張慧麗

（山東管理學院 山東濟南 250300）

引言

2018年，消費對國內(nèi)GDP的貢獻率達到了76.2%，上升了18.5%，消費對國民經(jīng)濟的貢獻率連續(xù)六年超過了50%，內(nèi)需已經(jīng)成為我國經(jīng)濟增長的重要引擎。近年來，經(jīng)濟增長速度放緩，居民消費開始呈現(xiàn)出下降趨勢（張斌、馬娟，2017）。流動性約束反映這樣一種狀況，家庭的當前可支配收入下降，若家庭不能夠或將受到限制的從市場上借到需求的資金來維持其消費，只能根據(jù)家庭當前可支配收入來決定當期家庭消費，該家庭受到了流動性約束，不能隨意在金融市場上借貸資金，當前我國房地產(chǎn)價格上升，導致家庭絕大多數(shù)資產(chǎn)集中在固定資產(chǎn)領域，且增加了家庭貸款總量，影響了家庭的流動性。Flavin（2013）利用美國的宏觀數(shù)據(jù)，探究家庭受到流動性約束與居民消費之間的關聯(lián)性，結果表明流動性約束限制了居民消費。Leland（2016）基于流動性約束，探究消費信貸與居民消費水平的關聯(lián)性，結果表明流動性約束限制了居民消費，而消費信貸促進了居民消費水平提升。萬廣華等（2017）探究了流動性約束、不確定性與居民消費水平的關聯(lián)性，結果顯示流動性約束限制了居民消費水平提升。張春海（2019）利用我國2014年和2016年的CFPS數(shù)據(jù)庫構建實證模型，探究流動性約束與家庭消費的關聯(lián)性?，F(xiàn)有學者的研究多對消費信貸與居民消費的關聯(lián)性進行研究，忽視了消費信貸與居民消費之間的內(nèi)生性問題，鑒于此本文使用聯(lián)立方程模型探究消費信貸與居民消費的關聯(lián)性，能夠很好的解決二者之間的內(nèi)生性問題。

表1 描述性統(tǒng)計分析結果

流動性約束視角下短期消費信貸與居民消費關聯(lián)性實證分析

（一）變量選取與說明

本文基于流動性約束視角，探究短期消費信貸與居民消費的關聯(lián)性。參考已有研究，本文使用人均居民消費支出表示居民消費水平，使用cost表示，1981-2018年數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局；使用每年人均居民短期貸款總額衡量短期消費信貸（韓雷、谷陽，2019），使用xd表示，數(shù)據(jù)來源于Wind數(shù)據(jù)庫。此外，參考現(xiàn)有文獻，本文選取相關變量作為控制變量，使用城鎮(zhèn)人口占常住人口的比重表示城鎮(zhèn)化水平，使用city表示；第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平，使用dt表示；全社會固定資產(chǎn)投資，使用inv表示；進出口貿(mào)易水平，使用open表示；政府財政支出，使用gov表示；人口增長率，使用pl表示；經(jīng)濟發(fā)展水平，使用gdp表示。需要說明的是經(jīng)濟發(fā)展水平（gdp）、第三產(chǎn)業(yè)增加值（dt）等變量為貨幣計量的絕對量單位，受通貨膨脹等因素的影響較大，為剔除通貨膨脹等因素的影響，本文以1978年為基期的cpi對本文所有貨幣計量的變量進行貼現(xiàn)處理（馬珍珍、吳淑梅、馬英杰，2018）。

（二）描述性統(tǒng)計分析

對變量進行描述性統(tǒng)計分析可以明確變量在時間跨度上的差異，結果如表1所示。如表1所示：gdp的均值為217538，說明我國經(jīng)濟發(fā)展水平已經(jīng)達到了較高水平，其標準差為261435.5，由此說明了1981年來我國經(jīng)濟發(fā)展水平得到了較大幅度的提升（易行健、肖琪，2019）。city的均值為0.375269，說明多年來我國城鎮(zhèn)化水平依然較低，其標準差為0.123836，說明38年間我國城鎮(zhèn)化發(fā)展水平存在一定的差異。控制變量方面，第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展（dt）、全社會固定資產(chǎn)投資（inv）、進出口貿(mào)易水平（open）等在時間跨度上也呈現(xiàn)出一定的差異性。

表2 變量平穩(wěn)性檢驗

表3 特征根跡檢驗（trace檢驗）

表4 最大特征值檢驗

（三）ADF檢驗

根據(jù)上文各變量的描述性統(tǒng)計分析結果可知，居民消費（cost）、短期消費信貸（xd）、經(jīng)濟發(fā)展（gdp）、第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平（dt）等存在一定的差異，為避免可能存在的異方差性，本文對原始數(shù)據(jù)進行了取對數(shù)處理。時間序列建模要求原始數(shù)據(jù)為平穩(wěn)序列，非平穩(wěn)的時間序列建立模型可能會導致“偽回歸”的出現(xiàn)。對于非平穩(wěn)時間序列，一般認為只要序列之間滿足協(xié)整關系，即可構建模型，不必擔心“偽回歸”問題的出現(xiàn)（丁紅英，2019），平穩(wěn)性檢驗結果如表2所示。

如表 2 所示 lncost、lnxd、lngdp、lndt、lncity、lninv、lnopen、lncost、lnpl、lngov均為非平穩(wěn)序列，隨后本文對其進行一階差分并進行平穩(wěn)性檢驗，結果顯示dlncost、dlnxd、dlngdp、dlndt、dlncity、dlninv、dlnopen、dlncost、dlnpl、dlngov均為平穩(wěn)序列，滿足同階單整條件。

（四）協(xié)整檢驗

ADF檢驗表明lncost、lnxd為一階單整序列，滿足協(xié)整的前提條件，因此本文對其進行協(xié)整檢驗。本文使用Johansen協(xié)整檢驗方法對序列進行協(xié)整檢驗（尹志超、張?zhí)枟潱?018），結果分別如表3和表4所示。

如表3和表4所示：特征根跡檢驗（trace檢驗）和最大特征值檢驗均表明lncost、lnxd等變量之間為協(xié)整關系，即短期消費信貸與居民消費之間為協(xié)整關系。

（五）聯(lián)立方程模型構建

設計了聯(lián)立方程模型，分別如方程（1）和（2）所示：

公式（1）和公式（2）中，lnxd為短期消費信貸的對數(shù)形式，lngdp為經(jīng)濟發(fā)展水平的對數(shù)形式，lndt為第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平的對數(shù)形式；lninv為固定資產(chǎn)投資的對數(shù)形式，lnopen為對外貿(mào)易發(fā)展水平的對數(shù)形式，lnpl為人口增長率的對數(shù)形式，lncost為居民消費水平的對數(shù)形式，lncity為城市發(fā)展水平的對數(shù)形式，lngov為政府財政支出的對數(shù)形式。lncost為內(nèi)生變量，lngdp、lndt、lninv等變量均為外生變量，c、b均為常數(shù)項，α、β均為回歸系數(shù)，ε、θ均為隨機誤差項。

（六）階條件識別

聯(lián)立方程模型要求方程是可識別的，如表5所示。其中，g表示先決變量個數(shù)，gi表示第i個方程所含先決變量個數(shù)，ki表示第i個方程包含的內(nèi)生變量個數(shù)，模型中所有方程均是過度識別的，故所構建的聯(lián)立方程模型是可識別的。

（七）聯(lián)立方程估計結果

本文使用二階段最小二乘法對聯(lián)立方程模型進行估計，將先決變量 lndt、lninv、lnopen、lncost、lnpl、lngov、lnagr、c作為工具變量，Eviews輸出結果經(jīng)筆者整理后如表6所示。

如表6所示：方程（1）、（2）的R2均高于0.9，說明擬合效果較好，方程（1）結果表明lngdp與lnxd之間的相關系數(shù)為0.239，說明我國經(jīng)濟發(fā)展水平與居民短期消費信貸之間為正相關關系，具體而言就是經(jīng)濟發(fā)展水平上升一個百分點，能夠帶動居民短期消費信貸上升0.239個百分點。lndt與lnxd之間的相關系數(shù)為0.011，說明我國第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平與居民短期消費信貸之間為正相關關系，具體而言就是第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平上升一個百分點，能夠帶動居民短期消費信貸上升0.011個百分點。lninv與lnxd之間的相關系數(shù)為0.154，說明我國固定資產(chǎn)投資水平與居民短期消費信貸之間為正相關關系，具體而言就是固定資產(chǎn)投資水平上升一個百分點，能夠帶動居民短期消費信貸上升0.154個百分點。lnopen與lnxd之間的相關系數(shù)為0.130，說明我國進出口貿(mào)易水平與居民短期消費信貸之間為正相關關系，具體而言就是進出口貿(mào)易水平上升一個百分點，能夠帶動居民短期消費信貸上升0.130個百分點。lnpl與lnxd之間的相關系數(shù)為0.127，說明我國人口增長率與居民短期消費信貸之間為正相關關系，具體而言就是人口增長率上升一個百分點，能夠帶動居民短期消費信貸上升0.127個百分點。

方程（2）的回歸結果表明短期消費信貸（lnxd）與居民消費（lncost）之間為正相關關系，相關系數(shù)為0.373，p值為0.004，說明居民短期消費信貸與居民消費水平之間為明顯的正相關關系，具體而言就是居民短期消費信貸水平每上升一個百分點，能夠帶動居民消費水平上升0.373個百分點。lncity與lncost之間的相關系數(shù)為0.034，說明我國城鎮(zhèn)化水平與居民消費水平之間為正相關關系，具體而言就是城鎮(zhèn)化水平上升一個百分點，能夠帶動居民消費水平上升0.034個百分點。lnpl與lncost之間的相關系數(shù)為0.106，說明我國人口增長率與居民消費水平之間為正相關關系，具體而言就是人口增長率上升一個百分點，能夠帶動居民消費水平上升0.106個百分點。lngov與lncost之間的相關系數(shù)為0.159，說明我國財政支出水平與居民消費水平之間為正相關關系，具體而言就是財政支出水平上升一個百分點，能夠帶動居民消費水平上升0.159個百分點。

表5 階條件識別結果

表6 二階段最小二乘法回歸結果

推動居民消費增長的策略

短期消費信貸與居民消費之間為協(xié)整關系，居民短期消費信貸與居民消費水平之間為明顯的正相關關系，具體而言就是居民短期消費信貸水平每上升一個百分點，能夠帶動居民消費水平上升0.373個百分點。主要原因在于短期的消費信貸能夠緩解消費者當期的消費壓力，增強消費者的消費信心，進而增加消費者當期的消費水平。但是不可忽視的是如果短期消費信貸的利息率較高，會導致消費者未來一段時期內(nèi)的還款壓力過大，從而降低消費者未來一段時間的消費水平。所以保障短期消費信貸在合理的水平下，是十分必要的。我國城鎮(zhèn)化水平與居民短期消費信貸之間為正相關關系，具體而言就是城鎮(zhèn)化水平上升一個百分點，能夠帶動居民短期消費信貸上升0.034個百分點；人口增長率與居民短期消費信貸之間為正相關關系，具體而言就是人口增長率上升一個百分點，能夠帶動居民短期消費信貸上升0.106個百分點；財政支出水平與居民短期消費信貸之間為正相關關系，具體而言就是財政支出水平上升一個百分點，能夠帶動居民短期消費信貸上升0.159個百分點。

基于此，本文提出以下幾點政策建議：

第一，完善社會信貸體系，防范信貸風險。本文實證分析表明短期消費信貸水平與居民消費水平之間為明顯的正相關關系，但是過度信貸會造成金融風險，不利于經(jīng)濟平穩(wěn)運行。為此，我國各級政府應該完善社會信用保障體系，加強對失信人員的管理，完善社會征信管理，積極防范信貸風險（冉珍梅、劉孝斌、鐘堅，2020）。各城市可以根據(jù)本地常住居民數(shù)量，發(fā)放一定數(shù)量的限期消費券，以引導居民消費。此外，商貿(mào)流通產(chǎn)業(yè)是消費產(chǎn)業(yè)的重要組成行業(yè)，各地區(qū)要加大對商貿(mào)流通產(chǎn)業(yè)的支持力度，在稅收、交通等方面給予商貿(mào)流通產(chǎn)業(yè)更多的優(yōu)惠，以商貿(mào)流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展帶動居民消費增長。

第二，增加基礎設施投資，提升城鎮(zhèn)化水平。本文實證分析表明城鎮(zhèn)化水平提升有利于帶動居民消費水平提升。因此，我國政府應該積極完善社會基礎設施投資，逐步提升我國城鎮(zhèn)化水平，進而提升城鄉(xiāng)居民消費水平（黃靈杰，2019）。逐步放開城鎮(zhèn)戶籍，鼓勵農(nóng)民進城，給予落戶農(nóng)村居民和城鎮(zhèn)居民同等的社會保障待遇，降低其消費負擔，以擴大其消費規(guī)模。完善農(nóng)村地區(qū)基礎設施建設，特別是農(nóng)村的交通設施，通過交通設施完善加強農(nóng)村與城鎮(zhèn)的溝通，促進農(nóng)村居民消費。

第三，增加政府財政在社會保障領域的支出力度，完善社會保障體系。政府財政支出與居民消費水平之間為正相關關系，增加社會保障支出，能夠在一定程度上緩解居民的消費壓力，提升居民消費信心，從而增加當前和預期的居民消費水平。同時，要重視城鄉(xiāng)社會保障體系的差異狀況，盡快提升農(nóng)村地區(qū)社會保障體系，降低農(nóng)村居民的消費負擔，增加農(nóng)村居民的流動性水平，從而促進居民消費水平提升。