摘 要：本文根據我國2005—2012年季度時間序列數據，利用基于向量自回歸模型（VAR）的協整關系分析、向量誤差修正、以及脈沖響應和方差分解等計量工具，實證分析了金融發(fā)展相關變量與我國城鎮(zhèn)居民消費結構的動態(tài)影響。研究結果表明：金融發(fā)展與消費支出存在長期穩(wěn)定關系；金融發(fā)展對基本消費支出存在著反向調整機制，而對服務性消費不存在；金融發(fā)展對消費支出的促進作用并不明顯。

關鍵詞：金融功能；金融發(fā)展；消費結構

中圖分類號：F830 文獻標識碼：A 文章編號：1003-9031（2013）11-0017-05 DOI：10.3969/j.issn.1003-9031.2013.11.04

一、問題的提出及文獻綜述

“十二五”規(guī)劃綱要明確提出要建立擴大消費需求的長效機制，把擴大消費需求作為擴大內需的戰(zhàn)略重點，通過各種戰(zhàn)略和制度改革確保增強居民消費潛力，促進消費結構升級從而實現經濟持續(xù)、快速、健康發(fā)展。因此如何充分發(fā)揮金融功能，促進消費有著重要的理論與現實意義。

金融對消費的影響從20世紀70年代以來才受到關注。自Goldsmith和McKinnon等學者提出金融深化和金融抑制理論以來，金融發(fā)展與經濟之間的關系受到廣泛的關注。麥金農認為金融發(fā)展有利于緩解信貸約束，增加居民收入，從而刺激消費。Tobin和Flavin最先提出了流動性約束問題，Zeldes（1989）、Carroll和Kimball（2001）等相繼進一步分析了流動性約束影響儲蓄和消費的原因和效果等問題[1-2]。有學者的實證卻得出相反的結論，Pereira（2003）通過分析解除消費者信貸約束對經濟發(fā)展的影響，指出消費信貸約束的解除并不能起到刺激消費的作用[3]。Rigobon and Sack（2003）發(fā)現股票投資給美國家庭帶來了相當大的財富收入，從而促進了居民消費[4]；Bram和Ludvigson（1998）得出股市繁榮會使得消費者情緒高漲在短期內會刺激消費增長的結論[5]。有些學者研究了保險對消費的影響。目前實證研究存在較大的爭議， Stephen Zelde，Jonathan Skinner、Glenn Hubbard（1995）得出養(yǎng)老保險對居民消費的促進作用十分顯著[6]。Leimer和Lesnoy （1982）認為戰(zhàn)后美國社會保障有可能促進了私人儲蓄，社會保障大幅促進消費的假說不成立[7]。

國內學者在2000年后才開始對中國金融發(fā)展和居民消費關系進行研究。葉耀明等（2007）利用我國省市面板數據進行分析得出金融市場化降低了消費者的流動性約束，從而增加消費[8]。林曉楠（2006）對中國1990—2004年消費信貸與居民消費的數據分析表明我國消費信貸對居民消費的刺激作用并不明顯[9]。毛中根等（2010）通過面板數據分析，研究結果顯示，我國金融發(fā)展對居民消費具有顯著的促進作用，且存在著區(qū)域差別。大多數學者認為我國股市財富效應難以發(fā)揮，即使存在也不明顯[10]。趙志君（2000）等認為我國股票價格難以發(fā)揮財富效應[11]。賈小玫、冉凈斐（2004）研究農村居民消費，發(fā)現農戶參加經濟合作組織或醫(yī)療保險時，就會增加即期消費[12]。王立平（2005）利用格蘭杰因果檢驗方法對我國人壽保險與城鎮(zhèn)居民消費需求的關系進行了分析，研究結果顯示，我國的人壽保險未能起到促進居民消費的作用[13]。

國內外學者的研究主要單獨針對消費信貸、股票市場、保險等對消費需求的影響進行理論探索和實證分析，對于金融發(fā)展水平的度量多是采用金融相關率或是貨幣化程度來衡量，而我國學者設計的指標多是和貸款規(guī)模和結構相關，往往忽視了金融市場的發(fā)展指標。本文將保險和證券市場發(fā)展指標納入金融發(fā)展水平指標，通過建立VAR模型分析金融發(fā)展對消費支出和消費結構的動態(tài)影響。

二、金融發(fā)展促進消費的理論分析——功能視角

美國著名金融學教授博迪和莫頓（1995）系統地提出了基于金融功能論的金融發(fā)展理論，將金融功能概括為支付清算功能、資源配置功能（資源聚集、分割及轉移）、信息提供功能、監(jiān)督及風險管理等四類功能。從這些功能上看，金融發(fā)展可以從以下渠道促進消費的增加。

（一）支付清算功能增加消費便利

支付清算是金融體系最基本的功能，為商品、勞務、資金等轉移提供支付清算服務，提高經濟體運行效率。各種現代金融工具如ATM、POS機、電話銀行、網上銀行等為居民提供支付便利的同時降低了交易費用，擴展了消費的時間和空間。信用卡業(yè)務憑借其靈活便捷的特點，已經成為消費信貸的重要形式，很好地起到了刺激消費需求的作用。

（二）間接融資功能減緩流動性約束

根據生命周期理論，個人的現期消費可以用未來的收入進行提前支付，因此可以進行借貸提前消費。金融中介機構數量及結構、消費信貸產品的種類、期限，居民獲得信貸的容易及便利程度將會影響流動性約束的強弱，一旦消費者預期到未來可能面臨流動性約束，就會降低當期消費同時以后各期的消費都將受到影響。

（三）直接融資功能增加收入及預期

莫迪利安尼提出的有關家庭消費的生命周期假說和弗里德曼提出的持久性收入假說，認為個人的消費行為不是簡單地與個人的當期收入水平有關，而取決于一個人在未來整個生命周期里的收入或“持久性收入”。金融市場發(fā)展的程度將會影響消費者投資產品的種類及收益，資產價格的上漲會導致金融資產持有者的財富增加，從而刺激消費。另一方面，金融市場的繁榮會增強消費者對未來經濟形式及自身未來收入的預期，從而增加消費支出。

（四）信息提供功能降低融資成本

金融中介和金融市場通過篩選、甄別和管理信息，能夠有效的解決信息不對稱問題，對融資者的經營情況或者行為形成約束，促使企業(yè)會更好治理公司。如果沒有金融中介和金融市場介入社會的資金融通，逆向選擇和道德風險問題將無法解決或者成本太高，可能會產生“劣幣驅逐良幣”的現象。因此，金融中介和市場發(fā)展越完善，對信息管理手段越高，融資成本越低，企業(yè)的業(yè)績越高，從而促進經濟增長，提高人民的收入，進而增加居民的消費支出。

（五）風險管理和分散功能降低不確定性

大量的經驗研究表明，未來收入的不確定性增加將使消費者減少消費而增加儲蓄。而金融產品為人們提供了分散風險和轉移風險的手段，當消費者面臨外部不確定的沖擊時，可以通過金融市場進行風險規(guī)避或者風險分散。最典型的是保險市場，居民僅需以相對小額確定保費來平滑未來不確定損失，從而降低為預防不確定性的預防性儲蓄，為居民未來消費提供長期、穩(wěn)定保障。

三、指標選擇與模型的建立

（一）模型的構建

西方傳統的消費理論視金融變量為既定的前提，忽視了金融對經濟和消費的作用，而如上分析，金融功能的發(fā)揮可以降低流動性約束，減少不確定性，或是通過增加居民財富和信息對居民消費起到直接或間接的促進作用。根據Keynes的絕對收入假設，消費是人們收入水平的函數，在此基礎上，本文加入金融發(fā)展的指標變量，采用變量自回歸模型（VAR）來研究金融發(fā)展對消費需求及結構的動態(tài)影響。

yt=A1yt-1+A2yt-2+…+Apyt-p+？著t t=1，2…T（1）

其中：yt是k維內生變量列向量，即本文要研究的所有變量，包括消費、收入和金融相關指標；P是滯后階數，T是樣本個數，？著t是k維擾動列向量。

（二）指標的選取

1. 金融發(fā)展指標

金融發(fā)展最普遍使用的指標是戈式指標，即金融相關率，用全部金融資產質量占GDP的比重，麥金農（1973）年用M2代替了金融資產質量。King和Levine（1993）設計了用于計量金融中介服務質量的四個指標[15]。我國學者多采用戈式或麥式，并結合中國的實際情況進行修改。章奇等（2004）以金融機構信貸總額占GDP的比重來衡量中國的金融發(fā)展程度[16]；李國政等（2012）用農村貸款額/農村GDP來衡量農村金融的發(fā)展規(guī)模，用農村存貸比例衡量農村金融發(fā)展效率，用鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款余額占農村貸款額的比重來衡量農村金融發(fā)展結構[17]；胡邦勇等（2013）增加了農村金融的分布密度的指標[18]?？梢钥闯鑫覈鹑诎l(fā)展指標多用銀行信貸相關指標來衡量，忽視了我國金融市場的發(fā)展。

為了全面考慮銀行、證券、保險三類金融業(yè)的發(fā)展水平，衡量金融機構和金融市場的功能性，本文在King和Levine的指標基礎上，考慮中國的實際情況及數據的可獲得性，采用銀行貸款比重（Bank）、保險深度（Insur）和證券化率（Stock）三個指標來衡量中國金融發(fā)展水平。Bank為銀行人民幣貸款總額/GDP來衡量金融中介發(fā)展程度；保險深度（Insur）即保費收入占GDP的比重來衡量保險市場的發(fā)展水平；證券化率（Stock）是衡量一國證券市場發(fā)展程度的重要指標，是一國各類證券總市值與該國國內生產總值的比率，實際計算中通常用股票總市值來代表證券總市值。

2.消費需求和收入指標

中國統計年鑒中的城鎮(zhèn)居民人均消費性支出分為：食品、衣著、家庭設備用品及服務、醫(yī)療保健、交通和通信、文化娛樂服務、居住和雜項等八大類別，本文將這八類劃分為兩類：人均基本消費支出（C1）和人均服務性消費支出（C2），以期研究金融發(fā)展對消費結構影響是否存在差異。其中C1包括食品、衣著、居住、交通和通信，涵蓋了人們衣食住行的基本生活消費，C2包括家庭設備用品和服務、醫(yī)療保健、文化娛樂服務和雜項。

居民收入水平用城鎮(zhèn)居民人均可支配收入（Y）用總收入（包括財產性收入和非財產性收入）減去所得稅的余額。

（三）數據來源及處理

一般來說，建立VAR模型常采用季度數據或月度數據。如果采用年度數據，由于受到樣本長度的限制，要么選用的變量不能太多，要么滯后期不能太長，使VAR模型受限太多，不能充分體現VAR模型的特點，也不能反映一年之內的滯后影響。本文選取2005—2012年的季度數據，各指標所涉及的變量數據均來源于wind咨詢。

利用X12方法對各指標進行季節(jié)調整，消除季節(jié)要素和不規(guī)則要素的影響。人均消費支出和人均可支配收入用2004年12月為基期的居民消費物價指數進行調整，以反映實際值。為了消除時間序列的異方差，對所有指標進行對數處理。

四、計量結果及分析

（一）平穩(wěn)性檢驗

由于實踐中經濟和金融數據大多數是非平穩(wěn)時間序列，本文采用ADF單位根檢驗方法對各個變量進行平穩(wěn)性檢驗（見表1）。

由表1可知，LnC1、 LnC2、 LnY、 LnBank、 LnInsur和LnStock各變量原序列在1%和5%顯著性水平上均未拒絕有單位根的原假設，即各變量原序列為非平穩(wěn)性時間序列，其一階差分序列在1%顯著性水平下均拒絕原假設，各變量都是一階單整序列I（1）。

（二）協整檢驗

Engle和Granger（1987）提出的協整理論認為雖然有些經濟變量本身是非平穩(wěn)的，但它們的線性組合可能是平穩(wěn)的，從而可以通過進行協整檢驗來判斷各變量之間是否存在長期穩(wěn)定的關系。

本文采用基于VAR模型的Johansen協整檢驗，對滿足同階單整的各變量之間存在協整關系進行檢驗（見表2）。通過VAR模型最優(yōu)滯后的判斷，協整檢驗的滯后期為2。在選取第三種協整方程，即時間序列有確定趨勢，協整方程有截距項的基礎上得到結果表明跡統計量和最大特征根統計量均在5%的顯著性水平下拒絕了至多5個協整關系的原假設，表明金融發(fā)展各指標與消費支出之間存在協整關系。

（三）誤差修正模型

協整檢驗的結果表明，向量之間存在著穩(wěn)定的長期關系，在此基礎上估計誤差修正模型（VEC），因本文的研究目的是金融發(fā)展對消費需求的動態(tài)影響，因此在進行VEC回歸施加了變量系數的約束，僅列出消費需求的協整方程。

LnC1t=0.564Lwyt+1.2260LnBankt+0.5670LnInsurt+

0.166LnStockt-0.116（2）

LnC2t=0.652Lwyt+0.756LnBankt-0.385LnInsurt+

0.089LnStockt-0.114 （3）

上述兩個方程表明了基本消費支出和服務性支出與人均可支配收入、貸款比重、保險深度與證券市場化率之間存在長期均衡關系?；鞠M支出方程（2）顯示：城鎮(zhèn)居民基本消費收入（LnC1）彈性為0.564，即在其他條件不變的情況下，人均可支配收入每增加1個單位，人均基本消費支出平均將增加0.56個單位；金融發(fā)展指標中銀行貸款比重和證券化率對居民基本消費支出起到正向作用，當其增加1個單位時，長期人均基本消費支出分別增加1.23和0.17個單位；保險深度對居民基本消費需求具有顯著的負效應。居民服務性消費支出方程（3）顯示：人均可支配收入、銀行貸款比重和證券化率對居民服務性消費支出的增加亦都產生正的影響，各增加1個單位，服務性消費支出分別增加0.65、0.76和0.09個單位，而保險深度亦產生了負效應。保險并消除居民對未來的不確定性，保險發(fā)展未起到促進居民消費的作用，沒有起到保障功能，這一結論與王立平（2005）研究的一致。

在長期均衡的關系上，要研究變量暫時偏離均衡能否具有調整機制則需要建立VEC模型來說明短期的調整系數。表3分別列出基本消費與服務性消費的誤差修正項的系數及對應的t統計量值。

LnC1的誤差修正項系數為-0.114，且在統計上是顯著的，表明符合反向修正機制，實際值與長期均衡值發(fā)生偏離時，每期以差距的11.4%得到修正，因為本文采用的季度數據，因此大約2年的時間使得短期偏離回到長期均衡。而LnC2的誤差修正項的系數為正且統計量不顯著，表明人均可支配收入和金融發(fā)展與人均服務性消費支出不具備反向調整機制，不具備從短期偏離到長期均衡的動態(tài)調整作用。

（四）基于VAR模型的脈沖響應分析及方差分解

為了研究城鎮(zhèn)居民消費支出對金融發(fā)展相關指標沖擊的動態(tài)變化，本文分別給人均可支配收入和金融發(fā)展相關變量一個正的沖擊，采用廣義脈沖法得到基本消費需求和服務性消費需求的脈沖響應函數（見圖1和圖2）。

圖1和圖2顯示，雖然各變量的沖擊對消費支出的影響都很微弱，但人均可支配收入的沖擊的動態(tài)效應居于主導地位，基本消費支出和服務性消費支出對各個金融發(fā)展變量正的沖擊的變化軌跡大致相似，呈周期性波動，直到第13期以后才趨于收斂。證券化率的沖擊對消費支出幾乎沒有影響，表明我國證券市場并沒有發(fā)揮財富效應，這與我國股票市場規(guī)模相對較小、股票市場不完善，股票在我國居民資產中的比例較低有很大關系。

在當期給銀行貸款比重一個正向沖擊后，基本消費支出會在第4期即1年到達第一個波峰，在第8期達到第二個波峰，而服務消費支出在第4期后雖然會有所波動但基本在零值附近。整體來說銀行貸款規(guī)模的沖擊對消費需求的拉動并不明顯，這可能與銀行貸款結構不合理，我國消費信貸發(fā)展緩慢有關。當期給保險一個正向沖擊后，對消費需求會產生拉動作用，在第15期收斂于0.002附近，說明保險沖擊對消費支出具有促進作用和較長的持續(xù)效應。

為了進一步分析評價不同變量沖擊的重要性，需要進行衡量每一個結構沖擊對內生變量變化的貢獻度的方差分解（見表4和表5）。不考慮自身的貢獻率，城鎮(zhèn)居民消費支出一個標準差的變動主要受到人均可支配收入的影響，其對消費支出的影響大體呈增加趨勢。金融發(fā)展變量合計能解釋基本消費支出（LnC1）變動的11%左右，其中銀行貸款規(guī)模占6%左右，保險深度的沖擊能解釋3%左右，而證券化率的貢獻率僅為2%左右。長期均衡狀態(tài)下，金融發(fā)展變量對服務性消費支出（LnC2）變動的解釋僅為7%左右，在金融發(fā)展指標中保險深度的解釋能力最強，為4%左右，證券化率的貢獻率為2%左右，而銀行貸款規(guī)模的沖擊僅能解釋服務性消費支出變動的1%左右。金融發(fā)展對消費結構影響的差異性可從消費支出的特性看出，基本消費支出包括衣食住行，是居民生活的必需品，而服務性消費支出包括醫(yī)療保健、教育文化、文化娛樂等服務性產品。保險原理是以小額確定保費平滑未來不確定損失，可以為居民未來消費支出提供長期、穩(wěn)定的保障，而作為“非必需品”的服務性消費受其沖擊的影響必然要大。同時我們應看到居民收入對消費的影響還起到主導性的作用，我國金融功能沒有充分發(fā)揮。

五、結論及啟示

（一）結論

通過2005—2012年金融發(fā)展相關變量對我國城鎮(zhèn)居民基本消費支出和服務性支出的動態(tài)關系的實證研究，結論如下：

1.銀行貸款比重、保險深度和證券化率與居民消費支出之間存在著穩(wěn)定的長期關系；銀行貸款比重和證券化率對居民基本消費支出起到正向作用，而保險深度卻產生了負效應。

2.基本消費與金融發(fā)展之間不僅長期存在均衡關系，且在短期也存在反向調整機制；而服務性消費與金融發(fā)展不具備從短期偏離到長期均衡的動態(tài)調整關系。

3.金融發(fā)展相關變量的沖擊對服務性消費支出的影響遠低于基本消費支出水平；金融發(fā)展相關指標沖擊對基本消費支出的貢獻度依次為銀行貸款、保險深度和證券化率，不同的是對服務性支出的貢獻度卻依次為保險深度、證券化率，最后才是銀行貸款。

（二）啟示

1.增強對實體經濟的支持力度，通過健全金融機構體系和市場體系，加強金融產品和工具的創(chuàng)新，而發(fā)揮金融消除不確定性的功能，平滑居民消費，促進消費結構升級。

2.大力發(fā)展消費信貸，特別是針對服務性消費。與西方發(fā)達國家相比，我國消費信貸不僅規(guī)模占比低，而且信貸品種匱乏，不能滿足消費者需求。消費信貸創(chuàng)新應針對服務性消費支出，如家庭設備用品和服務、醫(yī)療保健、文化娛樂服務、旅游等，刺激這類消費支出。

3.增加保險市場的保障功能，引導保障型產品的創(chuàng)新，提高居民保險意識，不斷優(yōu)化保險品種，大力發(fā)展壽險、健康險、意外傷害險，為消費提供保障。

4.進一步完善證券市場，消除消費者信心的制約因素，發(fā)揮股票市場的財富效應。一是要規(guī)范市場運行機制，確保股票市場的長期穩(wěn)定，才能增強消費信心；二是要保護中小投資者的利益，確實增加金融資產回報率，提高財產性收入，刺激消費?！?/p>

（責任編輯：徐璐）

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（上接第21頁）

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