基于中國家庭動(dòng)態(tài)跟蹤調(diào)查的廣東省居民消費(fèi)平滑研究

田鳳平+楊科

摘要：

文章運(yùn)用2008年和2009年廣東省659戶的住戶調(diào)查數(shù)據(jù)對(duì)廣東省居民的消費(fèi)平滑程度進(jìn)行考察，研究發(fā)現(xiàn)：兩種效用函數(shù)形式下的全消費(fèi)保險(xiǎn)模型假設(shè)均不能拒絕，廣東省居民特異性消費(fèi)風(fēng)險(xiǎn)完全被分散，居民消費(fèi)的改變與村莊平均消費(fèi)的變動(dòng)一一對(duì)應(yīng)，居民收入的提高對(duì)居民消費(fèi)無顯著影響?？紤]金融發(fā)展變量的消費(fèi)保險(xiǎn)模型估計(jì)結(jié)果表明，金融發(fā)展對(duì)廣東省居民的風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)有顯著作用，且金融發(fā)展水平的提高將削弱居民收入對(duì)居民消費(fèi)的影響。

關(guān)鍵詞：消費(fèi)保險(xiǎn)模型;消費(fèi)平滑;中國家庭動(dòng)態(tài)跟蹤調(diào)查;金融發(fā)展

中圖分類號(hào)：F126 ? 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A ? 文章編號(hào)：

10085831（2015）04002208

一、研究問題與文獻(xiàn)述評(píng)

廣東省作為中國經(jīng)濟(jì)大省，自1992年以來廣東省地區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值一直位居全國各省市首位，對(duì)中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響巨大。近年來，受歐洲債務(wù)危機(jī)、美國財(cái)政赤字等影響，世界經(jīng)濟(jì)疲軟，挖掘國內(nèi)有效需求成為目前國內(nèi)經(jīng)濟(jì)持續(xù)發(fā)展需解決的重大問題，“構(gòu)建擴(kuò)大內(nèi)需長(zhǎng)效機(jī)制”已成為“十二五”期間的一項(xiàng)重大戰(zhàn)略任務(wù)。就廣東省來說，統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示廣東省政府購買對(duì)廣東省GDP的貢獻(xiàn)在逐年上升，貢獻(xiàn)率由1978年的16.65%上升到2011年的27.17%，而居民消費(fèi)對(duì)GDP的貢獻(xiàn)則在逐年下降，由1978年的57.41%下降到2011年的38.51%①

，居民消費(fèi)的下降程度遠(yuǎn)大于政府購買上升的程度，使總的消費(fèi)支出的貢獻(xiàn)率逐年下降。深入挖掘居民消費(fèi)需求，掌握居民在收入受到?jīng)_擊時(shí)的消費(fèi)行為成為廣東省經(jīng)濟(jì)發(fā)展中需解決的重要問題。本文在消費(fèi)保險(xiǎn)理論模型的基礎(chǔ)上，采用廣東省家庭跟蹤調(diào)查的微觀住戶數(shù)據(jù)對(duì)廣東省居民在受到外部沖擊時(shí)的消費(fèi)行為展開研究，并進(jìn)一步考慮廣東省金融發(fā)展是否能通過較少流動(dòng)性約束的途徑對(duì)居民消費(fèi)行為產(chǎn)生積極影響，研究對(duì)推進(jìn)擴(kuò)大廣東省消費(fèi)需求，促進(jìn)廣東省經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長(zhǎng)具有重要戰(zhàn)略意義。

按Cochrane[1]的理解，消費(fèi)保險(xiǎn)理論屬于消費(fèi)平滑的一種。一般認(rèn)為，通常所指的消費(fèi)平滑有兩種含義：第一種是指居民消費(fèi)可進(jìn)行跨期（over time）平滑，即生命周期—持久收入理論中的跨期消費(fèi)平滑，縱向上消費(fèi)者可以采取跨期替代消費(fèi)，通過儲(chǔ)蓄借貸，使一生效用最大化;第二種是指所有消費(fèi)者能在各種不同狀態(tài)（across individual over states）下進(jìn)行消費(fèi)平滑，即消費(fèi)保險(xiǎn)理論中的居民風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)和消費(fèi)平滑，橫向上消費(fèi)者可以通過金融市場(chǎng)、政府救濟(jì)、親朋好友的借貸等手段，消除收入特異沖擊帶來的影響。本文的研究取消費(fèi)平滑的第二種含義，以消費(fèi)保險(xiǎn)模型為基礎(chǔ)進(jìn)行研究。

針對(duì)風(fēng)險(xiǎn)應(yīng)對(duì)中的橫向消費(fèi)平滑，學(xué)界提出了完全消費(fèi)保險(xiǎn)理論。如果完全消費(fèi)保險(xiǎn)成立，那么個(gè)別家庭在遇到特異性的收入沖擊時(shí)，通過金融市場(chǎng)、向社區(qū)里其他家庭借貸、政府救濟(jì)等措施，其消費(fèi)并不會(huì)出現(xiàn)較大的波動(dòng)，只有當(dāng)社區(qū)或者整個(gè)國家都遇到相同的沖擊時(shí)，即家庭面對(duì)的沖擊是系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)時(shí)，家庭消費(fèi)才會(huì)出現(xiàn)較大波動(dòng)。在完全消費(fèi)保險(xiǎn)條件下，家庭消費(fèi)的變動(dòng)與整個(gè)社區(qū)（這里社區(qū)指的是一個(gè)村子、省份或者國家）的平均消費(fèi)變動(dòng)高度相關(guān)，而與家庭的特異性收入變動(dòng)無關(guān)。

Mace[2]，消費(fèi)保險(xiǎn)模型中對(duì)消費(fèi)者生命周期效用和初始財(cái)富等的具體設(shè)定以及模型的一階條件推導(dǎo)過程可參見Mace[2]。

指出當(dāng)完全消費(fèi)保險(xiǎn)假設(shè)成立時(shí)，若設(shè)定消費(fèi)者的效用函數(shù)為指數(shù)函數(shù)，通過求解消費(fèi)者生命周期的效用最大化一階條件，有式（1）成立，

ΔCjt=ΔCat+（Δbjt-Δbat），（1）

其中，ΔCjt代表家庭j在t期和t-1期間的消費(fèi)變動(dòng)，ΔCat代表在t期和t-1期內(nèi)整個(gè)社區(qū)所有家庭的平均消費(fèi)變動(dòng)額，Δbjt和Δbat分別表示家庭j消費(fèi)偏好的變動(dòng)和所有家庭平均的消費(fèi)偏好變動(dòng)。

當(dāng)設(shè)定消費(fèi)者的效用函數(shù)為冪函數(shù)時(shí)，有式（2）成立，

ΔlogCjt=ΔlogCat+σ1-σ（Δbjt-Δbat），（2）

其中，ΔlogCjt=logCjt-logCjt-1，ΔlogCat=1JJj=1ΔlogCjt，σ為小于1的常數(shù)，J表示某地區(qū)消費(fèi)者總數(shù)。

Mace[2]運(yùn)用美國1980-1983年的住戶消費(fèi)調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行研究發(fā)現(xiàn)，完全消費(fèi)保險(xiǎn)假說是否成立與設(shè)定的消費(fèi)者偏好的效用函數(shù)形式有關(guān)。他的研究結(jié)果表明，當(dāng)設(shè)定效用函數(shù)為指數(shù)效用函數(shù)時(shí)，居民消費(fèi)支出中的十大類消費(fèi)（包括居民總消費(fèi)嚴(yán)格意義上，居民總消費(fèi)并不是某種消費(fèi)類，在此僅為方便說明。

、耐用品、食品、日常生活支出、住房、家庭設(shè)備、醫(yī)療保健、交通通訊、服務(wù)、娛樂文化）不能拒絕完全消費(fèi)保險(xiǎn)假說;當(dāng)設(shè)定效用函數(shù)為冪函數(shù)時(shí)，居民消費(fèi)支出中的八大類消費(fèi)（包括居民總消費(fèi)、耐用品、日常生活支出、住房、家庭設(shè)備、醫(yī)療保健、服務(wù)、娛樂文化）同樣不也能拒絕完全消費(fèi)保險(xiǎn)假說。在Mace[2]的基礎(chǔ)上，Kohara和Ohtake[3]運(yùn)用日本1989-1997年的住戶收入支出調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行研究發(fā)現(xiàn)，僅住房消費(fèi)和教育消費(fèi)在給定效用函數(shù)為指數(shù)函數(shù)形式時(shí)不能拒絕完全消費(fèi)保險(xiǎn)假說，其他消費(fèi)類在設(shè)定效用函數(shù)為指數(shù)函數(shù)形式和冪函數(shù)形式時(shí)均拒絕完全消費(fèi)保險(xiǎn)假說，市場(chǎng)僅對(duì)居民消費(fèi)提供了部分保險(xiǎn)，居民個(gè)人面對(duì)的風(fēng)險(xiǎn)僅部分被市場(chǎng)分散。在最近的研究中，Asdrubali和Kim[4]對(duì)OECD國家進(jìn)行的研究同樣發(fā)現(xiàn)，居民個(gè)人風(fēng)險(xiǎn)大部分被市場(chǎng)分散，居民消費(fèi)的波動(dòng)大部分由市場(chǎng)總體沖擊引起，居民面對(duì)的特異性沖擊風(fēng)險(xiǎn)可部分被市場(chǎng)總體分擔(dān)。

由于Mace[2]提出的消費(fèi)保險(xiǎn)模型建立在居民個(gè)體（或者家庭）的消費(fèi)支出及效用函數(shù)上，實(shí)證研究中要求所用數(shù)據(jù)須為居民個(gè)體（或者家庭）消費(fèi)支出等數(shù)據(jù)，而住戶調(diào)查數(shù)據(jù)在中國相對(duì)較難獲取，現(xiàn)有對(duì)中國居民的消費(fèi)平滑研究還相對(duì)缺乏。從目前掌握的資料看，僅發(fā)現(xiàn)羅楚亮[5]對(duì)重慶市巫溪縣居民的健康消費(fèi)、陳玉宇和行偉波[6]對(duì)廣東省的各類居民消費(fèi)、甘犁等[7]對(duì)中國8省的農(nóng)村居民消費(fèi)以及吳煒峰[8]吳煒峰[8]在對(duì)中國居民居住消費(fèi)的消費(fèi)保險(xiǎn)模型進(jìn)行研究時(shí)，使用的數(shù)據(jù)并不是住戶調(diào)查數(shù)據(jù)，而是1993年至2006年的城鄉(xiāng)宏觀分組數(shù)據(jù)。

對(duì)中國城鄉(xiāng)居民住房消費(fèi)的平滑性及風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)進(jìn)行了研究。他們的研究結(jié)論絕大部分表明，中國（或某地區(qū)）居民的全消費(fèi)保險(xiǎn)假說不成立，居民所受的特異性沖擊僅部分能被市場(chǎng)分散，如羅楚亮[5]，甘犁等[7]，吳煒峰[8]等。僅陳玉宇和行偉波[6]使用2002年廣東省1 250戶家庭調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行研究發(fā)現(xiàn)，在效用函數(shù)為指數(shù)型時(shí)，廣東省居民的交通通訊消費(fèi)不能拒絕完全消費(fèi)保險(xiǎn)假說;在效用函數(shù)為冪函數(shù)時(shí)，廣東省居民的醫(yī)療保健消費(fèi)不能拒絕完全消費(fèi)保險(xiǎn)假說。

上述研究使用的數(shù)據(jù)都較早，且研究中沒有考慮金融發(fā)展對(duì)居民消費(fèi)平滑的影響。注意到廣東省近年來經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展，廣東省居民收入大幅提高，以及融資環(huán)境大幅改善，本文基于由中山大學(xué)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心提供的2008、2009年中國（廣東）家庭動(dòng)態(tài)跟蹤調(diào)查數(shù)據(jù)本文使用數(shù)據(jù)一部分來自“2008年廣東家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)”，該調(diào)查由中山大學(xué)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心和北京大學(xué)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心聯(lián)合執(zhí)行;論文使用的另一部分?jǐn)?shù)據(jù)來自“2009年中國（廣東）家庭動(dòng)態(tài)跟蹤調(diào)查”，數(shù)據(jù)由中山大學(xué)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心提供。作者對(duì)上述機(jī)構(gòu)及其人員提供的數(shù)據(jù)協(xié)助，在此表示感謝！本文的觀點(diǎn)和內(nèi)容由作者自負(fù)。

對(duì)廣東省居民近年的完全保險(xiǎn)假說進(jìn)行檢驗(yàn)，并進(jìn)一步考慮融資環(huán)境的改善是否對(duì)居民消費(fèi)產(chǎn)生影響，文中對(duì)Mace[2]的消費(fèi)保險(xiǎn)模型進(jìn)行擴(kuò)展，考慮隨金融發(fā)展的居民消費(fèi)風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)的變化情況。一般有，金融市場(chǎng)越發(fā)達(dá)，消費(fèi)者借助金融市場(chǎng)平滑消費(fèi)的成本就越小，消費(fèi)者受到的流動(dòng)性約束也越少，從而能很好地應(yīng)對(duì)收入沖擊。事實(shí)上，當(dāng)金融市場(chǎng)高度發(fā)達(dá)，信息完全對(duì)稱時(shí)，完全消費(fèi)保險(xiǎn)假說幾乎是一定成立的。本文創(chuàng)新性地用村莊中居民總借款中通過金融市場(chǎng)的借款比例作為各村莊金融發(fā)展程度的衡量指標(biāo)，分析金融市場(chǎng)發(fā)展程度對(duì)居民消費(fèi)平滑的影響，研究結(jié)果對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有啟發(fā)意義。

文章剩余內(nèi)容安排如下：第二部分對(duì)文中使用的2008、2009年中國（廣東）家庭動(dòng)態(tài)跟蹤調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行說明和描述性分析;第三部分以消費(fèi)保險(xiǎn)模型為基礎(chǔ)對(duì)廣東省居民消費(fèi)進(jìn)行研究;第四部分對(duì)引入金融市場(chǎng)發(fā)展變量后的消費(fèi)保險(xiǎn)模型進(jìn)行研究;第五部分為研究結(jié)論和啟發(fā)。

二、數(shù)據(jù)說明和描述性分析

文中所用的家庭消費(fèi)收入和支出數(shù)據(jù)來自2008、2009年已有2010年的中國家庭動(dòng)態(tài)跟蹤調(diào)查家庭問卷數(shù)據(jù)，但是2010年的問卷設(shè)計(jì)和2008年、2009年略有不同，2010年的問卷中對(duì)家庭總收入和總支出給出的是收入和支出的可選擇區(qū)間，沒有家庭總收入和總支出的具體數(shù)值，而2008年、2009年的問卷均有家庭總收入和總支出的具體數(shù)據(jù)?？紤]到2010年家庭收入和支出數(shù)據(jù)與2008、2009年的可比性不大，本文在研究中未將2010年的調(diào)查數(shù)據(jù)納入考察。

中國（廣東）家庭動(dòng)態(tài)跟蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，該數(shù)據(jù)為混合橫截面數(shù)據(jù)。文中使用的數(shù)據(jù)包括其外出工作收入，存款利息收入，工資性收入，農(nóng)、林、牧、副、漁業(yè)純收入，家庭食品消費(fèi)支出，家庭衣著支出，購買日常用品、家電支出，醫(yī)療保健支出，交通支出，通信支出，教育和文化支出，娛樂休閑支出，居住支出，雜項(xiàng)商品和服務(wù)支出，家庭銀行貸款余額，家庭民間借貸市場(chǎng)貸款余額以及家庭欠親戚、朋友的余額?？紤]到樣本的匹配問題，研究中使用的數(shù)據(jù)年份為2008和2009年的數(shù)據(jù)。

在數(shù)據(jù)處理上，我們剔除了收入或支出為缺漏值的家庭樣本?？紤]到調(diào)查數(shù)據(jù)中存在的非連續(xù)戶（即某些家庭在接受調(diào)查1年后沒有再被調(diào)查），依據(jù)樣本的調(diào)查編號(hào)（數(shù)據(jù)集中用Fid表示），去掉2008年和2009年中僅其中1年進(jìn)行調(diào)查的樣本，整理得到659戶廣東省家庭2008年和2009年的連續(xù)調(diào)查樣本。依據(jù)2008年中國家庭動(dòng)態(tài)調(diào)查家庭問卷和2009年中國家庭動(dòng)態(tài)跟蹤調(diào)查家庭問卷，對(duì)調(diào)查項(xiàng)目進(jìn)行整理，得出659戶家庭的消費(fèi)支出和收入數(shù)據(jù)。由于2008年和2009年的問卷設(shè)計(jì)略有不同，具體的數(shù)據(jù)處理如下：對(duì)于2008年的調(diào)查樣本，家庭消費(fèi)性支出=家庭食品消費(fèi)額+家庭衣著支出+購買日常用品、家電支出+醫(yī)療保健支出+交通支出+通信支出+教育和文化支出+娛樂休閑支出+居住支出+雜項(xiàng)商品和服務(wù)支出，家庭收入=外出工作收入+租金收入+出賣財(cái)物收入+存款利息收入+離/退休金/社會(huì)保障金/低保等收入+工資收入+農(nóng)、林、牧、副、漁業(yè)純收入;對(duì)于2009年的調(diào)查樣本，家庭消費(fèi)性支出=每月食品消費(fèi)額×12+每月購買日常用品×12+每月出行支出×12+每月通信支出×12+家庭家電支出+醫(yī)療保健支出+衣著支出+教育和文化支出+娛樂休閑支出+居住支出+雜項(xiàng)商品和服務(wù)支出，家庭收入=外出工作收入+租金收入+出賣財(cái)物收入+存款利息收入+離/退休金/社會(huì)保障金/低保等收入+工資收入+農(nóng)、林、牧、副、漁業(yè)純收入。

整理后的家庭收入和支出數(shù)據(jù)的基本統(tǒng)計(jì)量如表1所示。從表中數(shù)據(jù)可知，廣東省2008年和2009年調(diào)查樣本各百分位水平的家庭消費(fèi)性支出變化較小，家庭消費(fèi)性支出相對(duì)穩(wěn)定;各百分位水平的家庭收入變化較大，2009年各百分位水平的家庭收入相對(duì)于2008年的收入水平大幅上升。出現(xiàn)這一結(jié)果，一方面可能與2008年金融危機(jī)對(duì)廣東省經(jīng)濟(jì)的整體影響有關(guān);另一方面也表明，廣東省居民消費(fèi)具有明顯的棘輪效應(yīng)特征。

表1 廣東省2008-2009年調(diào)查樣本數(shù)據(jù)基本統(tǒng)計(jì)量（單位：元）

變量p5p25p50p75p95mean

2008年家庭收入1509 50621 40043 240113 80036 302.86

2008年家庭消費(fèi)性支出3 66011 06020 80036 00088 50029 578.85

2009年家庭收入2 70015 00030 00065 000181 30051 127.19

2009年家庭消費(fèi)性支出3 98011 39322 38039 76084 16030 205.62

注：p5，p25，p50，p75，p95分別表示家庭收入和支出從低到高的第5、25、50、75和95的百分位水平，mean表示收入和支出的樣本均值。

三、消費(fèi)保險(xiǎn)模型的實(shí)證研究

（一）效用函數(shù)為指數(shù)形式的全消費(fèi)保險(xiǎn)模型研究

當(dāng)效用函數(shù)為指數(shù)形式時(shí)，如果全消費(fèi)保險(xiǎn)假說成立，則式（1）成立，即ΔCjt=ΔCat+（Δbjt-Δbat）。其中，ΔCjt代表家庭j在t和t-1期間的消費(fèi)變動(dòng)，ΔCat代表在t期和t-1期整個(gè)社區(qū)內(nèi)所有家庭的平均消費(fèi)變動(dòng)額，Δbjt和Δbat分別表示家庭j消費(fèi)偏好的變動(dòng)和所有家庭平均消費(fèi)偏好的變動(dòng)。實(shí)證中，參考Mace[2]，陳玉宇和行偉波[6]等的研究，將收入變動(dòng)作為家庭受到的特異性沖擊，檢驗(yàn)的模型為：

ΔCjt=α+β1ΔYjt+β2ΔCat+εt （3）

式中，ΔYjt為家庭j在t期和t-1期間的收入變化，如果完全消費(fèi)保險(xiǎn)假說成立，則家庭特異性沖擊（如收入變動(dòng)、就業(yè)變動(dòng)等）對(duì)家庭消費(fèi)無顯著性影響，有β1=0，β2=1成立，否則拒絕原假設(shè)。為得到t期和t-1期整個(gè)社區(qū)內(nèi)所有家庭的平均消費(fèi)變動(dòng)額ΔCat，文中依據(jù)數(shù)據(jù)樣本編號(hào)及編制規(guī)則，將所有樣本分成32個(gè)社區(qū)，計(jì)算每個(gè)社區(qū)在2008年和2009年的平均消費(fèi)額，取2008年和2009年的社區(qū)平均消費(fèi)額差值作為對(duì)應(yīng)社區(qū)的平均消費(fèi)變動(dòng)額ΔCat。考慮到各社區(qū)之間的經(jīng)濟(jì)發(fā)展總體特征差異，文中在回歸過程中還包含一個(gè)社區(qū)特征變量。

由表2中的估計(jì)結(jié)果可知，β2=1.044在0.1%的水平下顯著，β1不顯著，不能拒絕β1=0和β2=1的假設(shè)，且不能拒絕聯(lián)合假設(shè)檢驗(yàn)（β1=0且β2=1），完全消費(fèi)保險(xiǎn)模型假說成立。廣東省居民家庭特異性沖擊（收入的變化）對(duì)家庭總消費(fèi)支出無顯著影響，家庭消費(fèi)支出的變化僅與系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)（村莊平均消費(fèi)的變動(dòng)）相關(guān)。

表2 完全消費(fèi)保險(xiǎn)模型式（3）的估計(jì)結(jié)果

自變量估計(jì)結(jié)果

平均消費(fèi)的變化ΔCat1.044***

（0.126）

收入的變化ΔYjt-0.016

（0.015）

截距項(xiàng)-1 162.822

（1 005.14）

R20.102 3

假設(shè)檢驗(yàn)β1=0的P值0.313 1

假設(shè)檢驗(yàn)β2=1的P值0.727 2

假設(shè)檢驗(yàn)（β1=0，β2=1）的P值0.558 5

注：（1）括號(hào)內(nèi)的值為標(biāo)準(zhǔn)差。（2）R2是調(diào)整后的可決系數(shù)。（3）“*”表示在顯著性水平5%下顯著，“**”表示在顯著性水平1%下顯著，“***”表示在顯著性水平0.1%下顯著。

（二）效用函數(shù)為冪函數(shù)形式的消費(fèi)保險(xiǎn)模型研究

當(dāng)設(shè)定消費(fèi)者的效用函數(shù)為冪函數(shù)形式時(shí)，如果完全消費(fèi)保險(xiǎn)假說成立，則有：ΔlogCjt=ΔlogCat+σ1-σ（Δbjt-Δbat）。其中，ΔlogCjt=logCjt-logCjt-1，ΔlogCat=1JJj=1ΔlogCjt，J表示各社區(qū)被調(diào)查的居民戶數(shù)，共分32個(gè)社區(qū)。

文中估計(jì)的完全消費(fèi)保險(xiǎn)模型為：

ΔlogCjt=α+β1ΔlogYjt+β2ΔlogCat+ηt（4）

如果完全消費(fèi)保險(xiǎn)假說成立，則β1=0，β2=1成立，否者拒絕完全消費(fèi)保險(xiǎn)。與估計(jì)式（3）時(shí)類似，考慮到各社區(qū)之間的經(jīng)濟(jì)發(fā)展總體特征差異，文中在實(shí)際回歸中還包含一個(gè)社區(qū)特征變量。

由表3給出的估計(jì)結(jié)果可知，與設(shè)定指數(shù)效用函數(shù)時(shí)的完全消費(fèi)保險(xiǎn)模型結(jié)果類似，β1=0.990在0.1%的水平下顯著，β1不顯著，不能拒絕β1=0和β2=1的假設(shè)，且聯(lián)合假設(shè)檢驗(yàn)（β1=0且β2=1）不能拒絕完全消費(fèi)保險(xiǎn)模型。從表2和表3中模型估計(jì)的擬合程度看，設(shè)定居民效用函數(shù)為冪函數(shù)形式時(shí)，模型擬合的程度稍高，與Mace[2]，陳玉宇和行偉波[6]等的研究類似。事實(shí)上，由Mace[2]可知，在設(shè)定效用函數(shù)為指數(shù)形式時(shí)，模型中隱含假定不同消費(fèi)者具有相同的不變絕對(duì)風(fēng)險(xiǎn)厭惡系數(shù)，而在設(shè)定效用函數(shù)為冪函數(shù)形式時(shí)，模型中隱含假定不同消費(fèi)者具有相同的不變相對(duì)風(fēng)險(xiǎn)厭惡系數(shù)。從模型擬合結(jié)果看，設(shè)定廣東省居民具有相同的不變相對(duì)風(fēng)險(xiǎn)厭惡系數(shù)似乎更為合適。

表3 全消費(fèi)保險(xiǎn)模型式（4）的估計(jì)結(jié)果

自變量估計(jì)結(jié)果

取對(duì)數(shù)后的平均消費(fèi)的變化ΔlogCat0.990***

（0.093）

取對(duì)數(shù)后的收入變化ΔlogYjt0.033

（0.020）

截距項(xiàng)-0.012

（0.026）

R20.156 4

假設(shè)檢驗(yàn)β1=0的P值0.107 9

假設(shè)檢驗(yàn)β2=1的P值0.910 5

假設(shè)檢驗(yàn)（β1=0，β2=1）的P值0.274 5

注：（1）括號(hào)內(nèi)的值為標(biāo)準(zhǔn)差。（2）R2是調(diào)整后的可決系數(shù)。（3）“*”表示在顯著性水平5%下顯著，“**”表示在顯著性水平1%下顯著，“***”表示在顯著性水平0.1%下顯著。

與已有相關(guān)研究相較，本文的擬合程度遠(yuǎn)高于Mace[2]的擬合程度，且估計(jì)結(jié)果不能拒絕完全消費(fèi)保險(xiǎn)模型。Mace[2]中模型擬合程度大都小于0.05，且在設(shè)定兩種效用函數(shù)的情形下對(duì)美國1980-1983年的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)的研究同樣不能拒絕總消費(fèi)支出的全消費(fèi)保險(xiǎn)模型。與陳玉宇和行偉波[6]對(duì)廣東省2002年的研究相較，本文的擬合程度也遠(yuǎn)高于陳玉宇和行偉波[6]中的0.06左右，但陳玉宇和行偉波[6]的研究結(jié)論拒絕了廣東省居民總消費(fèi)的完全消費(fèi)保險(xiǎn)假設(shè)。本文作者認(rèn)為，這一結(jié)果表明，隨著廣東省經(jīng)濟(jì)近年來的持續(xù)增長(zhǎng)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展，廣東省居民的收入水平和地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平得到提高，各地居民應(yīng)對(duì)外部沖擊的能力大幅提升，家庭可通過借貸熨平收入沖擊，平滑消費(fèi)，消費(fèi)行為較之2002年已經(jīng)發(fā)生顯著改變。

四、引入金融發(fā)展變量的消費(fèi)保險(xiǎn)模型的實(shí)證研究

（一）金融發(fā)展與衡量指標(biāo)

注意到葉耀明和王勝[9]，毛中根和洪濤[10]，Jappelli和Pistaferri[11]等發(fā)現(xiàn)的金融發(fā)展對(duì)居民消費(fèi)的影響，文中在Mace[2]的消費(fèi)保險(xiǎn)模型中引入金融發(fā)展代理變量，本文在消費(fèi)保險(xiǎn)模型中引入金融發(fā)展測(cè)度變量，考察廣東省金融市場(chǎng)發(fā)展對(duì)居民同期消費(fèi)平滑的影響。金融市場(chǎng)越發(fā)達(dá)，消費(fèi)者面臨的流動(dòng)性約束越小，居民分散風(fēng)險(xiǎn)的途徑越多，對(duì)消費(fèi)進(jìn)行平滑的成本更小。因此，理論上說，金融市場(chǎng)越發(fā)達(dá)，消費(fèi)保險(xiǎn)程度會(huì)越高。

對(duì)金融發(fā)展水平的衡量，大致可以分為金融規(guī)模、金融結(jié)構(gòu)和金融效率。后兩者主要考慮私人信貸和民間金融的比重，而金融規(guī)模指標(biāo)也稱金融增長(zhǎng)（Finance Growth）。金融增長(zhǎng)主要表現(xiàn)為金融資產(chǎn)總規(guī)模相對(duì)于國民總財(cái)富的擴(kuò)展，國際上主要采用戈氏和麥?zhǔn)蟽煞N指標(biāo)來衡量金融增長(zhǎng)。Goldsmith[12]創(chuàng)造性地提出了衡量地區(qū)金融發(fā)展水平的流量指標(biāo)和存量指標(biāo)，其中最主要的指標(biāo)就是金融相關(guān)率（Financial Interrelations Ratios，F(xiàn)IR）。金融相關(guān)率指的是，在一定時(shí)點(diǎn)上，現(xiàn)存金融資產(chǎn)總額與國民財(cái)富（包括實(shí)物資產(chǎn)和對(duì)外資產(chǎn)）的比率，人們通常將FIR簡(jiǎn)化為金融資產(chǎn)總額與GDP之比，用以衡量某地區(qū)的金融發(fā)展水平。研究中常將金融相關(guān)比率用全部金融機(jī)構(gòu)存貸款總和與GDP的比率來代替，如King和Levine[13]，毛中根和洪濤[10]等。

遺憾的是，由于本文使用的廣東省住戶調(diào)查樣本分布在32個(gè)村莊，難以收集到各村莊的金融機(jī)構(gòu)存貸款數(shù)據(jù)和地區(qū)生產(chǎn)總值，以往用金融相關(guān)比率度量金融發(fā)展水平的測(cè)度方法在此不再適用。注意到2008年和2009年廣東省家庭動(dòng)態(tài)調(diào)查問卷中對(duì)家庭借貸項(xiàng)目的問卷設(shè)置，本文創(chuàng)新性地用各村莊各調(diào)查家庭借款中銀行（包括信用社）貸款所占比例的均值在兩個(gè)調(diào)查年份的平均值（用變量fd表示）來度量該村莊的金融發(fā)展水平。居民借款中若從銀行貸款的比例較高，則表明該地區(qū)金融發(fā)展程度較高，居民通過正規(guī)金融途徑融資較為便利，居民受到的流動(dòng)性約束較小。fd的具體計(jì)算方式為：設(shè)某村莊v的家庭j在時(shí)期t借款總額為L(zhǎng)jt，其中通過銀行（包括信用社）的借款額為ljt，則家庭j在時(shí)期t的借款中通過銀行（包括信用社）借款的比例為Rjt=ljt/Ljt。時(shí)期t村莊v的金融發(fā)展水平為fdvt=1JJj=1Rjt，J為村莊v的調(diào)查戶數(shù)?？紤]到文中使用的僅為兩年的調(diào)查數(shù)據(jù)，為使金融發(fā)展測(cè)度變量較為穩(wěn)健，文中用32個(gè)村莊各自在2008年和2009年的金融發(fā)展水平測(cè)度均值作為該村莊的金融發(fā)展測(cè)度，即村莊v的金融發(fā)展測(cè)度fdv=（fdv2008+fdv2009）/2。

表4是樣本數(shù)據(jù)金融發(fā)展測(cè)度數(shù)據(jù)。從表中數(shù)據(jù)可知，整體上，各村莊居民通過銀行進(jìn)行借貸的比例偏小，平均僅16%左右。從圖1給出的各村莊金融發(fā)展測(cè)度圖形看，32個(gè)村莊居民從銀行進(jìn)行借貸的比例波動(dòng)較大，最低的比例為0，最高的則達(dá)到了77%左右。從2008年和2009年各村莊的金融發(fā)展測(cè)度值看，各村莊居民從銀行借款比例在兩個(gè)調(diào)查年度較為穩(wěn)定，用各村莊居民銀行借款占總借款額比例均值作為金融發(fā)展的測(cè)度具有合理性。

表4 廣東省32個(gè)村莊2008、2009年金融發(fā)展測(cè)度

變量p5p25p50p75p95mean

2008年各村莊金融發(fā)展測(cè)度000.110.280.750.18

2009年各村莊金融發(fā)展測(cè)度000.070.250.500.14

2008-2009年金融發(fā)展測(cè)度均值fd00.020.090.250.540.16

注：p5，p25，p50，p75，p95分別表示金融發(fā)展測(cè)度從低到高的第5、25、50、75和95的百分位水平，mean表示金融發(fā)展測(cè)度的樣本均值。

圖1 2008-2009年廣東省32個(gè)村莊金融發(fā)展測(cè)度

（二）含金融發(fā)展變量的完全消費(fèi)保險(xiǎn)模型研究

在本節(jié)之前，文中已對(duì)未考慮金融發(fā)展的完全消費(fèi)保險(xiǎn)假說進(jìn)行了檢驗(yàn)，在這一部分，將對(duì)含金融發(fā)展的全消費(fèi)保險(xiǎn)模型進(jìn)行估計(jì)。

回顧之前檢驗(yàn)的全消費(fèi)保險(xiǎn)模型：

ΔCjt=α+β1ΔYjt+β2ΔCat+εt（5）

ΔlogCjt=α+β1ΔlogYjt+β2ΔlogCat+ηt（6）

其中，式（5）是設(shè)定指數(shù)形式效用函數(shù)的估計(jì)模型，式（6）為設(shè)定冪函數(shù)形式效用函數(shù)的估計(jì)模型。

當(dāng)β1=0，β2=1同時(shí)成立時(shí)，全消費(fèi)保險(xiǎn)假設(shè)成立，否則拒絕原假設(shè)。之前的估計(jì)結(jié)果均不能拒絕完全消費(fèi)保險(xiǎn)假說。那么，金融發(fā)展對(duì)廣東省居民消費(fèi)平滑有促進(jìn)作用嗎？居民消費(fèi)的平滑途徑是通過親友或者居民之間借貸實(shí)現(xiàn)還是從正規(guī)金融借貸實(shí)現(xiàn)的呢？為考察上述問題，文中在模型（5）和模型（6）中引入金融發(fā)展測(cè)度變量。理論上，如果金融發(fā)展程度越高，則全消費(fèi)保險(xiǎn)程度也越高。當(dāng)這一命題成立時(shí)，金融發(fā)展程度越高，消費(fèi)的變動(dòng)將越依賴于平均消費(fèi)的變動(dòng)，而越不受到消費(fèi)者特異性沖擊（如收入的變動(dòng)）的影響。

考慮下面的回歸模型：

ΔCjt=α+β1ΔYjt+β2ΔCat+β3fd*ΔCat+β4fd*ΔYjt+εt，（7）

ΔlogCjt=α+β1ΔlogYjt+β2ΔlogCat+β3fd*ΔlogCat+β4fd*ΔlogYjt+ηt（8）

其中，fd為各村莊金融發(fā)展測(cè)度變量。如果金融市場(chǎng)越發(fā)達(dá)，保險(xiǎn)程度越高，則根據(jù)之前的分析有：β3>0，β4<0成立。

在模型（7）和模型（8）中，收入變動(dòng)對(duì)消費(fèi)變動(dòng)的影響不再僅僅反映在β1上，而是由β1和β4共同決定。如果β4<0，則表明金融市場(chǎng)越發(fā)達(dá)，收入沖擊對(duì)消費(fèi)的變動(dòng)影響越小，金融發(fā)展對(duì)消費(fèi)平滑有積極的作用，否則認(rèn)為金融發(fā)展對(duì)居民消費(fèi)平滑沒有顯著影響。村莊平均消費(fèi)變動(dòng)對(duì)居民消費(fèi)的影響也不僅反映在β2中，還同時(shí)反映在β3中。如果β3>0，則表明金融市場(chǎng)越發(fā)達(dá)，消費(fèi)保險(xiǎn)程度越高，當(dāng)?shù)鼐用竦南M(fèi)變動(dòng)更加依賴于平均消費(fèi)的變動(dòng)。

從表5的結(jié)果可知，不論是設(shè)定指數(shù)形式的效用函數(shù)還是冪函數(shù)形式的效用函數(shù)，隨著金融發(fā)展程度的提高，居民消費(fèi)變動(dòng)與村莊平均消費(fèi)變動(dòng)之間的關(guān)系無顯著變化，不能拒絕β3=0的假設(shè)檢驗(yàn)值得的注意的是，表5中模型（7）估計(jì)結(jié)果中，β3<0 ，與理論預(yù)期符號(hào)相反。對(duì)模型（7）中自變量進(jìn)行相關(guān)性分析發(fā)現(xiàn)，交叉項(xiàng)fd*ΔCat和ΔCat的相關(guān)性較高，兩者的相關(guān)系數(shù)為0.612，一定程度上影響到估計(jì)結(jié)果。出現(xiàn)這一結(jié)果，與變量

fd*ΔCat的構(gòu)造有關(guān)，由于fd為各村莊金融發(fā)展測(cè)度變量， ΔCat為在t期和t-1期某個(gè)村莊內(nèi)所有家庭的平均消費(fèi)變動(dòng)額，fd和ΔCat對(duì)同一村莊的值相同，而調(diào)查樣本中共有32個(gè)村莊，村莊的樣本個(gè)數(shù)偏小，導(dǎo)致出現(xiàn)共線性問題。為較好解決共線性問題，一種可能的辦法是擴(kuò)大樣本容量。但限于本文使用數(shù)據(jù)的限制，本文在此不深入討論。讀者可進(jìn)一步使用全國樣本對(duì)模型（7）和模型（8）展開討論?？紤]到共線性問題不影響估計(jì)結(jié)果的無偏性，且模型（7）和模型（8）中β3的估計(jì)系數(shù)均不顯著，文中認(rèn)為模型（7）的估計(jì)結(jié)果在可接受范圍。

。事實(shí)上，此時(shí)對(duì)模型（7）和模型（8）的假設(shè)檢驗(yàn)β2=1的檢驗(yàn)P值分別為0.638 1和0.629 2，不能拒絕居民消費(fèi)隨村莊平均消費(fèi)變動(dòng)而進(jìn)行相同幅度的變化，居民消費(fèi)的變化幅度不會(huì)隨金融發(fā)展程度的進(jìn)一步提高而高于當(dāng)?shù)仄骄M(fèi)的變動(dòng)。模型（7）中，不能拒絕β4=0的假設(shè)檢驗(yàn)，隨著金融發(fā)展程度的提高，家庭收入變動(dòng)對(duì)居民消費(fèi)的影響無顯著變化。在設(shè)定冪函數(shù)形式效用函數(shù)的模型（8）中，在5%的水平下拒絕β4=0的原假設(shè)，β4<0成立，地區(qū)金融發(fā)展程度越高，居民消費(fèi)受收入變化的影響越小，金融發(fā)展對(duì)消費(fèi)有顯著平滑作用。對(duì)模型（8）中β1=0的假設(shè)檢驗(yàn)P值為0.011 6，居民收入變動(dòng)對(duì)居民消費(fèi)變動(dòng)具有顯著的正效用，但該正效用會(huì)隨地區(qū)金融發(fā)展水平的提高而減少。

表5 模型（7）和模型（8）的估計(jì)結(jié)果

αβ1β2β3β4R2假設(shè)檢驗(yàn)

β3=0的p值假設(shè)檢驗(yàn)

β4=0的p值

模型（7）

-1 226.635-0.0051.130***-0.305-0.0330.10280.7290.629

（1 025.092）（0.026）（0.276）（0.884）（0.069）

模型（8）

-0.0130.072*0.968***0.154-0.201*0.16150.8520.049

（0.026）（0.028）（0.172）（0.828）（0.102）

注：（1）括號(hào)內(nèi)的值為標(biāo)準(zhǔn)差。（2）“*”表示在顯著性水平5%下顯著，“**”表示在顯著性水平1%下顯著，“***”表示在顯著性水平0.1%下顯著。

五、研究結(jié)論和啟發(fā)

文中運(yùn)用廣東省2008年和2009年的家庭動(dòng)態(tài)跟蹤調(diào)查家庭問卷數(shù)據(jù)對(duì)廣東省32個(gè)村莊居民的居民消費(fèi)進(jìn)行研究，考察基于消費(fèi)保險(xiǎn)模型的居民消費(fèi)平滑。與現(xiàn)有對(duì)廣東省的研究結(jié)論相反，文中發(fā)現(xiàn)，無論設(shè)定消費(fèi)者的效用函數(shù)是指數(shù)形式還是冪函數(shù)形式，都不能拒絕廣東省居民的完全消費(fèi)保險(xiǎn)模型假設(shè)。

考慮到金融發(fā)展對(duì)居民消費(fèi)風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)的影響，文中用各村莊調(diào)查家庭借款中銀行（包括信用社）貸款所占比例的均值在兩個(gè)調(diào)查年份的平均值fd來度量該村莊的金融發(fā)展水平，對(duì)金融發(fā)展與居民消費(fèi)平滑的關(guān)系影響進(jìn)行了研究。文中發(fā)現(xiàn)，無論消費(fèi)者的效用函數(shù)是設(shè)為指數(shù)形式還是冪函數(shù)形式，隨著金融市場(chǎng)發(fā)展程度提高，居民消費(fèi)變動(dòng)與村莊平均消費(fèi)變動(dòng)間的關(guān)系無顯著變化。在設(shè)定效用函數(shù)為指數(shù)形式時(shí)，隨著金融發(fā)展程度提高，居民消費(fèi)和收入之間的關(guān)系也無顯著變化;在設(shè)定效用函數(shù)為冪指數(shù)形式時(shí)，隨著金融發(fā)展程度提高，居民消費(fèi)和收入之間的正相關(guān)性會(huì)減少，居民消費(fèi)平滑程度提高。

廣東省居民消費(fèi)不能拒絕完全消費(fèi)保險(xiǎn)模型這一結(jié)論，對(duì)于提高廣東省居民消費(fèi)，擴(kuò)大內(nèi)需具有重要的啟發(fā)意義。普遍的觀點(diǎn)認(rèn)為，提高居民收入水平，發(fā)展金融信貸，減少居民流動(dòng)性約束等是提高居民消費(fèi)，擴(kuò)大內(nèi)需的有效途徑。但文章對(duì)廣東省家庭數(shù)據(jù)的研究表明，居民消費(fèi)的變動(dòng)與居民收入的變動(dòng)無顯著性關(guān)系，在家庭受到外部沖擊時(shí)，居民可通過向銀行或者親友進(jìn)行借貸來平滑消費(fèi)，居民消費(fèi)的變動(dòng)和村莊平均消費(fèi)的變化成一一對(duì)應(yīng)的關(guān)系。上述結(jié)論告訴我們，當(dāng)居民收入和消費(fèi)水平提高到一定水平后，在提高廣東省居民消費(fèi)方面，不能僅從提高居民收入方面著手，而應(yīng)充分尋找和開發(fā)新的消費(fèi)點(diǎn)，根據(jù)各地區(qū)消費(fèi)實(shí)際情況，引導(dǎo)居民消費(fèi)，形成地區(qū)消費(fèi)示范作用，提高居民消費(fèi)需求。

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