韓其恒,李俊青

(1.上海財(cái)經(jīng)大學(xué) 金融學(xué)院,上海 200433；2.南開大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院,天津 300380)

一、引 言

圖1 OECD國家與新興市場國家金融自由化程度的差異

自20世紀(jì)70年代以來,經(jīng)濟(jì)全球化和金融自由化不僅改變著全球經(jīng)濟(jì)的發(fā)展模式,而且對各國政府的金融監(jiān)管政策提出了更高的要求,甚至由于金融危機(jī)的發(fā)生和蔓延,致使人們對金融創(chuàng)新也開始持一定的懷疑態(tài)度,而面對金融深化褒貶不一。如何客觀、準(zhǔn)確和清醒地認(rèn)識金融深化對發(fā)展中國家個體行為的影響,以及這些影響對其消費(fèi)、儲蓄、利率和個體福利所產(chǎn)生的沖擊,是關(guān)系到一國未來金融發(fā)展方向的重大問題。

考察20世紀(jì)90年代以來中國資本市場和經(jīng)濟(jì)發(fā)展,可以發(fā)現(xiàn)以下特征:

1.中國金融市場在不斷發(fā)展的同時,依然存在同發(fā)達(dá)國家的差距。隨著經(jīng)濟(jì)全球化和金融全球化的推進(jìn),全世界的經(jīng)濟(jì)和金融自由化的程度越來越大。Abiad、Detragiache和Tressel(2007)構(gòu)造了一個金融自由化指標(biāo),代表金融市場的發(fā)展程度,該指標(biāo)顯示新興市場國家和OECD國家(主要為發(fā)達(dá)國家)自1973年以后金融自由化的程度不斷提高,但是這兩個經(jīng)濟(jì)體之間金融自由化差距的程度在過去近30年似乎并沒有太大的變化(見圖1),說明中國金融市場的發(fā)展同發(fā)達(dá)國家相比還有一定差距。

2.中國居民較大的消費(fèi)波動。很長時間以來,發(fā)展中國家的個體要比發(fā)達(dá)國家的個體承擔(dān)更大的消費(fèi)波動,如以發(fā)展中國家非常重要的成員——中國和OECD國家的消費(fèi)波動為例(Ho等,2008；見表1),在1979-2006年間中國人均居民消費(fèi)增長波動的標(biāo)準(zhǔn)差為0.06,為同一時間段OECD國家人均居民消費(fèi)增長波動標(biāo)準(zhǔn)差0.02的3倍,即使我們將這一時間段以1992年為斷點(diǎn)分成兩段,盡管前一時段比后一時段人均收入增長的波動從0.07減少到0.05,但是兩個時間段內(nèi)中國居民人均消費(fèi)增長的波動性并無變化,一直是0.06,這說明中國居民對沖消費(fèi)波動的能力在改革開放后并無提高,相反還有所減少。

表1 中國和OECD國家消費(fèi)波動和收入波動情況比較

東亞發(fā)展中國家的消費(fèi)風(fēng)險分擔(dān)能力也是有限的,鄭海青(2008)估計(jì)在東亞國家有78%的消費(fèi)風(fēng)險沒有被平滑,在已經(jīng)平滑的22%的消費(fèi)風(fēng)險中,絕大多數(shù)(21%)的消費(fèi)風(fēng)險是由區(qū)域借貸市場平滑的,而區(qū)域資本市場在平滑中的作用不大,只有1%。在整個樣本期,東亞發(fā)展中國家的消費(fèi)平滑能力低于OECD國家和歐盟的30%-40%,更低于美國的消費(fèi)平滑能力,Asdrubali、Sorenson和Yosha(1996)認(rèn)為美國有75%的收入沖擊得到平滑。

3.中國居民的高儲蓄率。世界的居民儲蓄率自20世紀(jì)90年代以后始終維持在20%左右,其中發(fā)達(dá)國家的居民儲蓄率一直略低于20%,而新興和發(fā)展中國家的居民儲蓄率一直高于30%,中國的居民儲蓄率自20世紀(jì)90年代后一直高于30%。中國的儲蓄率2000年后一直高位運(yùn)行。Modigliani和Cao(2004)測算了中國1953-2000年中國的居民儲蓄率,發(fā)現(xiàn)中國的儲蓄率自1978年以后有了較快增長,并于1994年接近34%,與日本20世紀(jì)60年代的情況相似。在國民儲蓄率方面,Kraay(2000)研究發(fā)現(xiàn),1978-1995年中國的平均國民儲蓄率為37%,而國際平均國民儲蓄率僅為21%。Kuijs(2005)用資金流量方法測算了中國1990-2003年的國民投資和儲蓄率,發(fā)現(xiàn)中國的國民儲蓄率一直維持在40%上下,1994年和2003年國民儲蓄率更是分別高達(dá)42.7%和42.5%。

本文針對中國金融市場發(fā)展與居民消費(fèi)、儲蓄的上述特征,在無限期不確定的分析框架下,重點(diǎn)研究一國金融市場的發(fā)展對該國個體行消費(fèi)和儲蓄行為所產(chǎn)生的深遠(yuǎn)影響,同時也分析貧富差距等相關(guān)經(jīng)濟(jì)因素對個體行為及其福利的影響。這將對我們了解金融深化對個體決策行為的影響機(jī)制,幫助政府從微觀層面入手,制訂提高消費(fèi)、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的宏觀經(jīng)濟(jì)政策有所裨益。

二、文獻(xiàn)綜述

很多學(xué)者實(shí)證分析了東亞(中國)資本市場的不完全性對個體平滑消費(fèi)能力的影響,認(rèn)為在亞洲以及中國,由于資本市場的不完全性使個體在消費(fèi)風(fēng)險的分擔(dān)方面存在一定的障礙,減少了個體福利。鄭海青(2008)認(rèn)為東亞區(qū)域資本市場在平滑GDP沖擊方面的作用非常小,消費(fèi)風(fēng)險分擔(dān)程度還相當(dāng)?shù)?。Kim Soyoung、Kim Sunghyun H和Wang(2006)就東亞10國的消費(fèi)風(fēng)險分擔(dān)能力所作的研究表明,這些地區(qū)個體80%的GDP波動風(fēng)險沒有被平滑,資本市場對居民的消費(fèi)平滑作用非常小。Xu(2008)分析了中國的消費(fèi)分擔(dān)程度,表明中國跨省之間的風(fēng)險分擔(dān)能力遠(yuǎn)小于美國以及加拿大跨州之間的風(fēng)險分擔(dān)能力。相對亞洲而言,美國資本市場分擔(dān)個體消費(fèi)風(fēng)險的能力較強(qiáng)。Asdrubali、Sorensen和Yosha(1996)就認(rèn)為在1963-1990年間美國各州居民的收入波動有39%被資本市場平滑,13%被聯(lián)邦政府的稅收、轉(zhuǎn)移支付和以國家補(bǔ)助的方式進(jìn)行了平滑,23%被信貸市場平滑,剩下的只有25%的風(fēng)險未被平滑。Canova和Ravn(1996)的研究也表明,在工業(yè)化國家,由于人口、財(cái)政和貨幣沖擊造成的總量宏觀消費(fèi)風(fēng)險基本上被對沖了。他的結(jié)論與Obstfeld(1993)、Atkeson和Bayoumi(1993)、Kollmann(1996)的結(jié)論基本一致,也與Backus、Kehoe和Kydland(1992)以及 Devereux、Gregory和Smith(1992)認(rèn)為歐共體國家之間具有很高的風(fēng)險分擔(dān)能力的結(jié)論非常類似。

近年來中國高儲蓄率的問題也受到大量國內(nèi)外學(xué)者的關(guān)注。這些研究文獻(xiàn)一般把中國高儲蓄率歸因于:(1)高經(jīng)濟(jì)增長率和高人口增長率所導(dǎo)致的中國的高儲蓄率(Kraay,2000；袁志剛和宋錚,2000；Modigliani和Cao,2004；王弟海和龔六堂,2007)；(2)中國改革帶來的不確定性所導(dǎo)致的預(yù)防性儲蓄增加以及流動性約束導(dǎo)致的中國的高儲蓄率(李焰,1999；劉建國,1999；萬廣華、張茵和牛建高,2001)；(3)中國的高儲蓄率主要來源于政府和企業(yè)儲蓄的增加(任若恩和覃筱,2006；李揚(yáng)和殷劍峰,2007)。另外,還有一些學(xué)者從金融市場不發(fā)達(dá)、轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)下的勞動力轉(zhuǎn)移等角度對中國高儲蓄率進(jìn)行了研究,如齊天翔(2000)、李揚(yáng)和殷劍峰(2005)等。

但是以上分析大都是基于跨地區(qū)或跨國家數(shù)據(jù)的實(shí)證分析,很少有從個體的微觀選擇機(jī)制上進(jìn)行相關(guān)的理論分析和模擬計(jì)算,本文基于理論模型的數(shù)值模擬能更好地幫助我們了解金融深化對個體行為的影響,并由此得出比較靜態(tài)分析的相關(guān)結(jié)論。

三、基本模型

本節(jié)描述一國基本經(jīng)濟(jì)環(huán)境的設(shè)定、模型的構(gòu)造以及市場的出清條件。

1.基本環(huán)境?？紤]一個國家的經(jīng)濟(jì),其居民人數(shù)被連續(xù)統(tǒng)為1。個體進(jìn)行無限期期望效用函數(shù)的最優(yōu)化決策,即,其中E0是基于初始時刻信息的期望算子,ct為t期的消費(fèi),β為跨期折現(xiàn)因子。效用函數(shù)為CRRA效用函數(shù)相對風(fēng)險厭惡系數(shù)為σ,該函數(shù)為嚴(yán)格單調(diào)遞增凹函數(shù),并且

該國居民收入受兩種風(fēng)險的影響,即宏觀總體經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(aggregate risk)和微觀異質(zhì)個體風(fēng)險(idiosyncratic risk)。宏觀總體經(jīng)濟(jì)風(fēng)險表明一國平均收入的變化情況,微觀異質(zhì)個體風(fēng)險表明在某一宏觀總體經(jīng)濟(jì)狀態(tài)下,個人勞動收入偏離平均收入的變化情況。

(1)宏觀風(fēng)險。宏觀經(jīng)濟(jì)有兩種狀態(tài),為{g,b},用sh表示,其中g(shù)與b分別表示好的宏觀經(jīng)濟(jì)狀態(tài)和差的宏觀經(jīng)濟(jì)狀態(tài),兩種狀態(tài)下個體的平均收入為{yg,yb},用yh表示,宏觀經(jīng)濟(jì)狀態(tài)的變化遵循一階馬爾可夫過程,其轉(zhuǎn)移矩陣為2×2矩陣gh:

其中g(shù)g/b表示宏觀形勢從好狀態(tài)到壞狀態(tài)的概率,其他以此類推,并且滿足:gg/g+gg/b=1；gb/g+gb/b=1。

若該國的宏觀經(jīng)濟(jì)周期為EC,那么宏觀經(jīng)濟(jì)狀態(tài)保持不變的概率為1-2/EC(李俊青、韓其恒,2009),即gg/g=gb/b=1-2/EC。

(2)個體風(fēng)險。個體風(fēng)險與宏觀風(fēng)險相互獨(dú)立。個體風(fēng)險狀態(tài)有兩種,即{r,p},用sw表示,其中r與p分別為高勞動收入狀態(tài)和低勞動收入狀態(tài),或者是富人與窮人狀態(tài)。各有一半居民處于富人與窮人狀態(tài),即g(r)=g(p)=0.5。令Δ表示微觀經(jīng)濟(jì)狀態(tài)的波動幅度,個體在{r,p}狀態(tài)的總收入為y=yh+yw=y(1±Δ),其中yw為偏離宏觀經(jīng)濟(jì)狀態(tài)的收入。微觀經(jīng)濟(jì)狀態(tài)的變化遵循一階馬爾可夫過程,其轉(zhuǎn)移矩陣為2×2矩陣gw,即:

其中g(shù)r/p代表個體在當(dāng)期是高勞動收入狀態(tài),而在下期是低勞動收入狀態(tài)的概率,其他以此類推,并且滿足:gr/r+gr/p=1；gp/r+gp/p=1。

本文數(shù)據(jù)模擬時的微觀經(jīng)濟(jì)狀態(tài)轉(zhuǎn)移矩陣為:

綜合宏觀狀態(tài)數(shù)量和個體微觀狀態(tài)數(shù)量,個體面對的不確定性狀態(tài)個數(shù)為4,用 s=sh×sw表示。由當(dāng)期狀態(tài)s=sh×sw轉(zhuǎn)移到下期狀態(tài) s′=sh′×sw′的概率為 g(s,s′)=gh(sh,sh′)gw(sw,sw′)。(1)資產(chǎn)種類 。居民可以在t期用貨幣購買本國發(fā)行的債券,在t期購買1單位債券,在t+1期的回報為1單位貨幣。此外,居民還可以用貨幣購買依不同微觀狀態(tài)而發(fā)行的阿羅證券,如果t+1期的微觀狀態(tài)為sw′,那么在t期購買1單位t+1期微觀狀態(tài)為sw′的阿羅證券,則在t+1期的回報為1單位貨幣。(2)貨幣需求。貨幣需求采用Clower(1967)的預(yù)付金模型(Cash-in-Advance),即假設(shè)個體在購買商品時必須預(yù)先獲得足夠的貨幣。(3)貨幣政策。我們考慮一類基于產(chǎn)出的貨幣政策,即消極的貨幣政策(passive monetary policy),此時貨幣供給量是固定的,與宏觀經(jīng)濟(jì)狀態(tài)沒有關(guān)系,即M=1,M代表了該國的名義GDP(M=py),這種政策也稱為穩(wěn)定名義GDP的貨幣政策。(4)資本市場的不完全性。本文中不完全市場程度的刻畫參考了Mendoza(2009)。如果資本市場是完全的,那么對居民可以得到的可行資產(chǎn)(如各種商業(yè)保險產(chǎn)品以及政府提供的非商業(yè)性養(yǎng)老、醫(yī)療和失業(yè)保險)沒有限制,個體能夠?qū)λ形⒂^狀態(tài)風(fēng)險進(jìn)行完全的保險。然而,由于市場摩擦,每一個國家可行的資產(chǎn)集合都會受到不同程度的限制,如不同國家對外生風(fēng)險的法律核查能力不一樣,就會造成金融資產(chǎn)契約的執(zhí)行有很大不同,從而導(dǎo)致個體實(shí)際金融資產(chǎn)集合在不同國家有很大差別。非負(fù)參數(shù)Φ刻畫了一國執(zhí)行金融契約能力的程度,該值越大說明市場完全程度越高。

2.個體最優(yōu)化問題及其市場均衡條件。給定一國在兩個宏觀狀態(tài)債券的名義利率it,居民在無限期的時間內(nèi),通過選擇最優(yōu)的商品消費(fèi)數(shù)量ct,以最大化其無限期的效用:

對于t=1,2,3…,居民的交易過程及其約束條件為:

約束條件說明如下:(3a)式表示t期期末的預(yù)算約束。居民將t期的實(shí)際財(cái)富稟賦at,按照商品在t期的價格Pt兌換成貨幣M t,用來購買商品的數(shù)量為ct,債券的數(shù)量為Bt,購買在t+1期微觀經(jīng)濟(jì)狀態(tài)為sw′的阿羅證券的數(shù)量為A t(sw′),以及在t期持有至下一期的貨幣數(shù)量為mt(Hicks,1967)。其中債券的價格為1/(1+it),在任何宏觀經(jīng)濟(jì)狀態(tài)下,債券與阿羅證券之間的無套利條件要求阿羅證券的價格是g(sw′)/(1+it),g(sw′)為個體處于微觀經(jīng)濟(jì)狀態(tài)sw′的概率,其值為0.5。(3b)式表示在t+1期期初不確定狀態(tài)s′出現(xiàn)時,居民獲得上期持有的貨幣mt,勞動稟賦yt+1,t期購買的債券所獲的回報Bt,以及微觀經(jīng)濟(jì)狀態(tài)sw′出現(xiàn)時所獲得的阿羅證券的回報At(sw′),同時通過將這些資產(chǎn)兌換成貨幣Mt+1,用于在t+1期期末購買所需要的商品及債券。(3c)式表示在t期,資本市場不完全性對居民平滑微觀經(jīng)濟(jì)狀態(tài)之間的實(shí)際財(cái)富差距所造成的影響。at(s)與at(s1)表示居民在t期狀態(tài)s與最差狀態(tài)s1時的實(shí)際財(cái)富數(shù)量,y t(s)與y t(s1)表示居民在t期狀態(tài)s與最差狀態(tài)s1時的勞動收入稟賦。(3d)表示預(yù)付金約束。(3e)式表示實(shí)際財(cái)富數(shù)量、商品消費(fèi)量、貨幣供給量M t以及持有的非負(fù)貨幣數(shù)量。

3.在市場均衡時兩國市場的出清條件。一國個體在任一狀態(tài)s=sh×sw,實(shí)際財(cái)富數(shù)量為a的不變二維財(cái)富分布密度函數(shù)為D(s,a)=D(sh,sw,a)。對于t=1,2,3,…,以及任一宏觀經(jīng)濟(jì)狀態(tài)sh,D(s,a)應(yīng)當(dāng)滿足:

(6)不變二維財(cái)富分布密度函數(shù)。D(s,a)是一個不變的分布,即各期之間基于 a與狀態(tài) s=sh×sw 的個體分布函數(shù)不發(fā)生改變。D(s′,a′)=

四、數(shù)據(jù)模擬

對于上述無限期動態(tài)最優(yōu)化問題,一般沒有顯式解,經(jīng)常使用的方法為數(shù)值模擬的方法。本節(jié)我們采用楊奎斯特、薩金特(2005)的方法對該模型進(jìn)行數(shù)值分析研究,①并進(jìn)行相關(guān)的比較靜態(tài)分析,以研究不同宏觀經(jīng)濟(jì)參數(shù)對個體行為的影響。本文主要的經(jīng)濟(jì)參數(shù)參照發(fā)展中國家(如中國)進(jìn)行設(shè)置,并且主要研究資本市場完全程度等經(jīng)濟(jì)參數(shù)對利率、個體福利及消費(fèi)波動的影響。基準(zhǔn)情況的經(jīng)濟(jì)參數(shù)設(shè)定如表2所示。

表2 經(jīng)濟(jì)基準(zhǔn)參數(shù)表

(1)時間折現(xiàn)因子β對個體行為的影響。當(dāng)個體更加關(guān)注未來,即β越大的時候,窮人個體會增加當(dāng)期的儲蓄以備明天的不時之需,增加的儲蓄降低了當(dāng)期的利率。同時增加的個體儲蓄也減少了各期的福利水平和平均消費(fèi)的波動(標(biāo)準(zhǔn)差)。這說明那些為明天考慮較多的國家其利率應(yīng)該更低一些,這一點(diǎn)也符合中國利率更低的實(shí)際情況。這些情況與表3的數(shù)據(jù)完全吻合。此外,在某一固定的β值下,當(dāng)宏觀經(jīng)濟(jì)狀態(tài)好的時候,個體更傾向于增加儲蓄以預(yù)防下期可能出現(xiàn)的壞狀態(tài),這導(dǎo)致名義利率降低,同時好的宏觀經(jīng)濟(jì)狀態(tài)增加的收入也使個體的福利優(yōu)于壞狀態(tài)時的福利。

表3 不同β對個體行為的影響

(2)相對風(fēng)險厭惡系數(shù)σ對個體行為的影響。當(dāng)個體越加厭惡風(fēng)險時,個體更傾向于減少各期各狀態(tài)之間財(cái)富的波動,這激勵了個體在各宏觀經(jīng)濟(jì)狀態(tài)下增加儲蓄,由此帶來利率的降低。增加的儲蓄也更能平滑個體的自身消費(fèi),從而減少消費(fèi)波動。同時由于個體更加厭惡波動,所以最終個體的福利還是隨著σ的增加而減少了。模擬結(jié)果完全符合上述情況(見表4)。

表4 相對風(fēng)險厭惡系數(shù)σ對個體行為的影響

(3)資本市場完全程度φ對個體行為的影響。一國資本市場的完全程度會對個體行為造成很大的影響,模擬結(jié)果參見表5。當(dāng)資本市場越不完全時(即φ越小),個體很難通過資本市場平滑狀態(tài)之間的財(cái)富差距,所以個體為了對沖未來的不確定性,會增加個體的儲蓄行為,即Leland-Kimball(1968)的預(yù)防性儲蓄加大,致使利率降低。換言之,資本市場越完全利率則越低。模擬結(jié)果也證實(shí)了這些理論的推測。從表5可以看出,當(dāng)φ從0分別增加到0.5和1時,宏觀經(jīng)濟(jì)好的狀態(tài)下的利率則從0分別增加到0.0559和0.0712,宏觀經(jīng)濟(jì)壞的狀態(tài)下的利率也有類似表現(xiàn),預(yù)示著由于發(fā)達(dá)國家有更加成熟的資本市場,所以也會有更高的利率,這與McKinnon和Schnabl(2009)的實(shí)證結(jié)論一致。

表5 資本市場完全程度φ對個體行為的影響

當(dāng)資本市場的完全性不斷增加時,個體較易減少勞動收入稟賦波動所帶來的財(cái)富波動(見表5),并相應(yīng)減少個體的消費(fèi)波動,從而增加個體福利。從表5可見,隨著φ從0分別增加到0.5和1,個體在任何宏觀經(jīng)濟(jì)狀態(tài)下的消費(fèi)波動都在減少,宏觀經(jīng)濟(jì)好的狀態(tài)的平均消費(fèi)波動從0.5100迅速減少到0.2818和0.0137,而宏觀經(jīng)濟(jì)壞的狀態(tài)的平均消費(fèi)波動則從0.4941迅速減少到0.2766和0.0146,這在整體上提高了各種宏觀經(jīng)濟(jì)狀態(tài)下的個體平均福利。

隨著φ的增加,上述個體平均福利的增加本質(zhì)上是在某一宏觀經(jīng)濟(jì)狀態(tài)下,窮人和富人能夠通過更加完善的資本市場減少個體在財(cái)富上的差距,從而促使在某一宏觀經(jīng)濟(jì)狀態(tài)下的窮人和富人的消費(fèi)更加接近(見圖2和表6)。圖2刻畫了個體隨著凈資產(chǎn)的增加而不斷增加的消費(fèi),即個體的消費(fèi)函數(shù)曲線,從中可見,個體的消費(fèi)總體呈現(xiàn)出邊際消費(fèi)傾向遞減的過程,并且隨著φ的增加,窮人和富人的消費(fèi)曲線越來越接近,當(dāng)φ=1時,資本市場使窮人和富人的消費(fèi)曲線完全相等,并且這些消費(fèi)曲線表現(xiàn)得更加平緩,即消費(fèi)的財(cái)富彈性在變小。表6給出了隨著金融深化程度的增加,窮人和富人的平均消費(fèi)數(shù)據(jù),如在宏觀經(jīng)濟(jì)好的狀態(tài)下,當(dāng)φ為0時,窮人的平均消費(fèi)和富人的平均消費(fèi)分別為0.5348和1.4816；當(dāng)φ為0.5時,窮人和富人的平均消費(fèi)進(jìn)一步接近為0.7717和1.2491；當(dāng)φ為1時,窮人和富人的平均消費(fèi)則完全相等并且接近1.02；在宏觀經(jīng)濟(jì)壞的狀態(tài)下也有類似的結(jié)果。由于窮人和富人之間平均消費(fèi)差距的減少,導(dǎo)致風(fēng)險厭惡的個體隨著φ的增加,在任一宏觀經(jīng)濟(jì)狀態(tài)下,窮人和富人之間福利水平的差距在減少。

上述資本市場不發(fā)達(dá)國家表現(xiàn)的大量儲蓄(購買債券)與現(xiàn)實(shí)中國(東亞)的實(shí)際表現(xiàn)基本一致。很多學(xué)者對此進(jìn)行的實(shí)證分析也支持了我們的模擬結(jié)果,如李焰(1999)、袁志剛和宋錚(1999)、劉建國(1999)、萬廣華等(2001)、Chamon和Prasad(2008)就認(rèn)為,中國改革帶來的不確定性所導(dǎo)致的預(yù)防性儲蓄增加以及流動性約束的存在是中國高儲蓄率的重要原因。

表6 φ為0.0、0.5、1.0時好的狀態(tài)和壞的狀態(tài)下富人和窮人的平均消費(fèi)情況

圖2 資本市場完全程度φ對個體消費(fèi)水平波動的影響

(4)貧富差距Δ對個體行為的影響。這里我們討論兩國貧富差距對個體行為的影響,③即考察Δ變動對個體行為的影響,其中當(dāng)Δ=0.5時,富人的收入是窮人收入的3倍。模擬結(jié)果如表7所示。

表7 貧富差距Δ對個體行為的影響

表7顯示,當(dāng)貧富差距擴(kuò)大,即Δ增加時,一方面未來不確定性的增加,會產(chǎn)生更多的預(yù)防性儲蓄的要求,在各個宏觀經(jīng)濟(jì)狀態(tài)下,名義利率會趨于減少；另一方面不確定性的增加導(dǎo)致平均消費(fèi)波動的增加,平均福利也會趨于減少。這說明貧富差距的擴(kuò)大會增加居民的消費(fèi)波動,降低個體福利水平。在中國當(dāng)前不斷攀升的基尼系數(shù)面前,這一點(diǎn)表現(xiàn)得更加明顯。

五、結(jié)論及政策建議

本研究表明一國的資本市場發(fā)展程度對個體的行為和微觀選擇產(chǎn)生了很大的影響,從而影響利率水平的高低和個體福利的大小。即如果資本市場越不完全,個體就越會增加預(yù)防性儲蓄數(shù)量,從而降低該國的利率水平,導(dǎo)致個體消費(fèi)波動性的增加,在宏觀收入水平不變的情況下,降低了個體的總體福利水平,并且隨著個體平滑消費(fèi)能力的減弱,個體福利水平會加速下降?？梢?金融市場的不完全對我國長期的高儲蓄率和低利率產(chǎn)生了深刻影響,如果我們不增加居民面對不確定風(fēng)險時可以選擇的金融品種,不提高居民跨期轉(zhuǎn)移財(cái)富和對沖風(fēng)險的能力,那么我國的長期高儲蓄率問題很難從根本上得以解決,這將會影響我國長期的消費(fèi)增長,對我國政府現(xiàn)階段提出的改變經(jīng)濟(jì)增長方式、調(diào)整經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的長期發(fā)展戰(zhàn)略有很大的負(fù)面影響。同時貧富差距的加大也會增加個體未來收入的不確定性,促使個體增加儲蓄,導(dǎo)致利率降低、增加消費(fèi)波動并減少個體平均福利。當(dāng)前中國基尼系數(shù)已達(dá) 0.45(世行,2009),收入不平等對消費(fèi)和儲蓄的影響應(yīng)該予以充分的重視。

資本市場的不完善對于發(fā)展中國家的低收入人群影響更大,尤其對貧困人口的影響尤為明顯。各種風(fēng)險對這些人口造成了很大的影響,這些風(fēng)險有大范圍的風(fēng)險,如20世紀(jì)90年代末的金融危機(jī)、SARS病毒的傳播以及2004年的海嘯災(zāi)害,也有一些居民家庭面臨著無數(shù)的更局部化、更異質(zhì)性的風(fēng)險沖擊,如家庭主要收入者的疾病和失業(yè)、農(nóng)作物產(chǎn)量的不確定性、不利的商品價格變化以及地區(qū)性的自然災(zāi)害等。世行(2009)研究表明,在中國,隨著貧困水平的下降,風(fēng)險誘發(fā)的貧困問題相對來講更為重要。導(dǎo)致貧困的主要因素變成了各種風(fēng)險沖擊。風(fēng)險會抑制家庭消費(fèi)水平,甚至讓貧困家庭為了防止未來收入沖擊而從事預(yù)防性的儲蓄。如在中國農(nóng)村地區(qū)的人均收入低于每年888元的世行貧困線的農(nóng)戶中,有43%的農(nóng)戶進(jìn)行儲蓄,并且處于貧困線和兩倍于貧困線標(biāo)準(zhǔn)之間的低收入戶的中位儲蓄率超過了17%。由于中國低收入家庭中的高儲蓄率,從收入角度看很多接近貧困水平的家庭如果用消費(fèi)來衡量,則都屬于貧困家庭,結(jié)果導(dǎo)致消費(fèi)貧困人口數(shù)量差不多是收入貧困人口數(shù)量的2倍。因此,即便對持久貧困的人口而言,政策不但要著眼于建立起以財(cái)產(chǎn)為基礎(chǔ)的長期收入創(chuàng)造能力,而且也要為它們提供各種基本的社會保障措施,并提高資本市場的完全程度,以改善貧困人口的抗風(fēng)險能力。

所以,當(dāng)我們面對次貸危機(jī)而加強(qiáng)金融監(jiān)管時,應(yīng)該清醒地看到金融深化和金融創(chuàng)新對一國(尤其是發(fā)展中國家)微觀個體儲蓄和消費(fèi)的深刻影響；看到金融深化對個體規(guī)避風(fēng)險、提高個體福利方面的積極作用。切不可因噎廢食,而應(yīng)該繼續(xù)深化金融體制改革,進(jìn)一步改善我國的金融市場環(huán)境。

*本文得到南開大學(xué)文科科研創(chuàng)新基金項(xiàng)目(NKC07013)、上海財(cái)經(jīng)大學(xué)211項(xiàng)目以及上海財(cái)經(jīng)大學(xué)現(xiàn)代金融研究中心2010年度招標(biāo)課題的資助。

注釋:

①由于篇幅限制,個體決策模擬計(jì)算所使用的最優(yōu)化方程、整個經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的靜態(tài)均衡求解步驟以及部分參考文獻(xiàn)沒有給出,有興趣的讀者可向通訊作者李俊青(leejqdoc@163.com)索取。

②劉樹成、張平和張曉晶(2005)的研究表明,中國自1953-2007年共經(jīng)歷了9次經(jīng)濟(jì)波動。其中,1955-1976年按“谷—谷”法劃分的5輪經(jīng)濟(jì)周期的平均波長為4.2年,1976-2002年有4輪經(jīng)濟(jì)周期,平均波長約為6年,所以我們將經(jīng)濟(jì)周期確定為5年。

③自從中國改革開放以來,在中國公民的人均收入有很大提高的同時,中國收入不平等的程度也出現(xiàn)了顯著上升。根據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局農(nóng)村和城鎮(zhèn)家庭調(diào)查的全部數(shù)據(jù)得到的測算結(jié)果顯示,收入不平等的基尼系數(shù)從1981年的30.9%上升到2003年的 45.3%(世行,2009)。利用最近年份有代表性的大規(guī)模家庭水平的數(shù)據(jù),世行的研究表明,最窮的10%的人口占總體收入比例只有1.8%,而最富的10%的人口占總體收入比例達(dá)到29.9%。中國收入不平等測量數(shù)量是來自住戶自家記錄,這種方法與在大多數(shù)國家傳統(tǒng)采用的一次性調(diào)查方法相比,有可能會低估收入不平等的程度。

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