关于金融市场化减少消费流动性约束的实证分析(2)
2013-05-29 01:13
导读：由于LC-PIH假设所有的消费者都没有受到信贷约束，而这一假设在现实中并不成立，所以需要进一步放宽假设。参照Jappelli和Pagano (1989)、Campbell 和Mankiw(1989，
由于LC-PIH假设所有的消费者都没有受到信贷约束，而这一假设在现实中并不成立，所以需要进一步放宽假设。参照Jappelli和Pagano (1989)、Campbell 和Mankiw(1989，1991)的办法，假设部分消费者受到流动性约束，只能根据即期收入决定消费，他们的可支配收入占可支配收入总量的比重为λ，他们的消费是c?1，该值等于永久性收入的变化量，也就是该部分消费者的即期收入，这部分消费者在第t期的消费就是c?1t；其余消费者是没有受到信贷约束的，他们的比重为1－λ，消费是c?2，这部分消费者在第t期的消费就是c?2t。参照Campbell等研究者的方法，有 c?t＝c?1t＋c?2t＝(1-α) c?t +αc?t-1+λ(Y?t-αY?t-1)+ε?t，遵循方程（5），c?t是r的函数，经过变换推导，得到：
Δc?t=k+θr?t+λΔy?t+ε?t（6）?
方程中的各指标都已经取过对数，其中，ε?t是扰动项，k=(1-λ)k?*，θ＝（1－λ）σ，ε?t＝（1-λ）（e?t＋v?t）?
如果真实利率和主观折现率都是常数，或者两种比率之间有很好的相关性，令k′=k+θr，方程（6）可以写成：?
Δc?t=k′+λΔy?t+ε?t（7）?
为了研究金融市场化是否导致消费发生了结构性变化，引入金融市场化指数F?t，方程（6）变为：?
Δc?t=k+(θ?0+θ?1F?t)r?t+(λ?0+λ?1F?t)Δy?t+ε?t?
将该方程展开，得到方程（8）：?
Δc?t=k+θ?0r?t+λ?0Δy?t+θ?1(F?tr?t)+λ?1(F?tΔy?t)+ε?t（8）?
在方程（8）中：θ?0代表了金融市场化之前，消费对利率的敏感程度；λ?0代表了金融市场化之前，“过度敏感”的消费者的可支配收入占总收入的比重，如果假设“过度敏感”完全是由流动性约束造成的，那么λ?0就是受到流动性约束的消费者的收入比重；θ?1代表了金融市场化对消费者行为的作用程度，如果金融市场化作用显著，消费应该对利率变动更为敏感，则θ?1＞0，即方程（6）中θ值上升；λ?1代表金融市场化对流动性约束的缓解作用，当λ?1＜0 时，表示金融市场化通过减少流动性约束降低了“过度敏感”的消费者比例，进而释放了潜在消费需求，这一结论无需假设“过度敏感”完全是由流动性约束造成的。?
本研究将以方程（6）、（7）、（8）为基础，使用我国大陆31个省、市、自治区的数据组成面板数据模型，并利用可行的广义最小二乘法（GLS）估计，目的是减少由于截面数据造成的异方差影响，全过程由Eview3.1软件实现。?
（三）数据收集与处理?
本研究使用社会消费品零售总额作为消费变量，而不是社会商品零售总额，更贴近Euler方程的实际含义。Michael和Costas（2000）等使用的是不包括耐用消费品的消费数值，而Jonas（1996）则使用了多种消费统计口径分别分析，由于我国居民消费中耐用消费品仍然占到了很大的比重，因此，使用包括耐用消费品购买的社会消费品零售总额指标。31个省、市、自治区1979-2004年的年度数据来自历年《中国统计年鉴》、《中国统计摘要2006》和《福建经济与社会统计年鉴2003》，经过比较确认，统计口径一致。方程（6）、（7）、（8）中的△c?t为取对数后的增量数值，所以，实际估计时，数据时间范围是1980-2004年。?
收入变量采用职工工资总额指标，根据《新中国55年统计汇编1949-2004》提供的职工人数乘以平均货币工资计算得到，覆盖了我国大陆31个省、市、自治区1979年至2004年的年度数据。可以获得的地区层面可支配收入数据都是按照农村和城镇划分，没有总数值。我国的职工工资指标统计较为完整，也能够较好地反映收入的状况，因此没有采用可支配收入数据，而采用职工工资总额。社会消费品零售总额和职工工资总额都未进行价格平减，但两个指标所包含的价格上涨因素正好相互抵消。根据模型推导出的方程实际计算中，△y?t是职工工资总额对数的变化量。?
利率变量选用金融机构人民币一年期贷款基准利率，取自《中国统计摘要2006》，1985年、1990年等年份该利率有两次或两次以上调整，使用调整前后利率并除以调整次数作为年度平均利率。在方程实际计算中，使用的是利率的百分数取自然对数，比如8.64％的利率代入方程中进行运算的实际值是8.64的自然对数值。当然，消费者实际面临的利率R可能并不完全就是金融机构人民币一年期贷款基准利率r，很可能要在r的基础上有升水或贴水，即R＝r（1+ψ），其中，ψ是升（贴）水的幅度（ψ≤1时，表示贴水；ψ≥1时，表示升水），但我们假设 ψ是一个常数，这样R的变动趋势就可以用r来代替了；同时，还假设同一时间全国各地消费者面临的利率是相同的。?
（科教范文网 fw.nseac.com编辑发布） 金融市场化指数F?t使用周业安、赵坚毅（2005）测算得到的数据。周业安、赵坚毅（2005）的金融市场化指数建立在黄金老（2001）等人研究的基础上，使用因子分析法计算得到1978-2003年我国金融市场化指数时间序列，该序列很好地刻画了金融市场改革过程的波动。但是，该指标从1978年的-1.04577到 2003年的1.74233，数值有正有负，而方程（8）需要借助λ?1的正负来判断金融市场化的作用效果，因此，1978年的自由化指数定为0，其后各年自由化指数在原先基础上加1.04577，得到新的自由化指数时间序列，使F?t≥0。?
三、实证分析与理论解释?
（一）金融市场化降低我国消费流动性约束的实证分析?
首先对我国大陆1979-2004年31个省市的总体情况进行计算分析，方程（6）、（7）、（8）的面板数据GLS估计结果如表1，原方程是包含常数项的，这里省略常数项的估计结果。?
从表1可以看到，各模型的R平方值都超过了0.4，有显著的统计意义，说明方程总体效果良好，DW系数也都很接近2，表明模型没有明显的序列相关问题。?
方程（7）假设利率不变，这一假设在我国利率并未完全市场化的背景下是有一定现实意义的，其估计结果λ代表消费对即期收入“过度敏感”的消费者的收入占总收入的比重，该值为58％。如果认为“过度敏感”仅仅是由于流动性约束造成的，那么该值意味着在1980年到2004年间，我国有58％的消费者受到流动性约束，真实消费需求遭到抑制。?
