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会员注册关键字：消费信贷 流动性约束 城镇居民消费 面板数据
内容提要：在一个扩展的C-M消费函数框架内，本文利用2004~2009年中国省际面板数据对消费信贷与我国城镇居民消费行为的关系进行了实证检验。研究结果表明，城镇居民消费行为对收入变动和信贷条件变动同时呈现出“过度敏感性”，但信贷敏感性系数要远远小于收入敏感性系数；当前的消费信贷主要缓解了居民当期流动性约束，促进了耐用品消费的增长，但对非耐用品与服务消费的影响较弱；不同收入的居民对信贷条件变化的敏感程度明显不同，中等收入组和较高收入组居民的信贷敏感性系数最高，高收入组居民次之，而低收入组和较低收入组居民最低。因此，尽管消费信贷对拉动内需具有一定的效果，但仍然受到诸多因素制约，应采取多种措施努力打破消费信贷发展的限制。
关键词：消费信贷 流动性约束 城镇居民消费 面板数据
一、导言
20世纪90年代末，发展消费信贷作为促进消费、扩大内需的一项重要措施而被提出。自1999年中国人民银行发布《关于开展个人消费信贷的指导意见》后，消费信贷在我国得到了迅猛的发展。1999年，我国消费信贷余额为1408亿元，与GDP之比为1.57%，占金融机构贷款总额的1.50%。而至2009年末，消费信贷余额已经达到55333亿元，与GDP之比从1.57%提升至16.3%，占金融机构贷款总额的比重上升至13.8%。
那么，消费信贷是否能够对居民消费行为产生影响呢？国外研究一般认为，消费信贷的存在能够减弱居民所面临的流动性约束程度，进而促进消费增长。Jappelli & Pagano（1989）在进行国际比较研究时发现，消费对消费信贷的敏感系数与消费信贷占消费总额的比重有关，消费信贷占消费总额的比重越低，消费对消费信贷的敏感系数越大，并且他们还发现消费对收入的敏感系数与居民的负债水平负相关；Cochrane（1991）认为消费信贷可以发挥消费保险的作用；Bacchetta & Gerlach（1997）通过对5个OECD国家的实证研究发现，消费信贷条件的变化能够影响流动性约束型消费者的消费行为，进而促进消费增长；Ludvigson（1999）通过构建一个流动性约束程度随时间变化的跨期消费模型发现，居民消费行为会受到信贷条件的影响，并且其运用美国宏观消费数据的实证也证明了居民消费与消费信贷之间存在着显著的正相关关系；Smith & Song（2005）对澳大利亚居民的消费行为与收入、信贷条件、实际利率的关系进行了实证分析，结果表明无论是住房消费贷款还是非住房消费贷款，均对居民消费行为产生了显著的影响，同时实际利率对居民消费的影响不明显；Beaton（2009）利用美国联邦储备银行的调查数据构建了一个信贷条件指标，他把在全部调查银行中报告将收紧个人信贷条件的银行的比重视为个人信贷条件的代理变量，该比重上升则信贷条件收紧，消费者所面临的流动性约束加重，反之则相反，利用美国1966年到1996年的季度数据，Beaton发现消费者支出与信贷条件高度相关，尤其是在信贷条件发生较大变动的时候，同时加入信贷条件的模型可以明显改进原有模型对消费者行为的预测能力。
比较而言，国内对于消费信贷与居民消费行为的研究，尤其是实证研究，还相对较少，并且观点各异。蔡浩仪、徐忠（2005）利用2000~2003年的分省数据对储蓄率影响因素进行了多元回归分析，研究结果表明，消费信贷的增长将会导致储蓄率的下降；赵霞、刘彦平（2006）以1999年为分界点，通过设置时间虚拟变量，考察了1999年以来个人消费贷款对城镇居民消费行为所产生的影响，他们的研究结果表明，消费信贷的发展缓解了居民所面临的流动性约束程度，促进了居民消费增长率的提高；而林晓楠（2006）利用我国1990～2004年的年度时间序列数据进行分析表明，由于不确定性预期增强、居民贫富差距扩大等原因，消费信贷对居民消费的刺激作用不显著；樊向前、戴国海（2010）的研究同样表明我国消费信贷对居民消费的促进作用不明显，他们认为消费信贷没有流向低收入群体是其未能对消费产生影响的原因所在。
总结而言，国外研究一般认为消费信贷能够对居民消费行为产生影响，而国内研究对于该问题尚没有定论。不同的研究结论源于分析者不同的逻辑基础、模型设定以及选取的数据，尤其是数据问题最值得商榷。我国消费信贷从1999年以后开始得到快速发展，直到2003年以后增长速度才平缓下来，因此如果拿我国消费信贷的时间序列数据来做分析，不仅样本数量过少，同时也极有可能因为样本期内时序数据的过度波动而产生不准确的结果。基于此，本文在一个扩展的C-M消费函数下，利用2004~2009年的省际面板数据对消费信贷与我国居民消费行为的关系进行实证检验，以期能对未来消费信贷发展提供有益的参考。
二、模型设定、研究设计与数据说明
（一）模型设定
对于流动性约束的检验，目前一般采用Campell & Mankiw（1989,1990,1991）提出的C-M模型。该模型假定现实中存在着两类消费者，他们获得的收入分别用Y1t和Y2t表示，则总收入可表示为Yt=Y1t Y2t。进一步假定第一类消费者所得收入占总收入的比例为λ，则两类消费者的收入分别可以表示为Y1t=λYt，Y2t=(1-λ)Yt。第一类消费者完全按照当期收入进行消费，C1t=Y1t，那么ΔC1t=ΔY1t=λΔYt；第二类消费者则按照持久收入进行消费，根据Hall（1978）可得最优化条件的跨期消费方程为ΔC2t=μ (1-λ)εt，其中εt持久收入估计值从t-1期到t期的变化，μ为一常数。因此，总消费的变动可以表示为：
ΔCt=ΔC1t ΔC2t=λΔYt ξt
(1)
其中，ξt=μ (1-λ)εt为随机误差项，服从怀特噪音过程。实证中，如果λ等于0，那么说明消费者根据持久收入进行消费，理性预期-持久收入-生命周期理论成立；如果λ显著不等于0，则说明消费对于收入存在过度敏感性，而这种过度敏感性的产生很有可能就是由于流动性约束的存在（Jappelli & Pagano,1989; Campbell & Mankiw,1991; Sarantis & Stewart,2002）。
进一步地，为直接检验消费信贷条件对居民消费的影响，参照Bacchetta & Gerlach（1997）、Ludvigson（1999），在（1）式中加入信贷条件变量，将ξt代入展开，并加入控制变量，实证模型变化为：
ΔCt=μ λ0ΔYt λ1ΔCret ΔZt εt
(2)
其中，ΔCret表示当期信贷条件的变化，ΔZt代表一组控制变量。该模型暗含的含义是，在总体经济中，如果存在一部分消费者受到流动性约束，那么总消费应该对收入变动和信贷条件变动同时存在“过度敏感性”。同时，相比于传统研究，信贷条件的变化直接反应了消费者所面临的外在流动性约束限制的变化，因此可以更有效的检验消费者是否受到流动性约束的影响。因此，本文拟以模型（2）作为基准计量模型，检验我国居民消费行为对消费信贷条件变化是否存在过度敏感性。
（二）研究设计与数据说明
根据模型（2），ΔCt代表居民消费增长率，用当年对数消费与上年对数消费的差值表示；ΔYt代表收入增长率，用当年对数人均收入与上年对数人均收入差值表示。ΔCret代表消费信贷条件的变化，用当年消费贷款增长率表示，增长率越快，表明当年消费信贷条件越为宽松，反之则反。对于控制变量的选取，国外文献一般采用一些影响消费者偏好的人口特征变量，如年龄、性别、受教育程度等，但由于本文采取的数据均为宏观加总数据，无法获取这些信息的准确值，故在此仅用家庭负担系数（15岁以下和65岁以上人口与15～65岁人口的比重）作为代理变量。①
当前我国金融机构所提供的消费信贷包含个人住房贷款、个人汽车贷款、助学贷款、住房装修贷款、医疗贷款、旅游贷款、个人综合消费贷款等多种品种。由于不同的消费信贷产品具有不同的消费用途，因此它们对居民消费结构的影响是不同的；同时，消费信贷中有相当大的部分为住房贷款，这部分贷款能够直接刺激居民的购房支出，尽管对购房支出属于消费还是投资尚存疑问，但为了保证实证结果的稳健性，本文在检验中还将购房支出并入居民的消费支出进行对比考察。具体来讲，本文构建了四个消费支出指标进行实证分析：
（1）一般性消费支出，即中国统计年鉴中所定义的人均消费性支出。构建这个指标，主要为了对居民消费与消费信贷的关系进行总体衡量。
（2）一般性消费支出 购房支出，即将居民当年购房支出并入一般性消费性支出。由于住房贷款能够直接促进居民的住房购买，因此我们预期，消费信贷对该指标的影响要大于对一般性消费支出的影响。
（3）非耐用品与服务消费支出，主要包括食品、衣着等使用时间较短，甚至是一次性消费的商品和服务的消费支出。由于当前消费贷款中尚未涉及或很少涉及对该项支出的贷款，因此如果消费贷款能够促进该项消费的话，则表明消费信贷的发展增强了居民的当期消费信心，而这可能是因为居民通过消费信贷购买大额耐用品后储蓄压力得以降低，或者是因为居民一味储蓄的消费模式由于消费信贷的发展而得到改变。
（4）耐用品消费支出，即一般性消费支出中去除非耐用品与服务消费支出的部分。目前的消费信贷有一部分能够直接为大额耐用品融资，如汽车贷款、大额耐用品贷款等，因此如果消费信贷能够促进该项消费的话，则说明消费信贷能够缓解居民的当期流动性约束，进而促进该类消费的增长。直观上讲，消费信贷对耐用品消费的促进可能要远大于非耐用品和服务消费。
另外，考虑到信贷消费是以居民未来收入作为保障的一种新型消费方式，因而对于有着不同收入预期的居民，消费信贷对消费的促进作用应该会有较大的差异。因此，本文进一步利用全国相关省份的收入分组数据，将居民收入分成从低至高的五个组，分别检验这五个收入组的居民对消费信贷条件变化的反应程度。
本文所使用的数据是2004～2009年中国城镇居民的省际面板数据，其中，总体消费方程中用的是全国除海南以外30个省的省际数据，而收入组实证方程中选取了数据较为全面的23个省的省际数据②。各省消费贷款余额数据来自中国人民银行各年度《区域金融运行报告》，其余数据来自各年度《中国统计年鉴》、《中国城镇居民生活与价格年鉴》，如无特殊说明，所有数据均已按照居民消费价格指数折算成2003年实际值。
本文最终的实证模型设定为：
ΔCjit=μi λ0ΔYit λ1ΔCreit ΔZit εit
（3）
ΔCgit=μgi λ0ΔYgit λ1ΔCreit ΔZgit εgit
（4）
其中，ΔCjit，j=1,2,3,4分别为四种消费定义方式，ΔCgit、ΔYgit，g=1,2,…,5分别代表收入从低到高的五个收入组居民的消费与收入；i代表所选取的省份，t代表年份；μi代表个体效应，即各省份地区差异对消费的影响，如果μi是确定的，则模型为固定效应模型，反之如果μi是随机变量，则为随机效应模型，实证检验中将根据Hausman检验对其进行取舍。
三、实证结果与分析
通过对模型固定效应和随机效应的Hausman检验发现，在所采用的四种消费变量中，固定效应模型均在1%水平下优于随机效应模型，因此本文均采用个体固定效应模型对其进行分析；为控制截面方程中的异方差，本文在回归中采用了截面加权（cross-section weight）对截面异方差进行控制；同时，由于模型存在较为严重的自相关，本文根据显著性水平在模型中加入AR(1)、AR(2)项对其进行控制；进一步地，由于模型可能存在内生解释变量问题，本文选取工具变量运用两阶段最小二乘法对其进行分析，沿用Campell & Mankiw（1989）、Bacchetta & Gerlach（1997）的做法，我们将人口负担系数视为外生变量，其余解释变量视为内生变量，选取内生解释变量自身滞后二期作为工具变量。实证中，本文最后选取的工具变量组为ΔY(-2)、Y(-2)、ΔCre(-2)、ΔZ、C，经检验，此工具变量组对原变量均具有较高的解释力。
（一）消费信贷与城镇居民消费行为的总体检验
本文首先从总体上检验城镇居民消费行为与信贷条件变化之间的关系。模型（3）的TSLS估计结果见表1，从实证结果中我们可以看出：
（1）从一般性消费支出方程的回归中可以得到，从总体上看，研究期间内我国城镇居民消费行为对收入变动与信贷条件变动均存在“过度敏感性”特征，显著地拒绝了Hall的随机游走假说。此外，从估计系数来看，居民消费的收入敏感性系数达到1.156，这与申朴、刘康兵（2003）的结果较为类似。尽管从理论上讲，居民消费对收入存在过度敏感性的原因有多种，但流动性约束的存在一直以来都被视为一个主要的影响因素。另一方面，居民消费的信贷敏感性系数为0.048，尽管在数值上远远低于收入敏感性系数，但其在1%显著性水平下显著，表明当前消费信贷的发展确实对居民消费产生了一定的促进作用，但它的效果要远远小于收入对消费的影响。
（2）从加入购房支出的稳健性检验结果来看，我国城镇居民消费行为的总体特征并没有发生显著变化，即居民消费对收入变动和信贷条件变动同时存在“过度敏感性”；但从数值上看，无论是收入敏感性系数还是信贷敏感性系数，都有了较大幅度的提高，这与我们的预期相一致。上世纪末推行的住房改革，使得购房几乎成为我国城镇居民生命周期内最大的一笔开支，面对如此大规模的一次性支出，仅仅依靠居民自身当期收入是无法满足的。消费信贷，尤其是住房信贷，也正是在这样的背景下得以快速发展起来。从当前消费信贷的构成来看，住房贷款仍占据了绝大比重，因此消费信贷条件的变动必然会对居民购房支出产生较大的影响。
（3）将居民消费分解为非耐用品与服务消费、耐用品消费两类之后，我们发现居民消费行为特征出现了分歧。首先对于耐用品消费来讲，居民消费依然同时对收入变动和信贷条件变动存在“过度敏感性”，而且从敏感性系数上看也均远高于一般性消费支出方程的结果。对于非耐用品与服务消费来讲，居民消费则仅对收入变动出现了“过度敏感性”，而对信贷条件的变动在统计上没有显著性。从本文的实证结果来看，当前消费信贷的发展确实在一定程度上缓解了居民的当期流动性约束，进而促进了相关耐用品消费的增长；然而，除此之外，居民并没有将信贷消费作为一种新型消费方式融入跨期消费决策当中，消费信贷与非耐用品与服务消费之间并不存在显著的作用关系。
（4）家庭负担系数对居民消费行为的作用较为模糊。从对不同类型的消费支出分析结果来看，家庭负担系数不仅在影响方向上存在分歧，而且统计上也均不具有显著性（非耐用品与服务消费的结果稍有例外）。由于长期实行计划生育政策，我国的家庭幼儿人口负担在减少，但近年来幼儿抚养成本却在增加；同时我国已经开始进入老龄化社会，人均寿命在不断增长而导致养老压力不断加大，幼儿人口负担的减少以及幼儿和老人的抚养成本的提升这两方面的正负作用可能相互抵消，致使家庭负担系数对消费的影响方向难以确定（李文星等，2008）。
表1 模型（3）的TSLS估计结果
注：括号内值为t统计值；***、**、*分别表示在1%、5%、10%显著性水平下显著；μ表示各截面总体均值；工具变量集统一选取为ΔY(-2)、Y(-2)、ΔCre(-2)、ΔZ和常数项c。
（二）消费信贷与不同收入组居民消费行为的检验
利用TSLS估计方法对五个收入组的居民消费行为进行实证分析，结果列于表2。从结果中可以看出：
（1）不同收入组城镇居民的收入敏感性系数呈现出倒“U”型特点，即中间收入组的居民收入敏感性系数最高，而高收入组居民、低收入组居民的收入敏感性系数则较低。这表明中间收入组的居民受到的流动性约束程度更加严重。本文认为，这是因为低收入组居民由于其预期收入较低抑制了其消费意愿，而高收入组居民则具备较强的当期支付能力，因此这两组的居民受到的流动性约束程度都较低；而中间收入组的居民一方面具有较为稳定的预期收入，会产生比较迫切的消费意愿，另一方面其与高收入组居民相比当期的财富积累状况又相对较低，因此更容易产生流动性约束现象。
（2）不同收入组居民对于消费信贷的敏感系数与理论预期较为一致。从实证结果来看，消费信贷主要是对中等收入组、较高收入组以及高收入组居民的消费行为产生了影响，而对低收入组、较低收入组居民的影响则不显著。从信贷敏感性系数来看，对消费信贷条件反应最为明显的是中等收入组和较高收入组居民，信贷敏感性系数分别达到0.124和0.123，其次是高收入组居民，敏感性系数为0.071，而低收入组和较低收入组居民的信贷敏感性系数尽管也为正，但在统计上均不具有显著性。本文认为，信贷敏感性系数的大小主要应该受制于居民的流动性约束程度以及预期收入水平。也就是说，如果居民受到明显的流动性约束制约，同时其又具备较稳定的未来预期收入，那么他对消费信贷的敏感性系数就应该较高。因此，最为符合这两项条件的中等收入组和较高收入组居民的信贷敏感性系数应该最高。而高收入组居民尽管具有良好的未来收入预期，但由于其具有较强的当期支付能力，因此对消费信贷的反应程度较弱；低收入组和较低收入组居民则由于其预期收入较差而压抑了当期借贷消费的意愿，故信贷敏感性系数也较低。
表2 TSLS估计结果
注：括号内值为t统计值；***、**、*分别表示在1%、5%、10%显著性水平下显著；工具变量集统一选取为ΔY(-2)、Y(-2)、ΔCre(-2)、ΔZ和常数项c。
四、研究结论与政策建议
利用我国2004～2009年的省际面板数据，本文对消费信贷与城镇居民消费行为之间的关系进行了系统检验。研究结果表明，在研究期间内，（1）城镇居民消费对收入变动和信贷条件变动同时存在“过度敏感性”特征，敏感性系数分别为1.156和0.048。这表明消费信贷已经开始对城镇居民的消费行为产生影响，尽管它的影响程度要远远小于收入变动对消费的影响。（2）从消费信贷影响居民消费的途径来看，当前的消费信贷主要是通过缓解居民当期流动性约束的方式促进耐用品消费的增长，而对非耐用品与服务消费的影响并不显著。（3）不同收入组的居民对信贷条件变化的敏感程度明显不同，中等收入组和较高收入组居民的信贷敏感性系数最高，高收入组居民次之，而低收入组和较低收入组居民最低。
根据实证分析结果，现阶段我国推行消费信贷扩大居民消费的政策是具有一定成效的，但仍然受到诸多因素限制。为促进消费信贷的进一步发展，提高消费信贷提升居民消费需求的效果，本文提出如下的政策建议：
1.稳步提升居民预期收入水平，减少体制转轨所带来的收入不确定。信贷消费实际上是将未来预期收入进行提前消费的一种方式，因此拥有较高并且稳定的预期收入是消费信贷得以发展的重要保障。与发达国家相比，我国居民的当前收入仍然偏低，生命周期内的任何一次“大额刚性支出”都要远远大于其当期收入；同时，体制转轨所造成的收入风险已经广泛影响到居民的消费行为，在收入绝对水平偏低以及存在收入下降风险的情况下，居民很难对信贷消费模式产生信心，因此也造成了我国消费信贷发展的后劲不足。
2.大力推进收入分配体制改革，调节高收入居民收入，提高低收入居民收入，扩大中等收入居民的比重。从实证分析结果来看，对消费信贷条件反应最为敏感的是中等收入与较高收入的居民。这是由于这两类居民具有较高的收入水平，同时也具有较强的当期消费欲望，因此更倾向于利用消费信贷进行提前消费。而当前我国的收入分配差距已经极为严重，越来越多的财富被聚集到少数高收入人群当中，而高收入人群由于其较强的当期支付能力而参与消费信贷的比例较低。同时，有大量人群处于低收入或较低收入阶段，这两类人却由于未来的预期收入信心不足而表现出更强的谨慎性，不得不强迫压低当期消费倾向，对信贷消费模式也利用的比较少。因此，大力推进收入分配改革，调高中等收入居民的比重将会有效促进消费信贷发展，同时也对扩大当前内需大有裨益。
3.进一步推进社会保障体制改革，逐步稳定住房、医疗、教育等方面的支出价格，减少居民的支出不确定预期。当前我国各项社会保障措施尚未完全到位，同时住房、医疗、教育以及养老等各方面支出的成本却在不断提升，这加大了居民对于“大额刚性支出”的谨慎性。尽管此类“大额刚性支出”成本的提高迫使收入不足的居民不得不借助消费信贷进行过渡，但居民对未来支出不确定的预防心理仍存在，因而居民对其他类的消费不会增多。更进一步地，居民会对未来“大额刚性支出”的不确定性产生更大的预防心理，这大大减弱了消费信贷促进居民消费的效果。
4.改变传统的消费观念，积极倡导信贷消费模式。信贷消费模式相对于我国居民传统的消费观念和消费习惯来讲是一种创新，而这种创新要融入我国居民的消费行为需要一个循序渐进的过程。更进一步的，信贷消费模式的推广还要紧密配合我国的宏观经济背景，也就是只有将收入不确定问题、收入分配差距问题、“大额刚性支出”成本升高问题等等进行一个相对合理的控制以后，信贷消费才有可能融入我国居民的消费观念当中。也只有当居民将信贷消费认可为一种可行有效的消费模式之后，消费信贷促进消费的效果才会全面释放出来。
注：
①实际上，本文在初始回归的控制变量组中还加入了实际利率，但并不显著，这与艾春荣（2008）等的研究一致。此外，由于实际利率并不作为本文的分析重点，为表述简洁，在此将其舍弃。
②在此共有8个省份由于数据缺失或统计口径不一致而被舍弃，分别为河北、海南、湖南、甘肃、贵州、西藏、新疆、青海。
参考文献：
蔡浩仪 徐忠，2005：《消费信贷、信用分配与中国经济发展》，《金融研究》第9期。
赵霞 刘彦平，2006：《居民消费、流动性约束和居民个人消费信贷的实证研究》，《财贸经济》第11期。
林晓楠，2006：《消费信贷对消费需求的影响效应分析》，《财贸经济》第11期。
樊向前 戴国海，2010：《影响居民消费行为的信贷条件分析——基于2002～2009年我国城镇居民消费的实证研究》，《财经理论与实践》第31期。
艾春荣 汪伟，2008：《习惯偏好下的中国居民消费的过度敏感性——基于1995～2005年省际动态面板数据的分析》，《数量经济技术经济研究》第11期。
申朴 刘康兵，2003：《中国城镇居民消费行为过度敏感性的经验分析：兼论不确定性、流动性约束与利率》，《世界经济》第1期。
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臧旭恒，山东大学消费与发展研究所，邮政编码：250100，电子邮箱：xhzang@sdu.edu.cn;李燕桥，山东大学经济学院，邮政编码：250100，电子邮箱：okhere2006@126.com。本文为教育部哲学社会科学研究重大课题攻关项目“建立扩大消费需求的长效机制研究”(批准号11JZD016)、 山东省自然科学基金重点项目“转轨时期消费需求升级研究”(批准号ZR2009HZ001)的阶段性成果。