中國實際利率變動對城鎮(zhèn)居民消費的實證研究

尚衛(wèi)平，張建偉

(南京財經(jīng)大學，江蘇 南京 210023)

一、引 言

當前世界經(jīng)濟正處于后全球金融危機時代，增長持續(xù)低迷，歐美貿(mào)易保護主義與逆全球化思潮日益抬頭，這對我國出口拉動型經(jīng)濟增長模式帶來了嚴峻挑戰(zhàn)。雖然自改革開放以來，我國經(jīng)濟保持快速增長，居民收入也顯著提高，但由于長期處于“金融抑制”狀態(tài)和“社會安全網(wǎng)”的缺失，消費作為拉動經(jīng)濟發(fā)展三駕馬車之一沒有發(fā)揮應有作用，雖然近年來最終消費對GDP的貢獻率有略微的上升(圖1)，但與發(fā)達國家相比差距仍十分明顯。

圖1 最終消費對GDP的貢獻率

近年來，我國居民儲蓄率一直居高不下，調(diào)節(jié)消費低迷的措施也主要集中在降低名義利率和加征利息稅等政策上。央行于近十年來，不斷通過調(diào)整利率，引導居民減少儲蓄增加消費，但是效果卻有悖初衷。由于經(jīng)濟生活中的不確定性因素增多，居民預防性儲蓄動機增強，表現(xiàn)出居民消費并沒有因收入水平提高同比帶來消費水平提升，反而呈現(xiàn)出存款儲蓄的大幅度上升(圖2)。

圖2 居民儲蓄存款總額(2005～2014)

考慮到近年來物價水平整體呈上升趨勢，已形成了溫和通貨膨脹態(tài)勢，央行利率調(diào)節(jié)只是名義利率(圖3)。在以往城鎮(zhèn)居民消費研究中，大多是在財政政策框架下進行，即研究物價水平、稅收政策、財政支出等變量對消費的影響。本文以實際利率作為影響城鎮(zhèn)居民消費的重要誘導性變量，試圖在前人研究的基礎(chǔ)上，從實際利率視角探討對城鎮(zhèn)居民的消費影響。

圖3 2006～2015年全國平均名義利率與實際利率水平

本文研究具有以下三個特點：第一，在研究路徑上，近年來，國內(nèi)大部分相關(guān)文獻一般是基于消費生命周期理論和持久收入假說進行研究，本文結(jié)合中國國情，采用可能更為準確的目標儲蓄假說；第二，在實證方法上，過去文獻大多單純以時間序列數(shù)據(jù)和截面數(shù)據(jù)為主，故很難從時間空間上同時考慮到實際利率對實際消費的影響，本文選用了2006～2015年31個省市的面板數(shù)據(jù)，能夠更好地反映近年來中國居民消費因素的變化情況；第三，在變量選用和研究目的上，均是剔除了價格因素的實際變量，不再把價格水平、通貨膨脹、名義利率等作為自變量，著力探討實際利率對消費的影響，重點檢驗消費利率彈性以及實際利率與消費之間的相關(guān)關(guān)系是否穩(wěn)健。

二、文獻綜述

在理論層面上，古典經(jīng)濟學派認為，儲蓄是實際利率的增函數(shù)，較高的實際利率往往會鼓勵儲蓄抑制消費，消費作為儲蓄的對立面，它是實際利率的減函數(shù)。凱恩斯在古典主義基礎(chǔ)上，承認利率對消費的影響，但他同時認為利率對短期消費的影響是第二位及不重要的，實際收入才是決定消費的最重要的因素。莫迪里亞尼和弗里德曼分別提出了“生命周期理論”與“持久收入假說”，假設(shè)消費者選擇最優(yōu)消費路徑，追求終生的效用最大化。

理論層面尚未就實際利率與消費的關(guān)系得出一致性的結(jié)論。在實證分析層面上，更是眾說紛紜。可分為三類：1)消費與實際利率成負相關(guān)關(guān)系。王勇(2015)[1]基于脈沖響應分析和反事實仿真，表明降低實際利率會提高居民消費，其中存貸款利率雖然顯著但不持久，拆借等市場利率影響微弱但較為持久；王立平(2005)[2]運用加權(quán)最小二乘法得出在剔除制度性因素的前提下，實際利率上升會引起居民消費下降。2)實際利率對儲蓄率影響不顯著。陳湛勻(2001)[3]根據(jù)凱恩斯與克魯格曼提出的“流動性陷阱”理論，得出了利率杠桿作用存在局限性的結(jié)論；封富育(2014)[4]應用門限回歸模型對城鎮(zhèn)居民消費進行了研究，發(fā)現(xiàn)利率變動對消費者行為影響不顯著；譚暢(2007)[5]發(fā)現(xiàn)，對于我國城鎮(zhèn)居民來說，利率調(diào)整的影響不顯著，而對于農(nóng)村，則有較為顯著的反向影響；馬樹才、蔣詩(2015)[6]認為消費者通過對短期通脹率的合理預期，安排未來消費與儲蓄的比例，以確保效用水平相對穩(wěn)定；3)消費與實際利率呈正相關(guān)關(guān)系。劉贛州(2010)[7]發(fā)現(xiàn)，對于中低收入消費者來說，降息所帶來的收入效應會大于替代效應，對于中高收入者來說，降息帶來的雙重效應被互相抵消，對消費的影響不明顯。

考察實際利率與消費之間關(guān)系的文獻并不是很多，大部分是在考察對消費的影響因素中納入了實際利率這一變量。王合旭、夏陽(2000)[8]基于生命周期理論與持久收入假說，發(fā)現(xiàn)了城鄉(xiāng)居民消費均與實際利率呈反比的現(xiàn)象；張五六(2010)[9]運用時變參數(shù)狀態(tài)空間模型研究利率與消費之間的關(guān)系，認為利率對農(nóng)村和城鎮(zhèn)居民消費需求影響不顯著，利率機制尚不是調(diào)節(jié)我國消費的良方。

現(xiàn)有的文獻并沒有對二者的關(guān)系給出明確的結(jié)論。原因有以下兩點：一是費雪跨期消費決策模型指出，利率對消費有替代與收入的雙重效應，收入效應與利率同方向，替代效應則相反，利率變動結(jié)果則是基于兩種效應之和，故具有不確定性[10];二是生命周期消費理論和持久收入假說傳導機制在中國未必成立。近年來，我國居民消費決策環(huán)境發(fā)生了很大的變化，社會處于轉(zhuǎn)型期，不確定因素增多，醫(yī)療保障體系和金融借貸體系有待健全；人們對于房屋等耐用消費品購買意愿不斷增強，居民消費變得更加審慎，規(guī)避風險，抵御不確定性帶來的沖擊。同時，我國目前實行的是典型的利率“雙軌制”，即由央行管控的存貸款利率與完全市場化的同業(yè)拆借利率，仍處于“金融抑制”狀態(tài)，存在一定的“流動性約束”，居民的投融資渠道十分有限。在此情況下，導致我國居民消費存在消費短視現(xiàn)象。

人們雖然無法像生命周期理論所假設(shè)的那樣，在最優(yōu)化的框架下合理安排終身消費，但是并不妨礙居民在未來不確定性的預期下，規(guī)劃儲蓄目標，確保未來的某一消費水平。因此，在未來目標儲蓄水平事先確定時，實際利率的提高會帶來儲蓄回報的增加，人們可以在當期實現(xiàn)更多的消費，在該理論中，消費的利率彈性通常為正。

基于上文所述的目標儲蓄理論，可以通過兩階段模型加以分析說明。假設(shè)Y1、Y2分別代表兩個階段的收入，R代表第一階段儲蓄的實際利率，C1、C2分別代表第一、第二階段的消費支出，由于人們已經(jīng)有了對第二期消費與儲蓄的預期，故C2應該為常數(shù)。因此，最優(yōu)化的C1應滿足方程：

C2=(Y1-C1)(1+R)+Y2

(1)

由于大多數(shù)居民投資渠道的單一化，證券類投資所得占收入比重非常小，故而可以認為收入與實際利率無關(guān)，從而將上式進行轉(zhuǎn)換，可得C1=Y1-(C2-Y2)/(1+R)。

三、模型的構(gòu)建與分析

(一)變量說明與描述性統(tǒng)計

根據(jù)目標儲蓄理論，本文選用城鎮(zhèn)居民消費支出為因變量，將影響目標儲蓄的自變量細分為三類：1)基準變量，城鎮(zhèn)居民可支配收入、實際利率；2)政府影響因素，政府支出；3)預防性儲蓄變量，房價增長率、醫(yī)療支出增長率。

實際利率是名義利率減去通脹水平，名義利率為央行規(guī)定的一年期定期存款利率。之所以加入政府影響因素，是因為在理論上，政府支出對消費有兩種效應：中性與非中性。中性是指如果李嘉圖等價成立，政府不管是選擇發(fā)債還是征稅都不會影響居民消費；非中性則可以分為兩種，一種為“擠入效應”，是指政府支出行為具有正的外部性，即政府通過擴張性的財政政策，促進了私人消費與投資的增加，另一種為“擠出效應”，是指政府支出增加反而引起了私人消費與投資的減少，形成對私人部門負外部性。

為減弱異方差與自相關(guān)性，提高模型擬合能力，文中城鎮(zhèn)居民消費支出、可支配收入、政府支出均按照原數(shù)據(jù)取對數(shù)方式進行處理，但實際利率有正有負，故不取對數(shù)；各地實際房價(特別是東部地區(qū)與西部地區(qū))與醫(yī)療支出差距明顯(圖4)，因此取其增長率作為自變量。計量軟件為stata13。

圖4 中東西部房價比較

各變量的描述性統(tǒng)計見表1。

表1 主要變量的描述性結(jié)果說明

續(xù)表1 主要變量的描述性結(jié)果說明

注：數(shù)據(jù)來源于中國統(tǒng)計年鑒，中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫，wind數(shù)據(jù)庫；表1所列數(shù)據(jù)均為各變量的均值，括號內(nèi)為標準差；所有數(shù)據(jù)均保留兩位小數(shù).

從表1可以發(fā)現(xiàn)，我國實際利率處于較低區(qū)間，且波動較大；房價、醫(yī)療等支出呈高位增長態(tài)勢；政府財政支出數(shù)額較大；居民消費與收入絕對值和標準差都比較大。為避免擬合效果不理想，故對收入消費取對數(shù)處理，并將財政支出作為一個自變量進行探討。

(二)實證研究

1.面板模型的設(shè)定與選擇

(1)模型的設(shè)定

本文所用數(shù)據(jù)為10年31個省市的面板數(shù)據(jù)，對于這個典型的短面板數(shù)據(jù)進行估計，一種處理方式是把它看成是截面數(shù)據(jù)進行混合回歸，另外一種處理方式是為每個個體提供一個單獨的估計方程。這兩種方法都有一定的弊端，前者直接忽略了個體直接存在的異質(zhì)性，可能會造成非相合的估計結(jié)果；后者則忽略了個體間的共性，且需要極為大量的數(shù)據(jù)，這是本文所不具有的。

于是本文采用一種較為折中的方法，假定個體的回歸方程擁有一致的斜率，但截距項可以不同，即可以把模型寫成如下形式：

lncit=β1xit+β2lnyit+β3rit+μit+εiti=1,…,31; t=1,…,10

(2)

其中,cit表示城鎮(zhèn)居民實際消費支出;yit與rit分別表示城鎮(zhèn)居民實際可支配收入和實際利率;xit代表其他自變量集；μit為代表個體異質(zhì)性的截距項;εit為殘差項，反映的是所忽略的其他因素對因變量的影響。消費對實際利率的反映程度由β3進行衡量，如果β3>0，那么目標儲蓄假說成立，實際利率上升對居民消費有正影響。

如果截距項μit與某個自變量相關(guān)，則模型被稱為“固定效應模型”，此時不管樣本量有多大，混合ols所得結(jié)果都是非一致的。

如果截距項與所有自變量均無關(guān)，則被稱為“隨機效應模型”，“固定效應模型”與“隨機效應模型”統(tǒng)稱為“變截距模型”。

(2)模型的選擇

首先判斷是采用混合回歸還是變截距模型，我們可以通過F檢驗值來進行判斷，見表2。

表2 F值檢驗

由表2可知，對于原假設(shè)“H0：all ui=0”，檢驗結(jié)果的P值為0.000，拒絕原假設(shè)，選擇備擇假設(shè)，采用變截距模型。

對于使用固定效應模型還是隨機效應模型，文中采用的方法是進行Hausman檢驗，原假設(shè)為H0:ui5 Xit“不相關(guān)”，如果原假設(shè)成立，則應該使用隨機效應模型，反之，應該使用固定效應模型(無論原假設(shè)成立與否，固定效應結(jié)論都是一致的，但是在原假設(shè)成立的前提下，隨機效應模型更加有效)。檢驗結(jié)果見表3。

表3 Hausman檢驗

P值為0.0000，強烈拒絕原假設(shè)，采用固定效應模型。

如果可以在原方程中引入(n-1)個虛擬變量來表示不同的個體(在本文中表示31個不同的省份)，并用“聚類穩(wěn)健的標準誤”進行回歸擬合，那么將得到與固定效應模型相類似的結(jié)果，這種模型被稱為“最小二乘虛擬變量模型(LSDV)”，Cameron和Trivedi(2005)[11]證明兩種方法是等價的。為了更好地進行比較，在下面回歸結(jié)果中，給出混合回歸、固定效應模型和LSDV的擬合結(jié)果。

2.回歸結(jié)果分析

(1)基準變量的回歸結(jié)果

在基準方程中，只選用實際可支配收入和實際利率作為自變量，使用上述介紹的三種方法分別進行擬合回歸，結(jié)果如表4所示。

表4 三種方法的基準回歸結(jié)果

注：括號內(nèi)為P值；為了提高模型的準確性，估計時均選用聚類穩(wěn)健標準誤，下同.

從表4的回歸結(jié)果可以看出，1)實際收入與實際消費成正比，說明了人們生活水平提高，促進了消費能力的上升；實際利率與實際消費成正比，這反映了近10年來，利率上升的收入效應高于替代效應，刺激了實際消費的增長，但其影響系數(shù)較小。2)從可決系數(shù)可以看出，固定效應模型與LSDV法的擬合程度要高于混合OLS回歸，這也從側(cè)面證實了之前模型選擇的正確性；LSDV法的變量系數(shù)與固定效應模型一致，擬合效果更好，其原因在于LSDV法加入了大量的省際虛擬變量，本質(zhì)上二者是相同的。

(2)加入政府支出變量后的回歸結(jié)果

對于我國政府支出對居民消費的影響，國內(nèi)不同學者有著不同的解答。許先普(2010)[12]基于封閉經(jīng)濟中消費跨期最優(yōu)框架，探討了李嘉圖等價之謎的中國經(jīng)驗分析，認為在短期內(nèi)政府支出會促進居民消費的提升，在長期則會完全擠占私人消費；田青、高鐵梅(2008)[13]利用可變參數(shù)模型進行分析，認為實行積極財政政策年份，政府支出具有擠入效應，實施財政緊縮政策年份，政府支出具有擠出效應；張德勇(2013)[14]基于VAR模型的分析框架，認為財政支出具有擴大消費內(nèi)需的作用；張治覺等(2013)[15]建立了空間計量模型，認為各地財政對于居民消費具有空間異質(zhì)性，且認為基本建設(shè)支出與行政管理支出對居民消費產(chǎn)生擠出效應。

將政府支出納入其他變量集中，實證考察政府支出對消費的彈性和利率的穩(wěn)健性，結(jié)果見表5。

表5 加入政府購買支出后的回歸結(jié)果

由表5可知：1)加入政府購買支出這一控制變量之后，可決系數(shù)有明顯的提高，模型的解釋能力更強，說明政府購買支出確實是一個重要的影響因素。2)政府支出的擠入效應明顯大于擠出效應，這可能是因為如果按照政府支出功能不同進行劃分，可以將其劃分為作用于生產(chǎn)性環(huán)節(jié)的購買性支出和作用于分配環(huán)節(jié)的轉(zhuǎn)移性支付，前者通過提高社會總需求的方式間接提高居民收入水平來提高消費，后者是以提供社會保險的方式以減輕居民對于未來不確定性的擔憂，提高居民當期的消費水平；3)實際利率系數(shù)依然穩(wěn)健顯著，影響系數(shù)變小，可能是政府積極財政政策增強了居民消費的信心，儲蓄吸引力減弱，導致實際利率收入效應下降。

(3)加入預防性儲蓄變量利率系數(shù)的變化結(jié)果

預防性儲蓄是指風險厭惡的消費者為預防未來不確定性導致的消費水平的下降而進行的儲蓄。因此，當面臨的未來收入不確定性增大的時候，具有遠見的消費者會在當期進行更多的預防性儲蓄。

在計劃經(jīng)濟體制下，國家對城鎮(zhèn)居民醫(yī)療住房等生活進行統(tǒng)一安排，居民對未來有清晰的預期，因而為了防范風險而進行儲蓄的意愿并不強烈。在計劃經(jīng)濟向市場經(jīng)濟的轉(zhuǎn)軌過程中，國有體制改革等社會改革措施遠遠超過人們的預期，人們對于未來不確定性的擔憂陡然增大。在經(jīng)濟轉(zhuǎn)型過程中，隨著市場化的推進，社會保障體系跟進緩慢，城鎮(zhèn)居民需對醫(yī)療、住房承擔費用，大部分城鎮(zhèn)居民家庭對這些大額支出提前進行儲蓄。

在模型中納入房價變化，在此基礎(chǔ)上考察消費對實際利率參數(shù)的變化，回歸結(jié)果見表6。

與表5的分析類似，從表6中可以看出，1)納入房價增長率之后，可決系數(shù)有所上升，且房價增長率的系數(shù)十分顯著，這說明房價增長率確實是影響消費的重要因素；2)房價增長率的系數(shù)明顯要高于實際利率，說明房價因素較實際利率來說對消費更為重要。

在模型中納入醫(yī)療保健變量后，醫(yī)療保健支出增長率作為觀測變量，其中醫(yī)療支出由居民醫(yī)療保健消費價格指數(shù)代替。

表6 納入實際房價之后的回歸結(jié)果

為直觀比較房價增長率、醫(yī)療保健支出增長率及政府支出對實際利率的影響程度，我們改變表格輸出形式，以固定效應模型為分析模型(LSDV法結(jié)果與其一致，也可以進行選擇)，匯總加入三個變量之后的結(jié)果見表7。

表7 加入預防性儲蓄變量的回歸結(jié)果

通過表7的對比，可以清晰地看到：1)三個變量的變化都十分顯著，其中實際政府支出與居民實際消費成正比，房價增長率和醫(yī)療保健支出增長率與實際居民消費均成反比。其中，醫(yī)療保健支出在系數(shù)上對居民實際消費影響最大。2)實際利率與實際消費的正相關(guān)關(guān)系在加入三個變量之后依然十分穩(wěn)健，值得注意的是，在加入醫(yī)療保健支出變量之后，實際利率系數(shù)下降且p值上升，既說明了醫(yī)療保健支出的增長率對消費的影響遠大于實際利率，也說明了自從醫(yī)療體制改革以來，居民承受的醫(yī)療支出壓力不斷增大，需要積累更多的預防性儲蓄，實際利率上升所帶來的收入效應遠遠不足以彌補醫(yī)療保健支出上漲的落差。

四、結(jié)論與政策建議

以上實證結(jié)果基本驗證了前面的理論分析。本文研究了實際利率對城鎮(zhèn)居民消費行為影響的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)實際利率與實際消費之間呈現(xiàn)出較弱的正相關(guān)關(guān)系。一是儲蓄預期抑制了城鎮(zhèn)居民消費，這可以由目標儲蓄理論進行理論解釋，在社會安全網(wǎng)缺失的情況下，未來不確定性增強,為了保障醫(yī)療保健、住房、教育等方面的大額消費支出，我國城鎮(zhèn)居民大多心中有一個目標儲蓄的心理預期。二是利率杠桿對城鎮(zhèn)居民消費影響不大，目前中國城鎮(zhèn)居民的儲蓄大多為銀行存款，實際利率下降，反而會促使居民推遲當期消費以彌補利息率收益損失。我國在實際利率較低的情況下，降低利率并不能促進消費的增長，城鎮(zhèn)居民消費對利率不敏感。三是政府支出具有“擠入效應”，積極財政政策對城鎮(zhèn)居民消費具有正影響。

消費作為影響GDP的主要因素之一，正如馬歇爾(1981)[16]所說“一切需要的最終調(diào)節(jié)者是消費者的需要”，促進我國居民消費水平提高，還需要從更廣泛的宏觀視野考慮?，F(xiàn)以問題為導向，從發(fā)揮杠桿作用、消費心理預期、提升消費能力等方面提出以下建議：

一是充分發(fā)揮利率杠桿的調(diào)控作用。利率杠桿的效應在很大程度上取決于利率機制傳導渠道是否暢通，只有完善我國的金融市場體系，利率政策的效應才會充分發(fā)揮出來。在我國利率機制還不足以成為調(diào)節(jié)中國消費需求理想工具的情況下，一方面，要推動利率市場化改革，特別是央行要放松信貸約束和金融管制，不斷開發(fā)出新型貨幣政策工具，完善利率的期限結(jié)構(gòu)，為利率價格調(diào)控提供足夠多的空間；另一方面，國家應積極推進金融體制改革，加強金融立法，打擊非法信貸，建立健全個人信用制度，引導居民適度超前消費。

二是減少政策的不確定性對居民消費的影響。利率政策需要財政、收入等政策配合，才能有效地發(fā)揮利率調(diào)節(jié)功能。從居民的切身利益來說，住房、養(yǎng)老、醫(yī)療、就業(yè)和教育等方面的改革，牽一發(fā)而動全身，在未來收入和支出不確定性的情況下，居民消費必然出現(xiàn)謹慎性特征，應在宏觀層面上進行頂層設(shè)計，加大配套政策的改革，加快“社會安全網(wǎng)”建設(shè)，完善社會保障體系，同時，應建立完善住房保障制度，加大保障性住房供給，促進消費者消費信心向著良性軌道前行。

三是不斷提升城鎮(zhèn)居民的消費能力。在進一步抑制通脹的同時，轉(zhuǎn)變經(jīng)濟增長方式，通過供給側(cè)結(jié)構(gòu)改革，調(diào)整資源配置方向，實施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略，大力發(fā)展二三產(chǎn)業(yè)，促進城鎮(zhèn)居民充分就業(yè)，不斷拓寬城鎮(zhèn)居民收入渠道。加大中西部地區(qū)扶持力度，盡力縮小收入差距，提高中西部居民的消費水平。

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