■ 王德彬 劉 莎 裴一潼（、云南大學工商管理與旅游管理學院、云南大學數(shù)學與統(tǒng)計學院 昆明 650500）

中國金融發(fā)展與消費增長關系實證分析

■ 王德彬1劉 莎1裴一潼2（1、云南大學工商管理與旅游管理學院2、云南大學數(shù)學與統(tǒng)計學院 昆明 650500）

本文選取了2002—2012居民最終消費支出及金融發(fā)展相關指標作為樣本， 對影響消費支出的諸因素進行了多元線性回歸分析。結果顯示，經濟貨幣化程度、證券市場發(fā)達程度越高，居民最終消費支出越大，而商業(yè)銀行信貸發(fā)展程度與消費支出呈反比。此結果說明，若要通過增加消費來推動經濟增長，應發(fā)展基礎證券衍生產品、推動金融市場化。

金融發(fā)展 消費增長 回歸分析

問題的提出

改革開放以來，中國經濟經歷了一個30多年的高速增長期，取得舉世矚目的成就，長期的高速增長也隱藏了一些問題。引發(fā)了學術界的關注。

范國慶（2008）指出了我國經濟增長的拉動力及問題：投資需求、消費需求和出口需求嚴重不均衡，投資需求過熱、外貿依存度過高、國內消費需求增長緩慢。劉瑞翔、安同良（2011年）在建立模型對經濟增長動力結構進行分析的基礎上，也得出了如下結論：全球化進程對中國經濟增長的動力來源結構產生了根本性的影響，2002 年之前，對于經濟增長的重要性依次是消費、投資和出口，2002 年之后改變?yōu)槌隹?、投資和消費。

這些研究的結論隱含了以下信息：可以通過消費的增長來拉動經濟的增長。那么如何驅動消費呢？本文從金融發(fā)展這一視角，在借鑒前人研究成果的基礎上，以2002—2012年（所選時期內消費對GDP的貢獻明顯降低）的數(shù)據(jù)建立實證分析模型，對金融發(fā)展和消費增長間的關系進行分析，并給出了相關的看法。

文獻述評

從金融發(fā)展這一視角出發(fā)，進行實證分析，探究金融發(fā)展與消費增長的關系，必然涉及到以下三個問題：第一，金融發(fā)展對經濟增長的作用如何？第二，金融發(fā)展如何作用于消費進而促進經濟增長？第三，金融發(fā)展與消費增長的衡量指標是什么？將在下文得到說明。

（一）金融發(fā)展對經濟增長的作用

Levine Ross （1997）認為金融發(fā)展與經濟增長是正相關關系，金融發(fā)展對促進經濟增長具有重要作用；然而Arestic和Demetriades（1997）認為金融發(fā)展有促進經濟增長的作用，但該作用在每個國家或地區(qū)并不一樣；康繼軍，張宗益和傅蘊英（2005）研究了中國、日本、韓國這三個具有相似經濟發(fā)展歷程國家的直接金融、間接金融與增長之間的因果關系并得出結論：第一，三個國家在金融發(fā)展與經濟增長在是否存在因果關系以及因果關系的方向上均有差異；第二，由于中國金融市場的不規(guī)范與不成熟，金融市場對經濟增長的促進作用并不明顯。

由以上論述可知，金融發(fā)展是促進經濟增長的重要因素，應成為我國新的經濟增長點。那么，金融發(fā)展是如何作用于消費增長進而促進經濟增長的呢？

（二） 金融發(fā)展作用于消費增長的機理

Gelor、Zeira（1993）和Banerjee、Newman(1994)表明：金融發(fā)展將使富人和窮人間的收入差距不斷縮小，收入差距隨著金融發(fā)展水平的提高而縮?。?Greenwood和Jovanovie(1990)表示：金融發(fā)展與收入分配呈現(xiàn)倒“U”型關系。在一國金融發(fā)展過程中，基尼系數(shù)會逐漸變大，達到最大值后再變小，其后的收入分配狀況將不斷得到改善。張煥波和王錚（2007）對我國基尼系數(shù)進行了預測：最早2005年，最晚2010年，我國基尼系數(shù)開始下降。到2018年左右下降到4以下的水平。城鎮(zhèn)化速度的加快和農村人均收入水平的提高將會使基尼系數(shù)下降的更快。尹虹潘和劉姝伶（2011）通過對人口進行組群細分，得出我國基尼系數(shù)的變化趨勢：在“十五”期間，我國總體基尼系數(shù)增長較快，“十一五”期間比較平穩(wěn)。同時指出，隨著“劉易斯拐點”的到來對基尼系數(shù)的擴大會產生抑制作用，我國相關政策的效應也逐步顯現(xiàn)，有利于低收入階層。

綜合上述觀念，可以得到：基尼系數(shù)已經達到或接近倒“U”的頂端，隨著金融的進一步發(fā)展，基尼系數(shù)將逐漸變小，收入差距將逐步縮小。李軍（2003）指出：增加低收入者的收入對增加消費具有較高的效應，不同收入階層的平均消費傾向差距越大，縮小收入差距對提高消費的效果越大。因而，金融發(fā)展作用于消費增長進而拉動經濟增長的途徑可以歸納為：金融發(fā)展→收入分配縮小→低收入者邊際消費傾向提高→消費增長→經濟增長。

此外，根據(jù)弗里德曼的“持久收入假說”，消費者的消費支出不是由他的現(xiàn)期收入決定，而是由他的永久收入決定，永久收入也就是消費者可以預計到的長期收入。消費者的現(xiàn)期消費與對以后的預期收入成正比，與預期支出成反比。而金融的發(fā)展一方面為消費者的資產提供了增值保值的途徑，增加了其預期收入；另一方面，醫(yī)療保險、失業(yè)保險、工傷保險等金融工具的應用為消費者提供了更多更全面的避險方式，減少了消費者的預期支出。陳志武（2009）也提出了類似的觀點：我國已經解決了溫飽問題，未來生活安全問題成為發(fā)展的重點，養(yǎng)老、醫(yī)療、意外風險防范等所涉及到的收入、價值在不同時空間的配置問題正是金融交易的核心，所以發(fā)展金融市場，解決人民對于未來生活安全的擔憂，規(guī)避未來風險，人民才會增加消費，內需才能增長。從上述兩位學者來看，金融發(fā)展作用于消費增長進而拉動經濟增長的途徑也可以表示為：金融發(fā)展→正向預期增強→消費增加→經濟增長。

根據(jù)莫迪利安尼的“生命周期假說”和多恩布什的“流動性約束假說”，也能得出金融發(fā)展可以促進消費增長進而拉動經濟增長的結論。

遺憾的是，國外學術界對于金融發(fā)展與經濟增長間關系進行的理論分析和實證研究的成果雖然已經不少，但對于金融發(fā)展與消費增長間關系的研究還為數(shù)不多。其原因可能是國外學者的目光大多集聚在我國金融改革以及我國對于金融危機應對策略上。

在國內，主要研究的方向大多集中于經濟增長與金融發(fā)展的因果關系、各行業(yè)（如電力、能源等）消費對于經濟增長的貢獻等，而涉足金融發(fā)展作用于消費增長的實證研究極少。高霞（2013）在《經濟增長、金融深化與消費需求》一文中總結了已有的關于經濟增長、金融深化和消費需求關系的相關文獻，從理論上對經濟增長、金融深化與消費需求之間的關系進行了說明，闡述了我國居民消費的現(xiàn)狀及當前我國居民消費率偏低的原因。許勝利（2009）指出了我國在目前經濟環(huán)境下，必須依靠金融手段推動消費，進而由消費擴大來促進國民經濟的增長，并指出了我國目前的消費現(xiàn)狀、金融的作用途徑、金融支持消費的框架和邊界。

可見，國內外學者雖然得出了金融發(fā)展可以促進經濟增長這一結論，從理論上提出了金融發(fā)展對于消費增長的作用原理，但缺少針對我國現(xiàn)狀的定性分析，研究深度也有待加強。

（三）衡量金融發(fā)展的指標

雖然上文從理論上說明了金融發(fā)展和消費增長的作用機理，但為了進行回歸分析揭示金融發(fā)展與消費增長的關系并分析其原因，有必要選取一套指標。

關于金融發(fā)展的衡量指標，Goldsmith（1969）最早提出金融相關比率（Financial Interrelations Ratio,FIR）作為金融發(fā)展水平的量化指標，戈氏指標最終被簡化為FIR=金融資產總值/GDP，用于衡量某時點上一國金融工具的總值與實物形式的國民財富的市場總值之比；Mckinnon（1973），提出了M2/GDP用以衡量一國金融深化的數(shù)量指標，它反映了一國金融發(fā)展的深度和貨幣金融體系的支付中介和動員儲蓄職能。隨后，King和Levine（1993），Beck,T.和Levine,R（2002）等學者分別提出并運用相應指標對金融發(fā)展情況進行了實證分析，但這些指標在衡量目前我國金融發(fā)展狀況時都存在不同程度缺陷，不能充分反映我國證券化的程度和趨勢。張薄洋和牛凱龍（2005）分析了金融發(fā)展指標的演進邏輯，構造了衡量中國金融發(fā)展水平的指標體系，認為選取M2/GDP，PRAVTE，SVT/GDP一組指標進入回歸方程能很好的代表中國改革開放后的金融發(fā)展狀況。本文援引了這一結論，選取了M2/GDP，PRAVTE，SVT/GDP三個指標作為衡量金融發(fā)展的指標。

通過對以往研究的回顧，我們可以得出如下結論：消費增長緩慢已成為制約我國經濟增長的重要原因，換言之，可以通過拉動消費來促進經濟增長；金融發(fā)展有助于促進消費，其作用路徑主要有兩條：其一，通過縮小收入差距、提高低收入者邊際消費傾向而增加消費，進而拉動經濟增長；其二，通過提高正向預期增加消費來拉動經濟增長。

在以上分析的基礎上，本文主要探討金融發(fā)展是否促進消費增長，檢驗二者間的關系，在給出結論的同時對我國金融發(fā)展的相關情況給出評價，從金融發(fā)展的角度思考如何促進消費增長。

金融發(fā)展與消費增長的實證分析

（一）變量選取及數(shù)據(jù)來源

1.被解釋變量及解釋變量。居民最終消費支出為被解釋變量，將金融相關比率（分別為M2/GDP，PRIVATE和SVT/GDP）作為解釋變量，其中各指標的時間跨度均為11年（2002年至2012年）。

2.指標含義。M2/GDP反映了金融深化的程度，指在全部經濟交易中，以貨幣為媒介進行交易所占的比重。比值越大，經濟貨幣化的程度也越高。PRIVATE指標是銀行提供給非金融私人部門的信貸與總信貸（扣除提供給存款貨幣銀行的信貸）的比率，反映了金融體系對資金的配置效率，即間接金融市場的發(fā)展。SVT/GDP為股票市場交易額與GDP的比值，突出了股票市場提供流動性和化解風險的特征，代表了股票市場的發(fā)展水平，反映了直接金融市場的發(fā)展程度。C為居民最終消費支出，指常住住戶在一定時期內對于貨物和服務的全部最終消費支出，除了直接以貨幣形式購買的貨物和服務的消費支出外，還包括以其他方式獲得的貨物和服務的消費支出，即所謂的虛擬消費支出。

3.數(shù)據(jù)來源及說明。GDP、M2、私人部門的信貸、信貸總額、SVT及居民最終消費支出均來自《中國統(tǒng)計年鑒》（2002—2012年），相關比率指標根據(jù)計算得到，時間跨度為11年；為保證每年數(shù)據(jù)計算標準的一致性，各年數(shù)據(jù)均選自本年度統(tǒng)計年鑒；其中，由于數(shù)據(jù)可得性限制，無法獲得金融中介機構對私人部門的貸款數(shù)據(jù)，且時間跨度內統(tǒng)計年鑒統(tǒng)計口徑發(fā)生了變化，私人部門信貸和信貸總額的計算規(guī)則統(tǒng)一如下：信貸資金合計計入信貸總額，除有價證券、股權及其他投資、黃金占款、外匯占款、在國際金融機構資產外，全計入私人部門信貸。

（二）多元回歸分析

根據(jù)上文，我們構造了4個變量，建立適合的計量經濟模型：

其中，α0為常數(shù)項（截距項），為隨機變量，αi(i=1,2,3)為各變量的回歸系數(shù)，ε為隨機誤差項；

X1：為廣義貨幣量M2與國民生產總值的比值，反映了經濟貨幣化的程度；

X2：PRIVATE為銀行提供給非金融私人部門的信貸和總信貸的比率，為間接金融市場的發(fā)展程度指標；

X3：為股票市場交易額與國民生產總值GDP的比率，為直接金融市場的發(fā)展程度指標；

Y：C為居民最終消費支出。

利用式（1）從整體上對各變量之間的關系進行簡單分析。如表1。

相關性檢驗顯示可以在95%的置信水平上拒絕該模型中各變量αi(i=0,1,2,3)相關性為0的假設，故我們可以認為各變量之間存在著線性相關關系，所有自變量均被選入回歸方程。

表2擬合優(yōu)度檢驗顯示出判定系數(shù)R2與調整的判定系數(shù)的值均接近于1，因此我們可以認為擬合優(yōu)度很好。故得出回歸系數(shù)表如表3所示。

從表中看出各變量系數(shù)較大，經濟意義顯著，參考Sig.值，從總體看，顯著性水平亦較高。由此得出回歸方程為：

實證結果討論與建議

通過實證分析以及對其結果的討論，以金融的發(fā)展來驅動消費，需注意以下幾方面的問題：第一，發(fā)展金融衍生工具。金融衍生工具的發(fā)展一方面可提供多樣的理財產品，降低銀行的儲蓄率的同時提高預期收入，增加居民的現(xiàn)期消費，另一方面諸如按揭房貸，學生貸款及信用卡貸款的衍生金融產品可以解決“把未來收入往今天的消費轉移”的問題，提高了金融資產的配置效率；第二，加快金融市場化的速度。金融市場化加劇了競爭程度，降低了金融中介成本，使消費者更容易獲得消費信貸，緩解消費者流動性約束，從而釋放出被壓抑的消費需求。

結束語

本文以國內外已有的研究成果為理論基礎，選取了3個變量，利用回歸分析對收集數(shù)據(jù)進行了實證分析，最終得到了上述結論，在對結論進行深層次分析的前提下提出了兩點建議。

但是本文依然存在一些不足或需要繼續(xù)研究的工作：第一，文章是基于國家層面來進行的分析，但由于各省的金融發(fā)展水平和消費水平存在不同程度的差異，結果可能會產生偏差或者不適用的情況；第二，據(jù)現(xiàn)有文獻，關于金融發(fā)展水平的指標各有特點和不足，且金融的發(fā)展程度很難用某幾個指標準確的衡量，本文所選的指標肯定也存在某些局限性。

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