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2001 年第 11 期
这一最优化问题的必要条件可以用如下欧拉方程来表示 ( Hall ,1978) :
u ( Cτ) =βEt (1 + rτ+ 1 ) u ( Cτ+ 1 )
(1)
式中 , t 和τ是时间指数 , E 是数学期望值运算符号 , u ( C) 代表即时效用函数 ①,β表示主观贴
正常水平 ,同时消费利率弹性会趋于更小 。
流动性约束的存在是解释消费者行为偏离确定性条件下欧拉方程 (以及方程 (2) ) 的另一个可
能的原因 。只要体制性障碍 (比如缺乏消费信贷 ,或资本市场不完全而导致信贷配给) 存在 ,流动性
约束就会产生 (Stiglitz 和 Weiss ,1981) 。Deaton (1991) 的研究表明 ,在不确定性条件下 ,流动性约束型
性 。由上式可知 ,消费水平由资产存量 、当前和未来收入流量以及利率三个因素决定。
显然 ,方程 (2) 是在确定性和完全资本市场的前提下推导出来的 。在现实生活中 ,上述两个前
提条件会时常被打破 。当不确定性出现时 ,只要边际效用函数是非线性的 ,欧拉方程就会涉及到利
率和消费两个变量联合分布的二阶以上的矩 。尤其是 ,如果效用函数的三阶导数大于零 ,那么边际
期收入 。这时 ,其消费行为就变成一种“短视”的短期消费行为 ,这恰好与凯恩斯的消费理论相吻
合 。由此可见 ,对于流动性约束型消费者而言 ,利率的变化不会直接对其消费决策产生影响 。利率
的变化只能通过其他途径 ,或是改变收入流量 ,或是改变信贷条件 ,或是两者兼有 ,而最终对消费产
生影响 。
212 经济计量模型
2001 年第 11 期
流动性约束 、不确定性与中国居民消费
万广华 张 茵
牛建高
(澳大利亚悉尼大学)
(石家庄经济学院经济系 050031)
内容提要 :本文运用中国 1961 —1998 年间数据 ,通过测试罗伯特·霍尔 ( Robert Hall) 的消费函数及其扩展模型 ,分析了流动性约束与不确定性在中国居民消费行为演变中所 起的作用 。实证研究表明 ,随着中国经济改革的不断深入 ,中国居民消费行为在 20 世纪 80 年代早期发生了结构性转变 。流动性约束型消费者所占比重的上升以及不确定性的 增大 ,造成了中国目前的低消费增长和内需不足 。此外 ,我们还发现 ,流动性约束和不确 定性之间的相互作用进一步强化了两者对居民消费的影响 ,导致了居民消费水平和消费 增长率的同时下降 。
备完全信息 (即不存在不确定性) ,利率固定不变 。在这些假设下 ,消费者现期消费的最优水平可以
表示如下 ②:
Ct =
1
-
βσ(1 + 1+
r) σ r
∑ (1 + r) ( Wt- 1 -
∞
Ct - 1 ) + τ= 1
1 τ- 1 1 + r Yτ
(2)
式中 , Wτ 表示τ时期初的资产存量 , Yτ 表示τ时期的非资产性收入 ,σ表示消费跨时利率弹
现率 (假定为一常数) , Cτ 表示τ时期的实际消费量 , rτ 表示从τ- 1 到τ时期资产的实际利率 。欧
拉方程的经济含义是 ,在任一时点 t ,最优消费路径是使相邻两个时期消费的边际效用的现值相
等 。为求解现期消费需求 Ct ,进一步假定效用函数 u ( C) 为相对风险厌恶型 ( CRRA ) 的 ,消费者具
(3)
① 效用函数曲线 u ( C) 凹向坐标横轴 ,并满足 Inada 条件 。 ② 求解现期最优消费水平要求消费增长率小于实际利率值 ,或βσ(1 + r)σ < 1 + r 。 ③ 详细论证见 Carroll (1992) 。 ④ 将方程 (1) 滞后一个时期即得到方程 (3) 。
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万广华 、张 茵 、牛建高 :流动性约束 、不确定性与中国居民消费
由于传统消费理论难于圆满解释上述现象 ,一些经济学家在 20 世纪 80 年代后期提出了两个 假说 ,即隐蔽性通胀假说与结构转型假说 (Ma ,1993) 。隐蔽性通胀假说认为 ,当消费品供小于求时 , 未被满足的需求由于被抑制而导致储蓄的不断膨胀 ( Feltenstein 等 ,1990) 。结构转型假说则把这一 结果归咎于不断加快的货币化进程以及日益增加的不确定性 ,认为它是同经济增长和经济转型相 伴而生的产物 (Qian ,1988) 。但是 ,上述假说都不能解释中国最近几年的宏观经济现象 。经过十多 年的大规模投资和价格改革后 ,中国消费品市场大多在 20 世纪 90 年代前后达到了均衡 ,1989 年至 1991 年间中国甚至首次出现了供给过度 (恰好与需求过度相反) 。因此 ,隐蔽性通胀假说随着短缺 经济的结束而不再成立 。另一方面 ,其他发展中国家 ,特别是同中国有着相似文化背景的新近实现 工业化的东亚国家的经验表明 ,货币化比率在一个国家或地区经济发展的早期就会达到顶点 。早 在 1992 年 ,中国的广义货币 (M2 ) 占 GDP 的比率就已经达到 1105 。这个比率高于大多数发展中国 家 ,甚至一些发达国家 。上述事实表明 ,主张货币化在经济改革后期对于储蓄积累仍起着关键作用 的观点是站不住脚的 。当然 ,由于中国在住房 、养老保险 、就业 、教育以及医疗保健等方面推行了一 系列改革 ,不确定性不仅存在 ,甚至在 20 世纪 90 年代还有所强化 。因此 ,结构转型假说还没有完 全失效 。不过 ,结构转型假说仅仅关注消费结构转换是否发生 ,而忽视了消费结构转换的内在动 因 。更为重要的是 ,这一假说没有区分货币化和不确定性在引起消费结构转换中所起的作用 。至
消费者的行为变化与收入变量的统计分布有关 。如果其收入流量呈正向相关 ,与非流动性约束型
消费者相比 ,流动性约束型消费者倾向于增加储蓄 ,以保持大量的缓冲资产存量 。并且 ,流动性约
束程度越高 ,消费在不同时期间的转换能力就越差 ,由此会产生更多的谨慎储蓄 。然而 ,如果其收
入流量服从随机游走过程 ,谨慎储蓄则不再提供相应的保障作用 ,消费者就会凭经验花费他们的现
基于上述背景 ,本文提出三个新的假说以解释中国不同寻常的高储蓄率 ,并将对此进行实证检 验 : (1) 中国居民消费行为发生了结构性转换 ; (2) 流动性约束型消费者所占比例的变化在一定程度 上导致了中国居民消费行为的演变 ; (3) 改革以后 ,不确定性对流动性约束型消费者的影响日益增 加 ,进而对居民消费行为产生了更为明显的影响 。
二 、消费理论与经济计量模型
211 谨慎性储蓄 、流动性约束与居民消费 新古典经济理论关于居民消费的分析是基于以下假说展开的 :在跨时预算约束条件下 ,一个典 型的消费者将通过分配一生的收入来规划一生的消费 ,以实现其预期生命周期内的效用最大化 。②
① 现存文献大多着重研究消费或储蓄比率的决定 ,并且发现收入变量与消费相关 ,而利率与消费无关 。 ② 通常假定消费是非负的 。
式中 , c 代表消费变量 C 的对数 , v 为一包含 c 和 r 的方差及协方差的残差项 ,所以 , v 可用于
测度不确定性的大小 。Hall (1988) 假定 v 为一常数 ,因而方程 (3) 可以转换为下面的线性回归模型 :
Δct = γ+σrt +εt
(4)
式中 ,Δct = ln Ct - ln Ct - 1 ,γ=σlnβ,ε是一白噪声误差项 。方程 (4) 表明 ,消费增长对利率变化
除不确定性之外 ,中国经济也发生了其他一些变化 ,并对居民消费行为产生了影响 。首先 ,当 前大部分居民已经生活在温饱水平以上 ,这意味着家庭消费决策的灵活性大大提高 ,使得居民具备 跨时期消费的可能 。其次 ,收入分配差距进一步拉大 ,表现为城市与农村居民的吉尼系数分别从 1978 年的 0116 和 0121 上升到 1999 年的 0130 和 0134 。消费者之间收入水平差距越大 ,其消费行为 出现差异的可能性就越大 。对于这一问题 ,如果不给予足够重视 ,而以中等收入的典型消费者为研 究对象来建立消费模型 ,其解释效力就值得怀疑 。最后 ,四大国有银行仍在中国金融体系中居于统 治地位 ,金融市场仍然很不完善 。由于直到最近银行才开展消费信贷业务 ,大部分中国居民还没有 形成靠银行贷款购买商品的观念 。上述这些变化使得居民个人消费的流动性约束不断加剧 。即使 居民想要购买涉及大量现金支出的商品 ,他们也会被迫推迟这一消费 ,直到其积累了足够的流动性 资产 。这种强制性储蓄的产生 ,不是由于消费品的缺乏 ,而是因为缺乏流动性 。进一步讲 ,日益严 重的收入不平等意味着更多居民的收入下降到平均线以下 ,因此 ,流动性约束可能会影响到越来越 多的家庭 。
本文运用规范的经济计量模型来检验文中提出的流动性约束和不确定性假说 。与早期研究的 不同之处在于 ,本文着重研究金融市场而不是消费品市场的失衡 ,并且定量分析了不确定性因素对 居民消费的影响 。本文的研究结果表明 ,不确定性因素和流动性约束型消费者所占比例的变化能 在很大程度上解释改革后中国居民消费行为的演变 。本文的安排如下 :第二部分对消费理论和相 关经济计量模型作一简要回顾 ,第三部分是数据分析和模型估算 ,第四部分讨论实证结果 ,最后对 全文进行概括总结 。
为了考察上述理论是否符合中国实际 ,有必要运用经济计量模型对此作进一步的分析 。如果
假定利率服从正态分布 ,消费变量服从对数正态分布 ,欧拉方程 (1) 就变成下式 (见 Hall ,1988 ,
341 —342 页) ④:
Et - 1 ct =σlnβ+σEt - 1 rt + ct - 1 + v
关键词 :流动性约束 不确定性 中国居民消费
一 、引言
随着中国经济改革的不断深入 ,居民消费行为也发生了显著变化 。特别值得关注的是 ,居民储 蓄比率在持续上升 ,这反映了边际消费倾向的不断下降 。从 1996 年 5 月份以来 ,尽管中国人民银 行连续 7 次降息 ,国内消费需求仍然疲软 。实际上 ,这一时期 ,处于上扬趋势的储蓄比率屡创新高 。 其结果是 ,最终消费率 (最终消费占 GDP 的比重) 从 1990 年的 6113 % 降至 1998 年创记录的新低 5811 % ,而居民消费率从 50 % 降至 46 %。① 居民消费的疲软也同样被不断下降的消费品零售额增 长率 (从 1996 年第一季度的 24 % 降为 1998 年第三季度的 715 %) 所证实 。
