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流动性约束居民消费及消费信贷的计量分析
流动性约束、居民消费及消费信贷的计量分析
2006年8月
第22卷第4期
消费经济
CONSUMERECONOMICS
Aug.2006
Vo1.22No.4
流动性约束,居民消费及消费信贷的计量分析
口赵霞刘彦平
(1.中国农业大学经济管理学院,北京100083;2.中国社科院财政与贸易研究所,北京100083)
摘要:
本文利用1978—2004年我国城镇居民人均消费支出和人均可支配收入数据,对我国居民消费和流动性约束之
间的关系进行了实证研究.数据分析结果表明:
我国居民受流动性约束的程度明显偏高;而自从1999年我国大力发展居民个
人消费信贷业以来,消费信贷的发展在一定程度上缓解了流动性约束的程度,从而促进了我国居民消费增长率的提高.
关键词:
居民消费;流动性约束;消费信贷;消费增长率
中图分类号:
F047.5;F830.5文献标识码:
A文章编号:
1007—5682(2006)o4—0079一O5
一
引言
自从理I生预期一持久收入假说(REPIH)诞生以
来,许多西方学者,如Flavin(1981)¨,DalyandHad—
iimatheou(1981)J,HallandMishkin(1982)就这
一
理论进行了实证分析,验证它的可信度和实用性.
他们的数据分析结果都毫无例外地拒绝了理性预期
一
持久收入假说的结论,均发现消费支出跟收入之
间存在着明显的正相关性,消费对收入"过度敏感".
正因为理性预期一持久收入假说跟现实情况存
在着诸多不符,经济学家们开始尝试从其它角度来
解释居民的消费行为,这样就产生了预防性储蓄理
论(PrecautionarySavingTheory)和流动性约束理论
(LiquidityConstraintTheory).理论上,这两种假说
都~月匕h14KEt好地解释理性预期一持久收入假说与现实经
济情况偏离的原因.
从目前的研究状况来看,学术界对于预防性储
蓄理论的研究并不十分成熟,不同的学者对不确定
性的理解,界定和度量方法上存在着差异.预防性
储蓄理论存在着几种不同的版本:
Lela~d(1968)
的预防性储蓄模型,Carroll(1992)结合预防性储
蓄理论和流动性假说提出的"缓冲库存储蓄模型"
等.而且国外学者在相关的实证研究中也没有找到
证明预防性储蓄重要性的有力证据.从国内的研究
状况来看,有一些学者试图运用中国的数据来验证
预防性储蓄理论的重要性.如万广华等人(2001)
在文章中部分地分析了不确定性在中国居民消费行
为演变中的作用.他们运用中国1961—1998年间
的数据证实了不确定性的增加是造成中国低消费增
长和内需不足的原因之一.臧旭恒等人(2004)运
用中国部分省区的板块数据证实了改革开放以来中
国居民消费行为受到了强烈的预防性储蓄动机的反
作用.但是由于难以构造一种既可以衡量未来收入
的主观不确定性,又与其他影响因素不相关的测量
方法,这些研究结论还是不能令人信服的.因此人
们通常将居民消费行为对理性预期一持久收入假说
的偏离,主要归因于流动性约束(欧阳俊等,
2003)引.
流动I生约束理论认为,由于信息不对称等原因,
即使在世界上最发达的金融市场上,流动性约束也
是存在的.在发展中国家,除了信贷市场的信息不
对称之外,还有其他多方面的原因造成信贷市场不
发达,流动性约束在发展中国家的金融市场上更为
严重.流动性约束理论在现实中得到了广泛应用.
国内外很多学者都利用流动性约束理论来解释现实
中的消费现象,而且将流动性约束理论与消费信贷
紧紧联系在一起,认为流动性约束在现实中的存在,
收稿日期:
2006-05-23
作者简介:
赵霞(1978一),女,博士,河北省邯郸市涉县人,特华博士后科研工作站博士后,中国农业大学经济管理学院
讲师;刘彦平(1969一),男,博士,内蒙古鄂尔多斯人,中国社科院财政与贸易研究所,助理研究员.
79
是解释强劲的消费信贷增长,预测消费增长的重要
因素.
从国外的研究来看,JapelliandPagano
(1989)发现消费信贷和消费波动相关,而Ludvig—
son(1999)L1设计了一个模型,他们运用这些理论解
释了20世纪80年代的美国放松对消费信贷市场的
管制之后的lO年里消费大幅增长的原因.
国内关于流动性约束理论的研究也进行了一些
实证和案例分析,但仍然存在一些争议.如万广华
等人(2001)的研究中,也分析了流动性约束在中
国居民消费行为演变中所起的作用.申朴等
(2003)运用1982—2000年的中国宏观经济有关
的数据,证实了我国城镇居民在面临较强的不确定
性和流动性约束的情况下,会减少当前消费,增加储
蓄,平均消费倾向会显着下降.杭斌等(2001)利
用北京市城镇居民的月度资料对流动性约束和居民
消费的关系进行了实证分析.结果表明,流动性约
束对北京市城镇居民的消费行为发生作用.但在我
国学术界也有其他不同的声音,如欧阳俊等人
(2003)认为万广华等人的研究采用了扩展敏感性
检验方法来分析我国居民流动性约束问题的方法存
在缺陷,因为"扩展敏感性检验只能说明是否存在短
视消费者,而不能确定短视消费是否有流动性约束
引起".另外,杭斌等人的实证研究只对北京市居民
的消费行为进行了验证,数据的广泛性有待于进一
步扩展.为了验证流动性约束理论对于我国居民消
费行为的解释力,应当研究:
目前我国居民消费行为
是否受到了流动性约束的影响,如果有的话,这种影
响力又多大?
本文采取了1978—2004年城镇居民
的人均消费支出和人均可支配收入的数据为依据,
对我国居民消费和流动性约束之间的关系进行实证
分析.同时也检测一下我国自从1999年大力发展
居民个人消费信贷业以来,消费信贷是否对流动性
约束起到制约作用,从而促进了我国居民消费需求
的增长.
二,理论模型
本文利用美国学者CampeUandMankiw(1989)
的模型来分析我国城镇居民的消费行为.假定经济
生活中存在着两类消费者,第一类消费者不受流动
性约束,其消费行为符合理性预期一持久收入假说,
可以表示为:
LnC=LnC一
l+e
(1)
这一公式经过变形,可化为下面的公式:
80
ALnC=e
(2)
其中,c为实际消费支出;e为白噪声.此公式
表明第一类的消费者具有前瞻性,对未来的不确定
性具有良好的预期,所以居民的收入对其消费没有
影响.ALnC.是消费增长率,公式
(2)表明消费增
长率的变化取决于新的信息.
第二类消费者完全要受到流动性约束的影响,
与第一类消费者恰恰相反,自身的收入对消费发生
了完全的影响,其消费增长率的变化完全依赖于居
民收入增长率的变化.这种消费行为类似于凯恩斯
的绝对收入假说理论.用公式可以表示为:
△LnC=△LnY(3)
假设所有消费者的总收人为Y.,第一类消费者
的收人为Y…第二类消费者的收人为Y,Y=Y
+Y:
.如果第二类消费者的所得收入占总收入比
例为,Y=kY,则Y=(1一)Y.相应地,总消
费为c,第一类消费者的消费额为c…第二类消费
者的消费额为C,C=C.+C,C=kC,则C=
(1一)c.为了把两类消费者的消费支出合并起
来,用(1一)乘以公式
(2),用乘以公式(3),两式
相加,合并同类项得出:
△LnC:
ALnY+8(4)
其中,8:
(1一)e,这是个随机误差项,服从怀
特噪音过程.公式(4)是目前国际上广泛用于研究
流动眭约束的经济计量模型.许多学者的研究
(ChenandHu,1997;LucioandTaylor,1998;eta1)
表明了值与一个国家的金融市场发育程度高度相
关,在信贷市场发达的国家或地区,值会较低,而在
信贷市场欠发达的国家或地区,值偏高.值会随
着金融自由化的逐步深化而降低.
本文利用公式(4)展开分析.研究思路是引入
一
个虚拟变量d.,在1999年以前,我国没有大力开
展个人信贷业务,d.=0;1999年之后,我国政府开始
大力倡导在全国范围内开展个人信贷业务,d.=1.
通过引入这个虚拟变量不但可以研究我国的城镇居
民消费和流动性约束之问的关系,还可以用来评估
个人消费信贷对居民消费水平的影响.'
三,数据处理
本文采用了1978—2004年的城镇居民人均消
费支出和人均可支配收入数据.在进行数据分析之
前,首先对数据进行了合理处理,从这两个时问序列
中扣除掉物价变动因素,以便获取最准确的分析结
果(见表1).
表1本文的基本数据(1978—2004)
城镇居民人城镇居民人均城市居民消费价格指实际城镇居民实际城镇居民人年份
均消费支出可支配收入数(上一年为100)人均消费支出均可支配收入
1978343.4JD0o1oo.7O341.013
1979387.0o00101.9O379.784
1980452.4JD0o477.6Ooo107.5O420.8372444.279
1981456.84o0491.9O0o102.5O445.6976479.902
1982471.0o00526.6Ooo102.OO461.7647516.275
19835o5.92oo564.0o00102.oo496.OOoo552.941
1984559.44OO651.2O00102.70544.7322634.080
1985673.2O00739.1O00111.9O601.6086660.5O0
1986798.96o0899.6Ooo107.oo746.691684O.748
1987884.40oO1oo2.2oo108.8O812.8676921.140
19881103.9801181.4oo120.70914.6479978.790
19891210.95O1375.7O0116.3O1041.2301182.889
199O1278.8901510.2O01O1.3O1262.4781490.819
19911453.81O17oo.6oo105.101383.2641618.078
19921671.7302026.6oo108.601539.3461866.114
1993211O.8102577.4oo116.1O1818.O962219.983
19942851.34|D3496.2oo125.oo2281.0722796.960
19953537.5704283.O00116.8O3028.7413666.952
19963919.4704838.9oo108.8O3602.4544447.518
19974185.64O5160.300103.104o59.7875oo5.141
19984331.6105425.1oo99.404357.75757.847
19994615.9105854.O0098.7O4676.7075931.104
2O004998.O00628O.O001oo.8O4958.3336230.159
2oo153o9.0106859.6O01oo.7O5272.1o56811.917
2OO26029.8807702.80099.oo6O9O.7887780.606
2oo3651O.9408472.2oo1oo.9O6452.8648396.630
2Oo47182.1oo9421.610103.3O6952.6629120.629
数据来源:
2005年中国统计年鉴.中国统计出版社,2006.
理论模型公式(4)要求ALnC.和△L皿Y.都是平
稳的时间序列,即要求LnC.和L皿Y.同为一阶单整变
量,因此必须对有关数据进行单位根检测.在判断
变量单整的阶数时,最常用的方法是ADF检验.通
常,对变量x的ADF检验的一般方程为:
/kX.=ao+^yX.一
1+∑13i/kX.一i+11.(5)
零假设为H.:
^y=0,反之H:
^y<0.若零假设成
立则意味着x.是一阶单整变量,记为I
(1);反之,若
ADF检验结果拒绝了H.,这说明x.是一个平稳的时
间序列,记作I(0).本文对LnC.,L皿Y.,ALnC.和
△L皿Y.经过ADF检验之后,其结果如下表1.如果
^y对应的t统计值大于某个显着性水平下的临界值,
则说明变量在该显着性水平下是非平稳的;反之,^y
对应的t统计值小于某个显着性水平下的临界值,则
说明变量在该显着性水平下是平稳的.
表2ADF检验结果
变量对应的t统计值1%临界值5%临界值10%临界值变量是否平稳
LnC.一1.7415—4.
4415—3.6330—3.2535否
ZXLnC.一2.2742—3.7497—2.9969—2.
6381在10%水平下稳定
LnYt一2.0552—4.3942—3.6118—3.2418否
△LnY.一3.6436—3.7204—2.9850—2.
6318在5%水平下稳定
注:
△LnC和△LnY.为LnC.和LnY.的一阶差分;滞后长度为2.
由表2可以看出,Lnct和LnY.在1%,5%和
10%的显着性水平下都是非平稳的时间序列,它们
都是单整变量I
(1).而/kLnC.在10%的显着性水
平下为平稳的时间序列,△L皿Y.在5%的显着性水
平下为平稳的时间序列.从结果上来看,本文将要
运用的模型公式(4)对于我国的数据而言是一个有
81
效的模型,可以利用这个模型进行进一步地数据分
析.
四,数据分析
为了估计1999年以来个人消费信贷对城镇居
民消费所产生的影响,本文在模型ALnC=△hY
+8中引入了一个虚拟变量d.在1999年以前,我
国没有大力开展个人信贷业务,d=0;1999年之后,
我国政府开始大力倡导在全国范围内开展个人信贷
业务,d=1.这样模型就变形为:
ALnC=(0+1d)△LnY+£(6)
其中,=.+d,代表个人消费信贷对流
动性约束所产生的作用.公式(6)中的随机误差项
包含着与未来收入相关的新信息,这意味着8与解
释变量△LnY存在着相关性.如果本文采用最ib---
乘法(0LS)进行回归分析,8与△LnY之间的相关
性可能会导致有偏的和非一致的估算值,因而在本
文中将运用两阶段最小二乘法(2SLS)对模型进行回
归.
在回归过程中,只要△hY的滞后变量与8不
相关,一般可以使用内生变量的一期滞后变量作为
工具变量.但是,"这一方法要求数据的收集周期与
居民的决策周期相同.遗憾的是,本研究所采取的
数据均为年度值,而居民的消费决策可能会更频繁,
如每周,日,甚至是连续变化的.因此,我们所得到
的只是一变动非常频繁的过程所产生的一系列数据
的平均值".本文采用Cambell和Mankiw(1989)的
方法,将内生变量滞后两期到三期作为其工具变量.
为了找到合适的工具变量,本文测试了6组工具变
量,经过反复比较,最终把△hY和△hlY确定
为△hlY.的工具变量.经过数据分析之后,得出如
下的方程式(其详细分析结果见下表3).
ALnC=(0.9959-0.2897d)△hlY+8,(7)
其中,当d=0时,1978≤t<1999;当d=1时,
1999≤t≤2004
表3采用工具变量法数据估算结果
分析方法0l
两阶段最小二乘法0.9959}}}一0.2897
(2SI_S)(10.8460)(一0.6587)
表中,参数估计值下面括号中的数字是t统计值,
为1%显着性水平下的显着,为5%显着性水平下的显
着,为10%显着性水平下的显着.
利用两阶段最小二乘法的估算结果具有两点重
要的含义:
第一是通过计算=X04-kldt,可以看
出截止到2004年为止,我国城镇居民中受流动性约
束的居民消费占居民总消费的比重为70.62%(0.
9959—0.2897=0.7062).根据ChenandHu
(1997)13]所提供的数据进行比较发现,我国的这个
数字远远高于美国,英国,加拿大,日本,瑞士,意大
利,西班牙,希腊等西方发达国家的水平,与菲律宾
和肯尼亚1994年的水平不相上下(见下表4).总的
看来,越是金融市场发育程度高的国家或地区,该国
或地区居民消费受流动性约束的程度越低;反之,越
是金融市场发育程度低的国家或地区,该国家或地
区居民消费受流动性约束的程度越高.
表4世界上部分其他国家的入值
国家美国英国加拿大日本瑞士意大利西班牙希腊牙买加菲律宾肯尼亚
年份198********119891991198919891989199419941994
入值0.190.230.230.350.360.500.5O0.500.540.680.73
数据来源:
VEI—LINChenandSHENG—CHENGHU,"FinancialLiberalizationandAggregateConsumption:
theEvidencefrom
Taiwan",AppliedEconomics,1997,PP.1532.
估算结果的另一层重要含义是:
自从1999年我
国开始大力发展消费信贷以来,个人消费信贷的发
展降低了我国城镇居民所受的流动性约束程度,)L值
略有下降.这说明我国个人消费信贷的发展缓解了
城镇居民的流动性约束程度,积极地拉动了城镇居
民的消费水平.
五,结论
本文针对目前国内理论界对于流动性约束理论
对居民消费行为解释能力的争论以及自从1999年
我国大力开展消费信贷业以来,居民个人消费信贷
的发展是否促进了居民消费水平提高的疑问,通过
82
建立规范的计量经济模型,对我国城镇居民的消费
行为进行了实证分析,得出以下的结论:
第一,1978年以来,截止到2004年,我国城镇居
民中受到流动性约束影响的居民消费占到了总居民
消费的70.62%,这个数值远远高于西方发达国家的
水平.这说明了流动性约束确实影响了我国改革开
放以来城镇居民的消费行为,流动性约束抑制了我
国城镇居民的消费水平.
第二,自从1999年我国开始大力发展居民个人
消费信贷业以来,值下降了0.2897.这说明了我
国居民个人消费信贷业的发展在一定程度上降低了
城镇居民所受的流动性约束程度,从而促进了居民
消费水平的提高.相信在今后,随着我国金融市场
发育程度的深化和金融改革的不断推进,消费信贷
业的不断发展和扩张,值会进一步下降,个人消费
信贷的发展对于居民消费的积极拉动和促进作用会
进一步发挥出来.
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