市,逐步切断与政府的天然联系,彻底走向商业化。但时至今日,中国金融结构仍然没有发生根本改变,金融资源仍主要集中在银行体系。综上所述,考虑到中国实际情况,本文选择各地73区金融机构贷款余额与总人口之比来衡量各地区的金融发展水平。从经典消费函数理论来看,无论是凯恩斯的绝对收入假说和杜森贝利的相对收入假说、弗里德曼的持久收入假说和莫迪利阿尼的生命周期假说,还是霍尔的随机游走假说和里兰德等人的预防性储蓄假说以及迪顿等人的流动性约束假说,都认为收入是消费的最根本的决定因素。本文主要考察金融发展与居民消费的关系。因此,我们构造了3个变量:金融发展、居民收入和居民消费。建立适合面板计量的模型:Cit=+Yit+Lit+it(1)其中,Cit是反映居民消费支出的指标,表示i地区第t期的消费支出水平,用城镇居民每人每年消费额来衡量;Lit是描述金融发展的指标,代表i地区第t期的金融发展水平,用各地区年末全部金融机构贷款余额/总人口来表示;Yit表示i地区第t期城镇居民人均可支配收入,用职工工资总额/总人口来表示;为随机误差项。计量检验采用年度数据,时间区间为1997-2007年,共11年。数据来源:各地区全部金融机构贷款余额引自相关年份的中国金融年鉴;职工工资总额、社会商品零售总额和人口数据均引自中经网统计数据库。利用式(1)可以从整体上对中国31个省(市、区)金融发展与居民消费、工资收入之间的关系进行简单分析,结果见表1。表131个省(市、区)居民消费与工资收入、金融发展关系的总体回归结果固定效应模型随机效应模型y11485333(0123)(6137)61969333(0123)(3102)L01019(0102)(0199)01057333(0102)(2193)36241927333(0102)(22148)42771835333(0103)(17160)R平方015315015199Haus man检验chi2=254123;Prob chi2=0100 注:(1)上标 3 3 3、3 3、3 分别表示系数估计值在1%、5%、10%的水平上显著;(2)括号中数字分别为标准误和t统计量。Hausman检验显示可以在1%的水平上拒绝随机效应模型与固定效应模型的一致性假设,固定效应模型不显著,即应该采用随机效应模型的估计结果。从全国层面来看,金融发展系数的平均值为01057。换言之,金融发展对居民消费增长具有一定的正向促进作用。然而各地经济社会条件存在巨大差异,没有先验的理由能使我们相信金融发展与居民消费在各区域表现出同样的关系。因此,还存在两个问题需利用计量经济学方法做进一步的检验:第一,金融发展是否在各省(市、区)均具有引致效应?第二,如果回答是肯定的,那么不同区域间的引致效应存在什么差异?Swamy17 提出了一个统计量F,可以用它来检验面板数据模型的系数估计值在各区域间是否相同。对于:yit=Ni=1ixit+uit(2)在零假设H0:1=2=N下,如下统计量渐进符合卡方分布:F=Ni=1(i-)xixi(i-)2i(3)其中:-3=Ni=112iXiXi-1Ni=112iXiyi(4)本文选择金融发展和居民消费两个指标,利用STATA1010进行随机系数模型估计,给出的Swamy统计量=186176。结果显示,可以在1%的水平上拒绝原假设,即存在某些区域,其金融发展和居民消费的关系与其他区域具有显著差别。全国整体的估计结果见表2,可见随机系数模型得出了与随机效应模型基本一致的结果:工资收入的提高和金融发展均对居民消费增长起到了显著的促进作用。表231个省(市、区)居民消费与工资收入、金融发展关系的总体回归结果(随机系数模型)系数Z值标准误Y119523 3 351260137L012403 3 351230105常数项1533167151430103 注:上标 3 3 3、3 3、3 分别表示系数估计值在1%、5%、10%的水平上显著。四、结果分析表1和表2分别反映了利用随机效应模型和随机系数模型计算的考察期内全国31个省(市、区)居民消费(C)与工资收入(Y)、金融发展(L)关系的总体回归结果。83(1)两个模型得出了基本一致的结论:全国各省(市、区)总体来看,金融发展和工资收入的系数全部为正数。其中,在随机效应模型中,金融发展系数的估计值为01057;在随机系数模型中,金融发展系数的估计值为0124。二者均在1%的水平上显著,说明金融发展对居民消费的增长均具有正向促进作用。表3 各省居民消费与工资、金融发展关系的随机系数模型估计结果省份系数YZ值标准误系数LZ值标准误东部地区北京014983338160106014033311890101天津1132933331200142010563311910103河北41134333617201620115533321140107辽宁117983337184012301219333101710102上海11215333413501280171033341500102江苏11976333315501560147033331870103浙江01537018501630146533331770104福建11022111301910125333321630110山东21183333412901510125033321900105广东318943338123014701515311830104海南41122333714401550101601220107中部地区山西11556333718101200121033371520103吉林3190433351990165011963321430108黑龙江218863331210401240115933321540106安徽41154333617401620128133331750108江西21766333319501700145933351490108河南319133331113801340104501800106湖北-01056-010701760134733361460108湖南01892111201080130633351750111西部地区内蒙古21396333312401740121833321180110广西21148333311901670130033331480109重庆010700108019001361233341470108四川11732333216701650136733341920107贵州116523214401680143933341880109云南-01582-016101950141633351500108西藏01505018101630139311170109陕西21663333514301490117533321830106甘肃31013333319901750138433331480111青海11042112301850130633331100110宁夏01879111201790122433321630109新疆21274333412701530111511150110 注:(1)上标 3 3 3、3 3、3 分别表示系数估计值在1%、5%、10%的水平上显著;(2)Z值为显著性统计量。表3反映了考察期内31个省(市、区)各自的居民消费(C)与工资收入(Y)、金融发展(L)关系的估计结果。(2)从省(市、区)个体层面看,除海南、河南、西藏和新疆4个省(区)的金融发展系数L没有通过显著性检验外,其余27个省(市、区)金融发展的系数全部大于0,但各省(市、区)之间相差悬殊。其中系数估计值最小的是天津,仅为01056;最大的是上海,高达0171。各省(市、区)的金融发展系数均大于0,这意味着,我国各地金融发展在一定程度上可以促进居民消费的增长。就各省(市、区)居民消费与金融发展关系而言,增长系数位居前列的是上海、广东、江苏、浙江和江西,以L系数最高的上海市为例,其金融发展每提高1个单位,能够带动居民消费增加0171个单位,约为017倍的增长效应。排位靠后的是天津市,其金融发展每提高1个单位,仅能带动居民消费增加01056个单位。(3)除湖北省和云南省之外,其他29个省(市、区)工资收入的系数均大于0,且工资收入的系数远大于金融发展的系数。但湖北省和云南省的情况应该剔除掉,因为它们均没有通过显著性检验(湖北省的P|Z|值为01941,Z值为-0107;云南省的P|Z|值为01541,Z值为-0161)。根据工资收入的系数远大于金融发展的系数的结果,我们认为这印证了“收入是影响消费的最根本的因素”。换言之,扩大居民消费的关键仍在于千方百计的提高居民的收入。(4)金融发展与居民消费关系在地区结构上表现出明显的非均衡性。在金融发展对居民消费的拉动作用上,总体来看,东部地区强于中部和西部地区,中部地区又强于西部地区。其中,西部地区的西藏和新疆两区的金融发展系数L没有通过显著性检验。图1 金融发展对居民消费影响系数的Kernel分布密度图(5)图1绘出了金融发展对居民消费影响系数在全国的Kernel分布密度图。通过观察图1,可发现Kernel分布密度图形成明显的单峰分布。这表明虽然系数估计值在各省(市、区)之间存在较大差异,然而区域间可能存在收敛趋势。大多数省(市、区)的系数估计值分布在012-0145之间。其中0145以上93的地区包括上海、江苏、浙江、广东。这些省(市)恰恰都地处中国金融最为发达的长三角地区和珠三角地区。五、对策含义为切实贯彻落实党中央、国务院“保增长、调结构、促改革、惠民生”的宏观调控政策,加大金融对促进居民消费的支持力度,促进经济平稳较快增长,2009年8月13日,中国银监会正式发布消费金融公司试点管理办法 。2010年1月6日,分别以中国银行、北京银行和成都银行作为发起人的中国首批3家消费金融公司获得中国银监会同意筹建的批复,它们将分别在上海、北京和成都三地率先试点。消费金融公司的出现是中国金融市场发展的重要一步,具有前瞻性、试探性作用。本文的研究结论支持了消费金融公司的成立有利于促进我国居民消费增长。为大规模启动国内消费市场,促进居民消费增长,增强消费对经济发展的拉动作用,在居民收入短时间内无法大幅提高的情况下,从金融发展角度出台政策(如消费金融公司)无疑是刺激居民消费增长的重要杠杆。由本文上述结果分析,可引申出以下对策含义:(1)加快金融发展速度。除了加大银行等机构的消费信贷支持以外,还需要不断的金融创新,比如消费金融公司等更多专业化金融机构的金融支持。(2)在强调金融发展速度的同时,也需注意金融结构安排。理论研究和实证分析表明,金融适度发展是经济实现最优增长的必要条件,金融抑制或金融过度均会损害经济增长,进而阻碍居民消费。因此,应加快金融体制改革,完善金融结构,提高效率。(3)调整金融支持的城乡结构和地区结构。从城乡结构来看,加快金融发展,应适当向农村倾斜,以此不断缩小城乡二元化消费现象,促进农村居民消费。从地域分布来看,加快金融发展,应适当向中西部倾斜,以此不断缩小区域经济增长和居民消费的差距。我国中西部广大地区总体上处于欠发达状态,金融支持长期不足。无论从经济协调发展来看,还是从社会公平来讲,都非常必要逐步提升中西部地区金融发展的质和量。参考文献 1 Mckinnon R1Money and Capital in Economic Development R 1Washington:Brookings lnstitution,197312 Shaw E1Financial Deepening in Economic DevelopmentM 1Ox2ford:Oxford University Press,197313 Morgan J1,H1David,J1Cohen and E1Brazer,Income andWelfarein the United States:a StudyM 1New York:McGraw-Hill,196214 FlavinM1Excess Sensitivity of Consumption to Current Income:Liq2uidity Constraints or Myopia J 1Canadian Journal of Economics,1985,18:117-13615 Jappell I1andM1Pagano,Consumption Function and CapitalMarketI mperfections:an IntertemporalComparisonJ 1American EconomicReview,1989,79:1088-110516 RomerD1AdvancedMarcroeconomicsM 1New York:TheMcGrew-Hill Companies Inc,199617 Bacchetta P1and S1Gerlach,Consumption and Credit Constraints:International EvidenceJ,Journal ofMonetary Economics1,1997,40(2):207-3818 Levchenko A1Financial Liberalization and Consumption Volatility inDevelopingCountriesR 1InternationalMonetary Fund Staff Papers,2005:237-25919樊 纲,王小鲁 1消费条件模型和各地区消费条件指数J 1经济研究,2004,(50):13-21110 叶耀明,王 胜 1关于金融市场化减少消费流动性约束的实证分析J 1财贸研究,2007,(1):80-86111 刘志仁,黎翠梅 1金融非均衡性发展与城乡居民消费差距研究J 1消费经济,2007,(6):50-53112 许胜利 1扩大消费:金融作用路径与促进策略J 1金融理论与实践,2009,(6):30-33113 楚尔鸣 1 扩大消费需求必须重视金融政策 J 1 消费经济,2009,(1):9-11114 Goldsmith R1Financial Structure and DevelopmentM 1New Ha2ven:Yale University Press,1969115 Levine R1and S1Zervos1Stock Markets,Banks,and EconomicGrowthR 1World Bank Policy Research Working Paper,1996:1690116 中国经济增长与宏观稳定课题组 1金融发展与经济增长:从动员性扩张向市场配置的转变J 1经济研究,2007,(4):4-17117 Swamy P1Statistcal Inference in Random Coefficient RegressionModelsR 1Berlin:Springer-Verlag,1971104
