(北京工商大學(xué) 北京 102488)

一、研究背景和研究意義

改革開放以來(lái)我國(guó)的經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展，但消費(fèi)率卻持續(xù)下滑。我國(guó)GDP從2003年的137422.0億元持續(xù)增長(zhǎng)，到了2016年已經(jīng)增長(zhǎng)到了743585.5億元，而我國(guó)消費(fèi)率從2003年的33.51%持續(xù)下跌，到了2016年已經(jīng)下跌到了28.62%。

如何把居民的消費(fèi)潛力發(fā)揮出來(lái)，使經(jīng)濟(jì)從依靠投資和進(jìn)出口的驅(qū)動(dòng)轉(zhuǎn)變?yōu)橐揽績(jī)?nèi)部消費(fèi)的驅(qū)動(dòng)，這是我國(guó)經(jīng)濟(jì)未來(lái)改革的重點(diǎn)之一。

二、實(shí)證檢驗(yàn)

(一)變量選取。根據(jù)所研究的內(nèi)容，本文在該部分主要對(duì)所選擇的變量，進(jìn)行了選取，描述以及對(duì)其進(jìn)行含義解釋，并且以表格的形式將其總結(jié)為表1所示：

表1 變量的選取、含義以及具體解釋說(shuō)明

(二)模型設(shè)定與說(shuō)明。考慮消費(fèi)的主要影響因素為消費(fèi)滯后期、儲(chǔ)蓄、借貸、投資、社會(huì)保障，個(gè)人可支配收入，又由于消費(fèi)的滯后期與消費(fèi)之間存在自相關(guān)關(guān)系，因此，本文運(yùn)用系統(tǒng)GMM動(dòng)態(tài)回歸面板模型，并對(duì)所有數(shù)據(jù)取LN值降低非平穩(wěn)性，檢驗(yàn)消費(fèi)金融對(duì)消費(fèi)的影響，具體模型為

lncit=const+β1lncit-1+β2lnsit+β3lnloanit+β4lnslit+β5lngpit+

β6lnbfit+β7lnayit+εt

(1)

(三)數(shù)據(jù)來(lái)源與預(yù)處理。本文數(shù)據(jù)采用2003-2016年共計(jì)14年31個(gè)省的面板數(shù)據(jù)。其中消費(fèi)性支出數(shù)據(jù)、家庭儲(chǔ)蓄借貸數(shù)據(jù)和社會(huì)保障支出分別來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)金融年鑒》；居民資產(chǎn)數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局和wind數(shù)據(jù)庫(kù)。

(四)實(shí)證分析結(jié)果。本文在此，首先采用式(1)對(duì)整體區(qū)域部分進(jìn)行了回歸分析，其具體結(jié)果如表2所示：

表2 全樣本下居民資產(chǎn)負(fù)債對(duì)居民消費(fèi)的回歸分析結(jié)果

從表2中的整體回歸結(jié)果來(lái)看，可以得到：

(1)在前期檢驗(yàn)中，Sargan檢驗(yàn)對(duì)應(yīng)的數(shù)值為248.4，其對(duì)應(yīng)的P值大于0.05，此時(shí)不能拒絕原假設(shè)，即本文所選擇的工具變量是有效應(yīng)的。通過(guò)AR(1)與AR(2)的數(shù)值結(jié)果來(lái)看，在10%的顯著性水平上，此時(shí)P值>0.1，說(shuō)明不能拒絕回歸模型中擾動(dòng)項(xiàng)無(wú)自相關(guān)的原假設(shè)，說(shuō)明本文采用系統(tǒng)GMM方法來(lái)估計(jì)模型(1)是可行的。

(2)在具體回歸結(jié)果中，本文發(fā)現(xiàn)，滯后一期的消費(fèi)對(duì)當(dāng)期消費(fèi)有顯著的正向推動(dòng)作用，其對(duì)應(yīng)的回歸系數(shù)數(shù)值為0.604，這可能的原因在于，居民消費(fèi)的棘輪效應(yīng)，當(dāng)居民處在過(guò)去的高消費(fèi)水平時(shí)，其在短期內(nèi)，并不容易發(fā)生變動(dòng)，并且這種消費(fèi)水平很容易隨著收入的提升，而逐步得到上升，這與畢玉江,裴瑱(2016)和王雪琪,趙彥云,范超(2016)中得到的結(jié)果很類似。銀行的中長(zhǎng)期貸款對(duì)居民消費(fèi)有顯著正向影響，其對(duì)應(yīng)的回歸系數(shù)數(shù)值為0.0803，銀行的短期貸款對(duì)居民消費(fèi)有顯著正向影響，其對(duì)應(yīng)的回歸系數(shù)數(shù)值為0.0413，從兩者的數(shù)值對(duì)比來(lái)看，對(duì)比短期貸款，中長(zhǎng)期貸款對(duì)居民消費(fèi)的影響更大，這其中可能的原因在于，對(duì)比短期貸款，其中長(zhǎng)期貸款的額度更大，此時(shí)居民可用于消費(fèi)的“收入”更多，即資金的流動(dòng)性更大，并且其對(duì)居民的消費(fèi)信心和預(yù)期收入都有促進(jìn)推動(dòng)作用，因此，其對(duì)居民消費(fèi)不僅會(huì)產(chǎn)生正向顯著影響，而且對(duì)比短期貸款，中長(zhǎng)期貸款對(duì)居民消費(fèi)的影響更大，這部分結(jié)果與葉捷(2016)得出的結(jié)果“銀行信貸可以促進(jìn)居民消費(fèi)”很類似。居民保費(fèi)收入對(duì)消費(fèi)有顯著的正向推動(dòng)作用，其對(duì)應(yīng)的回歸系數(shù)數(shù)值為0.0166，說(shuō)明隨著居民保費(fèi)收入的上升，其居民用于消費(fèi)的可支配收入也會(huì)增加，其可能存在的原因在于當(dāng)居民整體收入上升后，盡管其用于保費(fèi)的收入也上升，但其在消費(fèi)的收入同樣也會(huì)上升。隨著居民可支配收入的增加，其對(duì)居民消費(fèi)有顯著正向作用關(guān)系，對(duì)應(yīng)的回歸系數(shù)數(shù)值為0.175，這與凱恩斯的消費(fèi)理論結(jié)果是一致的。

三、結(jié)論與展望

綜合全國(guó)實(shí)證的分析結(jié)果來(lái)看，消費(fèi)習(xí)慣是消費(fèi)影響的主要原因，這給我們的政策啟示是擴(kuò)大消費(fèi)還是要從消費(fèi)觀念入手，其次是居民可支配收入對(duì)消費(fèi)的顯著影響，這給我們的政策提示是優(yōu)化收入分配體制，在影響消費(fèi)的各因素中，長(zhǎng)短期貸款對(duì)我國(guó)居民的消費(fèi)影響程度最大，這與我國(guó)的房地產(chǎn)市場(chǎng)發(fā)展息息相關(guān)，因此在制定房地產(chǎn)政策時(shí)更要考慮其對(duì)消費(fèi)的影響。其次，從消費(fèi)金融對(duì)居民消費(fèi)行為的影響結(jié)果來(lái)看，各消費(fèi)金融各代表性工具對(duì)居民消費(fèi)行為的影響較小且有個(gè)別影響不顯著，原因與我國(guó)消費(fèi)金融市場(chǎng)的發(fā)展不足有關(guān).