消費(fèi)信貸、流動(dòng)性約束與城鎮(zhèn)居民消費(fèi)——基于PSTR模型的實(shí)證分析

封福育

(江西財(cái)經(jīng)大學(xué) a.協(xié)同創(chuàng)新中心； b.經(jīng)濟(jì)學(xué)院，江西 南昌 330013)

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【統(tǒng)計(jì)應(yīng)用研究】

消費(fèi)信貸、流動(dòng)性約束與城鎮(zhèn)居民消費(fèi)
——基于PSTR模型的實(shí)證分析

封福育a,b

(江西財(cái)經(jīng)大學(xué) a.協(xié)同創(chuàng)新中心； b.經(jīng)濟(jì)學(xué)院，江西 南昌 330013)

本文利用中國2004-2013年的省級(jí)數(shù)據(jù)，建立PSTR模型實(shí)證分析消費(fèi)信貸對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)影響。實(shí)證分析結(jié)果表明：城鎮(zhèn)居民對(duì)于收入變化和消費(fèi)信貸變化均具有過度敏感性，但是高收入居民的收入敏感系數(shù)和消費(fèi)信貸敏感系數(shù)均低于低收入居民，而利率變動(dòng)對(duì)居民消費(fèi)影響并不顯著。進(jìn)一步分析表明，城鎮(zhèn)居民對(duì)于收入變化和消費(fèi)信貸變化具有過度敏感性并非是消費(fèi)者的短視所引致，而是由于流動(dòng)性約束引發(fā)的。

消費(fèi)信貸；流動(dòng)性約束；城鎮(zhèn)居民消費(fèi)

一、引 言

改革開放以來，中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展取得了舉世矚目的巨大成就。GDP由1978年的3 650億元上升至2015年的67.67萬億元，扣除物價(jià)因素影響增長了近30倍；城鎮(zhèn)居民的人均可支配收入由1978年的343.40元上升至2015年的31 195元，按可比價(jià)格計(jì)算增長了近14倍。然而，中國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出的增長速度卻遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于收入增速，導(dǎo)致城鎮(zhèn)居民消費(fèi)率長期處于一個(gè)較低的水平，最終消費(fèi)率由1983年的67.43%一路下滑至2014年的51.42%*國家統(tǒng)計(jì)局年度報(bào)告。，這成為長期中影響中國經(jīng)濟(jì)健康增長的制約因素之一。另一方面，針對(duì)廣大城鎮(zhèn)居民的個(gè)人消費(fèi)信貸業(yè)務(wù)卻迅速增長。1997年中國的個(gè)人消費(fèi)信貸余額為不足1 000億元，占GDP之比不到1%；而2014年個(gè)人消費(fèi)信貸余額增至13萬億元，占GDP之比高達(dá)20.75%*數(shù)據(jù)來源：《中國統(tǒng)計(jì)年鑒2015》和《2014年中國區(qū)域金融運(yùn)行報(bào)告》。。

由此產(chǎn)生的問題是：消費(fèi)信貸變化對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)波動(dòng)有何種影響？如何揭示并且描述消費(fèi)信貸變化對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)波動(dòng)的作用機(jī)理及沖擊效應(yīng)？最后，該種作用機(jī)理和沖擊效應(yīng)給政策制定者帶來何種啟示？

二、文獻(xiàn)綜述

弗里德曼和莫迪利阿尼的恒常收入—生命周期假說(以下簡記為LCH-PIH)認(rèn)為居民消費(fèi)取決于他們的收入，在其一生中他們的消費(fèi)支出與其收入之間的比例關(guān)系是基本穩(wěn)定的，決定他們消費(fèi)支出的收入并不是消費(fèi)者的當(dāng)期收入，而是其恒常收入[1]33-45[2]108-115。Hall將理性預(yù)期引入恒常收入假說，指出居民的消費(fèi)服從隨機(jī)游走過程，因此我們不能依據(jù)居民收入的波動(dòng)情況來預(yù)測(cè)其消費(fèi)支出的變化[3]。事實(shí)上，大部分學(xué)者的實(shí)證研究也認(rèn)為LCH-PIH并不成立。Flavin實(shí)證分析收入對(duì)消費(fèi)波動(dòng)影響時(shí)發(fā)現(xiàn)居民消費(fèi)支出具有過度敏感性特征，即當(dāng)期消費(fèi)深受其當(dāng)期收入波動(dòng)影響[4]。Zeldes指出LCH-PIH之所以不成立原因有二：第一，部分消費(fèi)者具有短視行為，無法合理預(yù)測(cè)其終身收入。第二，部分消費(fèi)者由于流動(dòng)性約束導(dǎo)致他們無法根據(jù)最優(yōu)的消費(fèi)路徑來安排消費(fèi)和儲(chǔ)蓄，只能根據(jù)其當(dāng)期的實(shí)際收入來平滑消費(fèi)路徑[5]。

由于消費(fèi)信貸是影響居民流動(dòng)性約束的重要因素之一，因此國內(nèi)外研究者對(duì)于兩者之間關(guān)系進(jìn)行了大量的實(shí)證研究。Jappelli等考察美、英等國個(gè)人消費(fèi)信貸對(duì)居民消費(fèi)影響時(shí)發(fā)現(xiàn)：消費(fèi)信貸變化對(duì)居民消費(fèi)支出有顯著影響，而且各國的消費(fèi)信貸敏感系數(shù)與消費(fèi)信貸發(fā)展程度之間呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系[6]。Smith等研究消費(fèi)信貸對(duì)澳大利亞居民消費(fèi)支出影響時(shí)也發(fā)現(xiàn)，不管是住房貸款還是其他類型貸款都對(duì)該國的居民消費(fèi)支出具有顯著影響[7]。此外， Carroll等學(xué)者也認(rèn)為消費(fèi)信貸變化將會(huì)通過流動(dòng)性約束影響居民消費(fèi)[8]。消費(fèi)信貸對(duì)居民消費(fèi)影響為正還是為負(fù)，學(xué)者們并未取得一致。臧旭恒等根據(jù)中國各區(qū)2004-2009年的宏觀面板數(shù)據(jù)實(shí)證分析了個(gè)人消費(fèi)信貸對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)影響，結(jié)果顯示消費(fèi)信貸增加能緩解居民流動(dòng)性約束提高消費(fèi)水平[9]。黃倩等通過建立微觀計(jì)量模型，運(yùn)用Heckman兩步法實(shí)證分析個(gè)人消費(fèi)信貸對(duì)家庭消費(fèi)支出影響時(shí)發(fā)現(xiàn)，消費(fèi)信貸對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平提高有顯著作用[10]。此外，張文紅等學(xué)者的研究也表明消費(fèi)信貸的發(fā)展有利于提高居民的消費(fèi)水平[11]。然而，也有部分學(xué)者持有不同意見。賈良定認(rèn)為現(xiàn)階段中國金融市場(chǎng)尚未發(fā)育成熟，居民還沒有形成借貸消費(fèi)習(xí)慣。消費(fèi)信貸對(duì)于擴(kuò)大內(nèi)需、帶動(dòng)居民消費(fèi)效果不并不顯著[12]。吳龍龍也指出消費(fèi)信貸對(duì)于居民消費(fèi)不僅具有正面的促進(jìn)效應(yīng)同時(shí)也有負(fù)面效應(yīng)。由于消費(fèi)信貸規(guī)模、貸款比例、貸款期限以及貸款利率等因素影響，消費(fèi)信貸可能出現(xiàn)擠出效應(yīng)[13]。林曉楠等也認(rèn)為消費(fèi)信貸將加大居民債務(wù)水平，導(dǎo)致居民對(duì)未來收入的提前消費(fèi)，從而降低居民的長期購買力，最終將對(duì)長期消費(fèi)產(chǎn)生抑制作用[14]。

縱觀上述文獻(xiàn)，歸納起來他們的研究主要存在以下不足：首先，各位學(xué)者在實(shí)證分析中均假定消費(fèi)者為同質(zhì)的，即消費(fèi)者具有相同的行為特征；其次，大部分文獻(xiàn)在模型設(shè)定中認(rèn)為模型具有結(jié)構(gòu)穩(wěn)定性而忽略了結(jié)構(gòu)變化的相關(guān)問題，而實(shí)際上消費(fèi)者的行為決策會(huì)由于其實(shí)際收入的波動(dòng)而變化，從而導(dǎo)致其邊際消費(fèi)傾向等相關(guān)參數(shù)發(fā)生改變；最后，從實(shí)證分析方法來看，大部分研究者是在線性模型的理論框架內(nèi)進(jìn)行相關(guān)研究的，因此無法測(cè)度由于環(huán)境、收入和制度變遷等因素所引發(fā)的消費(fèi)決策改變。為了避免上述不足，我們?cè)诩俣ǔ擎?zhèn)居民消費(fèi)行為具有異質(zhì)性的基礎(chǔ)之上，嘗試采用面板平滑轉(zhuǎn)換模型(簡記為PSTR模型)實(shí)證分析消費(fèi)信貸條件變化對(duì)中國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)波動(dòng)的非線性影響，以期準(zhǔn)確刻畫消費(fèi)信貸對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)影響的作用機(jī)理以及沖擊效應(yīng)。

三、模型與方法

本文參考Campbell和Mankiw的“λ模型”理論，假設(shè)整個(gè)社會(huì)居民是由兩個(gè)不同群體構(gòu)成，第一個(gè)群體中居民由于其短視行為或者受流動(dòng)性約束影響，其即期消費(fèi)完全由即期的收入決定；而第二個(gè)群體中居民具有遠(yuǎn)見且完全理性，他們的消費(fèi)行為由其終身收入決定，目標(biāo)是實(shí)現(xiàn)期望效用最大化[15]。

根據(jù)假設(shè)可知第一個(gè)群體中消費(fèi)者的消費(fèi)水平等于其當(dāng)期收入，即C1t=Y1t，對(duì)其兩邊均取對(duì)數(shù)后，他們的消費(fèi)波動(dòng)可用下式刻畫：

Δc1t=Δy1t=λΔyt

(1)

其中，c1t=lnC1t，yt=lnYt。第二個(gè)群體中居民的消費(fèi)行為則服從LCH-PIH，其成員將力求在約束條件下實(shí)現(xiàn)終身期望效用的極大化，即：

(2)

其中，δ為代表消費(fèi)者對(duì)于時(shí)間的偏好。

假定代表性消費(fèi)者的即期效用函數(shù)為常相對(duì)風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避型效用函數(shù)(即CRRA效用函數(shù))，其具體形式表述如下：

(3)

(4)

At+j≥0

(5)

其中，At，Ct，Yt分別代表消費(fèi)者在第t期的實(shí)際資產(chǎn)、實(shí)際消費(fèi)和實(shí)際收入，rt代表第t期的市場(chǎng)實(shí)際利率j=0,1,…,。方程(4)和(5)代表了居民所面臨的約束，即任一消費(fèi)者在每期的凈資產(chǎn)均不能小于零。

由此，在約束方程(4)和(5)成立的條件下，居民實(shí)現(xiàn)其期望效用極大化時(shí)對(duì)應(yīng)的一階條件為：

(6)

方程(6)表明在消費(fèi)者具有理性預(yù)期的條件下，其進(jìn)行消費(fèi)行為的跨期最優(yōu)決策將受市場(chǎng)實(shí)際利率r和參數(shù)σ的影響。對(duì)上式兩邊取自然對(duì)數(shù)，可以得到方程(7)：

Et-1ct-ct-1=a+σEt-1rt

(7)

由于前面假設(shè)消費(fèi)者為具有遠(yuǎn)見的理性人，因此消費(fèi)者的實(shí)際消費(fèi)支出應(yīng)為其期望值加上預(yù)測(cè)誤差，即： ct=Et-1ct+ut，rt=Et-1rt+vt。則模型(7)又可以改寫為：

Δct=a+σrt+wt

(8)

其中，wt=ut-σvt。同時(shí)由于第二個(gè)群體中居民占總?cè)丝诒戎貎H為1-λ，則：

(9)

由于Δct=Δc1t+Δc2t，因此可以通過對(duì)式(10)進(jìn)行檢驗(yàn)從而考察LCH-PIH是否成立：

(10)

在模型(10)中，如果λ=0成立，說明消費(fèi)者沒有過度敏感性特征，弗里德曼和莫迪利阿尼的LCH-PIH成立；反之，如果λ≠0，則說明該群體居民具有過度敏感性特征，LCH-PIH不成立。

進(jìn)一步，為了分析消費(fèi)信貸因素對(duì)中國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的影響，本文參考Bacchetta(1997)、臧旭恒(2012)等學(xué)者做法，在模型(10)中納入反映消費(fèi)者信貸條件變化的變量，因此模型變?yōu)椋?/p>

Δct=k+λΔyt+β rt+αΔcreditt+εt

(11)

其中，Δcredit代表消費(fèi)信貸條件的變化。

然而，模型(11)忽略了參數(shù)穩(wěn)定性問題，即不同收入階層城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)行為可能不同。Morgan(1993)認(rèn)為，由于消費(fèi)者的預(yù)期收入、流動(dòng)性約束以及社會(huì)保障制度變遷等原因的存在，導(dǎo)致消費(fèi)信貸條件的變化對(duì)消費(fèi)沖擊具有非線性和非對(duì)稱性特征。為此，本文將上述模型擴(kuò)展為如下的非線性的PSTR模型：

(12)

其中，μi代表截距項(xiàng)；α1、α2和α3為待估參數(shù)；εit代表隨機(jī)誤差項(xiàng)。

在PSTR模型(12)中，G(qit,γ,c)為轉(zhuǎn)換函數(shù)，正是該轉(zhuǎn)換函數(shù)的存在導(dǎo)致模型(12)具有非線性特征。G(qit,γ,c)為值域在[0，1]之間的有界、連續(xù)、可導(dǎo)函數(shù)。對(duì)于轉(zhuǎn)換函數(shù)G(qit,γ,c)而言，參數(shù)c、γ以及變量qit具有重要意義。其中，qit為閾值變量(qit可以是模型的任一變量，也可以是各個(gè)變量的線性組合)；γ為決定模型機(jī)制轉(zhuǎn)換速度的平滑參數(shù)；c是閾值參數(shù)，該參數(shù)決定了模型發(fā)生機(jī)制轉(zhuǎn)換的位置和時(shí)間節(jié)點(diǎn)。

對(duì)于一般的PSTR模型，其轉(zhuǎn)換函數(shù)G(qit,γ,c)的表述形式如下：

G(qit,γ,c)=

(13)

其中，c1≤c2≤…≤cm參數(shù)m反映了模型機(jī)制狀態(tài)的個(gè)數(shù)。如果m=1，表明該模型僅有一個(gè)閾值參數(shù)、兩種機(jī)制狀態(tài)；如果m取值為2，則表明該模型具有兩個(gè)閾值參數(shù)、相應(yīng)的有三種機(jī)制狀態(tài)。

在式(13)中，當(dāng)m=1時(shí)，其對(duì)應(yīng)的轉(zhuǎn)換函數(shù)形式表述如下：

(14)

這時(shí)對(duì)應(yīng)的PSTR模型為兩機(jī)制的面板平滑轉(zhuǎn)換模型。當(dāng)qit趨于負(fù)無窮時(shí)，轉(zhuǎn)換函數(shù)G(qit,γ,c)的取值趨于0，此時(shí)模型處于低機(jī)制狀態(tài)；反之，當(dāng)qit取值趨于正無窮時(shí)， G(qit,γ,c)趨于1，模型將處于高機(jī)制狀態(tài)。滿足該種形式的PSTR模型被稱為LPSTR1模型。

在模型(13)中，當(dāng)m取值為2時(shí)，轉(zhuǎn)換函數(shù)形式表述如下：

G(qit,γ,c)=

(15)

四、實(shí)證分析

(一)數(shù)據(jù)來源與變量定義

本文實(shí)證研究中所應(yīng)用的原始數(shù)據(jù)均來源于各年度的《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》，中國人民銀行公布的《區(qū)域金融運(yùn)行報(bào)告》以及中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫，所采用的資料為省級(jí)面板數(shù)據(jù)，研究范圍為中國大陸地區(qū)的31個(gè)省、直轄市和自治區(qū)，樣本考察期限為2004年至2013年。其中，變量consumption代表城鎮(zhèn)居民消費(fèi)，實(shí)證中應(yīng)用中國城鎮(zhèn)家庭各個(gè)年度的人均消費(fèi)性支出(單位元)；income代表收入，實(shí)證中應(yīng)用中國城鎮(zhèn)家庭各個(gè)年度的人均可支配收入(單位元)；變量loan代表消費(fèi)信貸，實(shí)證分析中應(yīng)用各個(gè)省市的個(gè)人消費(fèi)貸款總額作為代理變量(單位元)；r代表實(shí)際利率，即名義利率減去通脹水平，分析中應(yīng)用的名義利率為中國金融機(jī)構(gòu)法定短期貸款利率(一年)，度量通脹水平變量為各個(gè)省市的消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)。

實(shí)證模型分析中，對(duì)于代表消費(fèi)、收入和消費(fèi)信貸的三個(gè)變量consumption、income和credit均先取自然對(duì)數(shù)后進(jìn)行差分處理，處理后應(yīng)用于實(shí)證分析的變量分別為Δc、Δy和Δcredit。此外，在實(shí)證研究之前所有變量均進(jìn)行了物價(jià)調(diào)整(基期為2004年)。

(二)模型設(shè)定形式檢驗(yàn)

由于樣本數(shù)據(jù)跨度有10年，因此在對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)和分析之前應(yīng)相對(duì)各個(gè)變量進(jìn)行面板單位根檢驗(yàn)以避免謬誤回歸。本文為了使面板單位根檢驗(yàn)結(jié)果更加穩(wěn)健，這里使用LLC的和IPS兩種方法進(jìn)行面板單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表1。

表1 各個(gè)變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

注：顯著性水平為5%。

通過上述面板單位根檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，在5%的顯著性水平下，變量Δc、Δy、Δcredit、和r均為平穩(wěn)序列。因此，我們可以對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)和檢驗(yàn)。

對(duì)于模型(12)，必須解決以下兩個(gè)問題：其一，模型(12)是否具有非線性特征？其二，如果模型(12)具有顯著的非線性特征，那么對(duì)于轉(zhuǎn)換函數(shù)G(qit,γ,c)應(yīng)該采用何種形式？

(16)

Gonzalez(2004，2005)等提出應(yīng)用LM統(tǒng)計(jì)量來檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪欠窬哂蟹蔷€性效應(yīng)。其對(duì)應(yīng)的虛擬假設(shè)和備選假設(shè)分別是：H0∶β1=β2=β3=0,H1∶βjt不全為0。這時(shí)，對(duì)應(yīng)的LM檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量表述為：

其中，k代表模型中解釋變量數(shù)量；T代表各個(gè)時(shí)期；N代表橫截面中個(gè)體數(shù)量； SSR0代表在虛擬假設(shè)成立條件下受約束回歸模型的殘差平方和；SSR1代表無約束回歸模型對(duì)應(yīng)的殘差平方和。該LM統(tǒng)計(jì)量在大樣本條件下漸進(jìn)服從自由度為3k的卡方分布。

在原假設(shè)成立的條件下，說明模型不具有顯著的非線性特征，此時(shí)模型(12)將退化為一個(gè)線性的面板數(shù)據(jù)模型；反之，如果拒原假設(shè)則說明模型具有顯著的非線性效應(yīng)，在實(shí)證研究中應(yīng)用PSTR模型更為合理。

如果模型(12)具有非線性特征，應(yīng)確定轉(zhuǎn)換函數(shù)G(qit,γ,c)的具體形式。為此，需要對(duì)模型進(jìn)行序貫的LM檢驗(yàn)以確定G(qit,γ,c)的形式。此時(shí)，依次進(jìn)行序貫檢驗(yàn)的原假設(shè)分別為：H01∶β3=0；H02∶β2=0/β3=0；H03∶β1=0/β2=β3=0。如果H01∶β3=0或H03∶β1=0/β2=β3=0被最強(qiáng)烈地拒絕，那么轉(zhuǎn)換函數(shù)應(yīng)該選擇LPSTR1模型；反之，如果原假設(shè)H02∶β2=0/β3=0被最強(qiáng)烈地拒絕，那么實(shí)證分析中應(yīng)該選擇LPSTR2模型。在下表中給出了對(duì)模型(12)進(jìn)行非線性檢驗(yàn)和序貫的LM檢驗(yàn)結(jié)果。

表2 回歸模型(12)序貫LM檢驗(yàn)結(jié)果

注：括號(hào)內(nèi)給出的是精確的p值。***、**、*分別代表1%、5%和10%的顯著性水平。

由表2給出的檢驗(yàn)結(jié)果可知：在5%的顯著性水平下，模型(12)拒絕虛擬假設(shè)H0∶β1=β2=β3=0，這說明回歸模型(12)具有顯著的非線性特征，此時(shí)選擇PSTR模型更為合理。進(jìn)一步的遞歸檢驗(yàn)結(jié)果顯示：虛擬假設(shè)H03∶β1=0/β2=β3=0被最強(qiáng)烈地拒絕，這說明實(shí)證分析中PSTR模型(12)的轉(zhuǎn)換函數(shù)應(yīng)該采用LPSTR1形式。

(三)模型的參數(shù)估計(jì)

實(shí)證分析中，以收入為閾值變量。在明確PSTR模型(12)的閾值變量和的轉(zhuǎn)換函數(shù)G(qit,γ,c)形式之后，下一步應(yīng)對(duì)模型(12)進(jìn)行參數(shù)估計(jì)。本文在實(shí)證分析中應(yīng)用的是二維網(wǎng)格搜索法確定閾值參數(shù)c和平滑參數(shù)γ的初值。對(duì)于平滑參數(shù)γ，本文通過構(gòu)造(0.50，300.50)的區(qū)間、選擇步長為1；而對(duì)于閾值參數(shù)c，本文構(gòu)造(7 800，42 000)的搜索區(qū)間，選擇步長為100，進(jìn)行網(wǎng)格搜索。這里通過搜索得到閾值參數(shù)c和平滑參數(shù)γ的初始值分別為9 076.85和281.23，然后代入PSTR模型(12)，最后估計(jì)得到PSTR模型(12)中各個(gè)參數(shù)，并將其估計(jì)結(jié)果列入表3。

表3 PSTR模型(12)的參數(shù)估計(jì)結(jié)果

注： ***、**、*分別代表1%、5%和10%的顯著性水平。

(四)模型的殘差檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步檢驗(yàn)和評(píng)價(jià)PSTR模型(12)估計(jì)結(jié)果，在對(duì)模型(12)進(jìn)行參數(shù)估計(jì)后，還需進(jìn)行殘差檢驗(yàn)。首先，檢驗(yàn)PSTR模型(12)是否還殘留有非線性效應(yīng)，表4給出了檢驗(yàn)結(jié)果。

表4 模型(12)殘留非線性檢驗(yàn)結(jié)果

注：括號(hào)內(nèi)給出的是精確的p值。

由表4給出的LM檢驗(yàn)結(jié)果可知，在5%的顯著性水平下，PSTR模型(12)不具有非線性特征，即沒有余留非線性效應(yīng)。

對(duì)模型(12)的殘差進(jìn)行面板單位根檢驗(yàn)，同時(shí)將檢驗(yàn)結(jié)果列入下表。

表5 模型殘差面板單位根檢驗(yàn)

表5給出的模型殘差面板單位根檢測(cè)結(jié)果說明：PSTR模型(12)的回歸殘差是平穩(wěn)序列(顯著性水平為1%)。而后，應(yīng)用Box-Pierce(1970)的Q統(tǒng)計(jì)量來檢驗(yàn)殘差是否存在自相關(guān)。表6給出的結(jié)果顯示殘差不存在自相關(guān)。

表6 模型殘差自相關(guān)檢驗(yàn)

上述的殘差檢驗(yàn)結(jié)果顯示：PSTR模型(12)沒有余留非線性效應(yīng)，殘差序列為平穩(wěn)過程且不存在自相關(guān)。這意味著模型(12)的估計(jì)結(jié)果具備穩(wěn)健性和一致性，可以對(duì)模型(12)進(jìn)行經(jīng)濟(jì)分析。

(五)結(jié)果分析

PSTR模型(12)的估計(jì)結(jié)果顯示，消費(fèi)信貸條件變化對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)波動(dòng)影響具有顯著的非線性特征。模型(12)的閾值C=9 069.58，這表明如果城鎮(zhèn)居民收入低于9 069.58元時(shí)，轉(zhuǎn)換函數(shù)G(qit,γ,c)取值將趨于0，那么模型將處于低機(jī)制區(qū)；反之，如果城鎮(zhèn)居民收入高于9 069.58元，G(qit,γ,c)取值將趨于1，此時(shí)模型將處于高機(jī)制區(qū)；當(dāng)城鎮(zhèn)居民收入在閾值9 069.58元附近時(shí)，消費(fèi)信貸對(duì)中國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)波動(dòng)的影響將在高低兩個(gè)機(jī)制之間平滑轉(zhuǎn)換。

對(duì)收入敏感性系數(shù)進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)無論是α1還是α1+β1均顯著不為0，這一檢驗(yàn)結(jié)果表明無論是低收入城鎮(zhèn)居民還是高收入居民均具有過度敏感性，LCH-PIH不成立。進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)：對(duì)于低收入城鎮(zhèn)居民而言，其收入敏感性系數(shù)α1的估計(jì)值為2.29；而高收入城鎮(zhèn)居民的收入敏感系數(shù)α1+β1估計(jì)值僅為0.94，這表明不同收入群體城鎮(zhèn)居民的收入敏感程度并不一致。和高收入居民相比，低收入居民對(duì)收入波動(dòng)更為敏感。之所以出現(xiàn)上述現(xiàn)象，主要原因在于：基于LCH-PIH理論，消費(fèi)者應(yīng)根據(jù)一生恒常收入對(duì)消費(fèi)進(jìn)行優(yōu)化配置從而使個(gè)人效用極大化。然而，這要求消費(fèi)者每一期的收入和財(cái)富之和大于當(dāng)期消費(fèi)。由于流動(dòng)性約束影響，大部分消費(fèi)者無法做到這點(diǎn)，從而導(dǎo)致消費(fèi)者具有過度敏感性特征。然而，和低收入城鎮(zhèn)居民相比，高收入城鎮(zhèn)居民的財(cái)富水平和收入水平均較高，其消費(fèi)的跨期優(yōu)化配置能力要高于低收入城鎮(zhèn)居民，因此高收入居民的收入敏感系數(shù)要低于低收入居民。

進(jìn)一步，考察消費(fèi)信貸條件變化對(duì)消費(fèi)波動(dòng)的影響。從模型的估計(jì)結(jié)果可知：消費(fèi)信貸規(guī)模提高有利于緩解流動(dòng)性約束，從而促進(jìn)居民消費(fèi)。此外，和收入變化對(duì)消費(fèi)波動(dòng)影響相類似，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)同樣對(duì)消費(fèi)信貸具有過度敏感性，且不同收入群體的消費(fèi)信貸敏感系數(shù)也不同，低收入城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)對(duì)信貸條件變化更為敏感。這進(jìn)一步證實(shí)了上面結(jié)論，低收入城鎮(zhèn)居民消費(fèi)波動(dòng)受收入和消費(fèi)信貸影響更大并不是其短視造成的，而是受流動(dòng)性約束的影響。

實(shí)證分析結(jié)果同時(shí)表明：實(shí)際利率變化對(duì)消費(fèi)波動(dòng)并無顯著影響。無論是低收入城鎮(zhèn)居民還是高收入城鎮(zhèn)居民，其系數(shù)均未通過顯著性檢驗(yàn)。該結(jié)論和臧旭恒(2012)等的研究結(jié)果相近。臧旭恒(2012)的研究結(jié)果也認(rèn)為LCH-PIH不成立的原因并非是中國城鎮(zhèn)居民的短視行為所引致，而是由于流動(dòng)性約束引發(fā)的。

五、結(jié) 論

本文將消費(fèi)信貸因素納入Campbell模型，應(yīng)用PSTR模型實(shí)證分析消費(fèi)信貸對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)影響。研究得到的結(jié)論如下：

第一，消費(fèi)信貸對(duì)中國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)具有顯著影響，而且這種影響表現(xiàn)出非線性和非對(duì)稱性特征。

第二，無論是低收入的城鎮(zhèn)居民還是高收入的城鎮(zhèn)居民均具有過度敏感性，LCH-PIH在中國并不成立。且LCH-PIH不成立的原因并非是城鎮(zhèn)居民的短視行為所引致，而是由于流動(dòng)性約束引發(fā)的。

第三，消費(fèi)信貸對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出有顯著的促進(jìn)作用，消費(fèi)信貸水平的提高有利于緩解流動(dòng)性約束對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的制約。但不同收入階層城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)信貸敏感系數(shù)并不一致，低收入居民消費(fèi)對(duì)信貸變化更為敏感。

根據(jù)實(shí)證研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，當(dāng)前中國推行消費(fèi)信貸啟動(dòng)國內(nèi)需求的政策是正確的，具有成效的。但是中國的消費(fèi)信貸仍然受到多方面限制。因此，為了促進(jìn)消費(fèi)信貸的進(jìn)一步快速發(fā)展，通過個(gè)人消費(fèi)信貸拉動(dòng)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平提高，可以嘗試從以下幾方面入手：

首先，穩(wěn)步提升城鎮(zhèn)居民的收入水平，健全和完善社會(huì)保障體系，減少改革和社會(huì)轉(zhuǎn)型所帶來的收入不確定。消費(fèi)信貸本質(zhì)上是將未來的預(yù)期收入進(jìn)行提前消費(fèi)，因此讓廣大城鎮(zhèn)居民擁有較高且穩(wěn)定的收入預(yù)期是消費(fèi)信貸得以快速發(fā)展的前提條件之一。

其次，為城鎮(zhèn)居民消費(fèi)信貸發(fā)展?fàn)I造寬松的外部環(huán)境?？梢酝ㄟ^網(wǎng)絡(luò)、報(bào)紙等傳媒推廣和倡導(dǎo)合理的消費(fèi)文化，引導(dǎo)廣大居民合理使用個(gè)人信貸進(jìn)行消費(fèi)支出，將個(gè)人消費(fèi)信貸行為平穩(wěn)化和長期化。

最后，建立和培育多層次、多類型的消費(fèi)金融市場(chǎng)。消費(fèi)信貸的提供者不應(yīng)僅局限于國有商業(yè)銀行，政府應(yīng)該大力支持和扶植消費(fèi)金融機(jī)構(gòu)和信用卡公司，倡導(dǎo)相關(guān)金融機(jī)構(gòu)根據(jù)城鎮(zhèn)居民的收入和消費(fèi)特點(diǎn)提供多種類型的個(gè)人信貸產(chǎn)品，吸引更多的居民使用信貸形式進(jìn)行適度消費(fèi)。

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(責(zé)任編輯：張愛婷)

Consumption Credit, Liquidity Constraint and the Consumption of China's Rural Residents:An Empirical Analysis Based on Panel Smooth Transition Model

FENG Fu-yua,b

(a.Collaborative Innovation Center; b.School of Economics, Jiangxi University of Finance and Economics, Nanchang 330013, China)

The paper analyzes the relationship between consumption credit and the consumption of urban residents by using the pane1 data for 31 Chinese provinces during 2004-2013 with panel smooth threshold model. The result shows that urban residents have excess sensitivity of consumption to income and consumption credit, but high-income residents' income sensitivity coefficient and consumer credit sensitive coefficient is lower than low-income residents'. The study also finds that the influence of interest rate changing on consumer behavior was not significant. To further explore the cause of urban residents have excess sensitivity of consumption to income and consumption credit, we find that it results from the existence of the liquidity constraints, rather than myopia.

consumption credit; liquidity constraint; consumption

2016-03-04；修復(fù)日期：2016-06-07

國家社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目《產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)視角下中國居民消費(fèi)率的決定因素研究》(11CJY076)；國家自然科學(xué)基金《社會(huì)資本視角下經(jīng)濟(jì)環(huán)境雙贏的路徑選擇與對(duì)策研究》(71540025)；江西省高校人文社科項(xiàng)目《產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)引導(dǎo)居民消費(fèi)的作用機(jī)理、 效應(yīng)測(cè)度與政策選擇》(JJ1509)；江西財(cái)經(jīng)大學(xué)協(xié)同創(chuàng)新中心重點(diǎn)項(xiàng)目《戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展促進(jìn)居民消費(fèi)的實(shí)證研究》

封福育，男，江西臨川人，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，副教授，研究方向：數(shù)量經(jīng)濟(jì)學(xué)。

F220

A

1007-3116(2016)12-0075-07