程 琦
(武漢輕工大學藝術與傳媒學院 武漢 430023)
消費問題一直都是社會各界討論的熱點,隨著國民經濟的持續發展,國民收入正在不斷增加,消費能力也在不斷上漲。但實際上,隨著國民經濟增長速度的逐漸放緩,居民收入和消費支出的增長速度也明顯放緩,但消費支出的增長速度明顯低于收入的增長速度,從而造成了民眾收入增長和消費支出增長的不適配。消費能力的下降勢必會影響內需,而內需一直都是拉動經濟增長的一大助力。在這種情況下,未來的國民經濟發展必然會受到影響。因此,從長遠角度考慮,只有促進國民消費潛力的進一步釋放,才能真正實現國民經濟的可持續性發展。對此,緩解流動性約束對居民消費的抑制作用,成為促進城鄉居民消費增長,進而實現國民經濟可持續發展的必然要求。
在傳統的消費研究模型中,研究者提出了居民可以以相同利率獲得貸款這一假設條件,但流動性約束理論摒棄了這一假設條件,認為居民在消費過程中獲得貸款的利率一般要高于儲蓄利率,同時許多居民甚至無法獲得消費所需的貸款。因此,受短期收入影響的居民便無法在生命周期內對其消費支出進行跨期優化。
流動性約束理論誕生后,眾多研究人員針對其進行了多方面研究。其中,歐陽俊(2003)認為我國居民總體消費增長與流動性變量的一階滯后項顯著正相關,整體上,我國居民并不存在顯著的流動性約束。本文分析了流動性約束與不確定性因素在影響中國居民消費行為變化中所起的作用。萬廣華(2001)認為經濟改革使得我國居民消費行為發生了本質變化。改革開放以后流動性約束對居民消費行為的影響提升超過一倍,而不確定性因素是影響消費變化的另一因素;流動性約束與不確定性因素之間的作用加劇了對居民消費的影響,進而抑制了現期消費水平與預期消費增長率。屠俊明(2012)認為流動性約束和政府消費分別通過弱化居民消費跨期優化能力和增強其對居民消費替代作用的渠道來增加居民消費波動,且前者的影響要大于后者;流動性約束的增強會減損居民福利,而政府消費替代比例的增加則能提高居民福利。王柏杰(2014)認為農村市場化和制度變遷造成的農村居民收入和支出不確定,以及農村土地流轉制度缺陷,阻礙了農村居民收入提升,而農村消費信貸制度缺陷引發了農村居民流動性約束;我國中西部地區省份的流動性約束更強,農村居民的現金收入甚至低于現金支出。張欣(2020)以家庭住房為研究對象,探究了住房對我國居民流動性約束的影響。其認為與美國相比,我國家庭受傳統觀念與戶口等現實因素的影響,更傾向于購買住房用于自住,因而對住房特別是首套房具有強烈需求。這使得無房居民會為購買住房而進行有目標的儲蓄,從而主觀提升流動性約束水平,對短期收入存在較強的儲蓄目的,因而對短期收入表現出較低的邊際消費傾向。
“流動性約束”又被稱為“信貸約束”,是指居民從金融或非金融機構以及個人取得貸款以滿足消費時所受的限制。最先發現這一問題的人是弗萊明和托賓,之后的學術界又對其進行了大量的研究分析。這一假說認為,流動性約束可能造成消費者對當期消費和預期收入變化的敏感度,即當期收入對現期消費的影響大于持久性(非暫時性)收入的作用。這種效果往往通過兩個途徑來實現:一是降低居民的個人實際消費;二是儲蓄率的提升,與預防性儲蓄作用相似。
為了進一步實證分析流動性約束對城鄉居民消費的影響,本文通過逐步引入控制變量,建立了城鄉居民在流動性約束條件下的靜態模型,如模型(1)-(3)以及模型(5)-(7)所示,并對其進行拓展得到城鄉居民不同收入階層的靜態和動態流動約束模型,如模型(4)、模型(8)所示,從而分析流動性約束對消費的作用。
城市靜態模型為:

農村靜態模型為:

其中,j為農村不同收入群體,取值范圍為1-5,即低收入、中低收入、中收入、中高收入、高收入;g為城市不同收入群體,取值為1-5,即最低收入、中低收入、中等收入、中高收入、高收入;i為所選省份;t為年份;μri、μci為個體效應,即地域對城鄉居民消費的影響;C為個人實際消費;Y為個人收入;UN為不確定性、DEM 為人口結構特征。此外,在城市模型中,CREc為消費信貸;在農村模型中,INFr為非正規金融。
本文對2008-2018年北京、天津、河北、山西、內蒙古、遼寧、吉林、黑龍江、上海、江蘇、浙江、安徽、福建、江西、山東、河南、湖北、湖南、廣東、廣西、海南、四川、貴州、云南、重慶、陜西、甘肅、青海、寧夏等29個省市自治區的統計年鑒數據進行了處理,分析結果如下:
首先,對城市模型進行了Hausman檢驗,檢驗結果為固定效應。其次,考慮到變量與年份的關系,對個體效應進行了驗證。綜上,我們使用了固定效應-工具變量法(FE-IV),分析結果如表1所示。
由表1可知,首先,在分析變量時,Davidson-Mackinnon檢驗、Cragg-Donald Wald F統計量,以及Sargan檢驗共同說明了本文使用的工具變量較為客觀。其次,模型(1)到(3)的R2逐漸遞增,說明控制變量的引入提高了模型的擬合匹配度。城市居民對收入和消費信貸的變化“過度敏感”,而控制變量的引入又進一步提高了敏感系數。總體而言,城市居民對收入的敏感度明顯超過消費信貸,即:雖然消費信貸的普及在一定范疇上降低了流動性約束對城市居民消費行為的抑制作用,促進了居民消費,但收入仍是影響其消費行為的最關鍵要素。此外,不確定性會抑制城市居民的消費行為的原因是,在傳統福利體系解體,而社會保障尚不穩定的21世紀,城市居民在為預防未來不確定性導致的消費水平的下降而進行儲蓄的心理不斷增加,用于消費的部分所占比重越來越少,邊際消費傾向不斷遞減。最后,人口變化并不會對其消費行為產生明顯的作用。但應注意,由于本文樣本的時間周期相對短暫,人口變化的不明顯也可能是其對消費沒有作用的主要原因。

表4 農村不同收入群體的靜態模型分析
之后,使用了相同的方法處理了模型(4),以分析收入對居民消費的流動性約束,見表2。根據表2可知,不同收入群體的消費行為在0.01的水平敏感,其敏感度比不劃分收入高,顯示出倒“U”狀。換言之,中等收入群體對收入最為敏感,流動性約束最高;中高收入和高收入群體的敏度系數均小于1,中低收入和低收入群體的敏度系數均大于1,這說明中低收入和低收入群體的流動性約束比中高收入和高收入群體明顯,也說明其對未來的不確定性更強烈。
同理,對我國農村靜態模型分析結果見表3。
由表3可知,農村居民對收入和非正規金融的變化“過度敏感”。但與城市模型不同,控制變量的引入降低了敏感系數。總體而言,農村居民對收入的敏感度明顯超過非正規金融,即:雖然非正規金融的推廣抑制了流動性約束對城市居民消費行為的消極作用,提高了居民消費,但收入仍是影響其消費行為的最關鍵要素。此外,不確定性也會對農村居民的消費行為產生抑制作用。我國農村各項社會保障和福利體系的發展遠不如城市,進一步增加農村居民對未來的不確定性,導致了消費下降。最后,人口變化也不會對其消費行為產生明顯的作用。
最后,對模型(4)進行了處理,以研究收入對居民消費的流動性約束,如表4所示。
表4可知:我國農村不同收入群體的消費在0.05的水平敏感,顯示出倒“U”狀。但與城市模型不同,高收入群體對收入的敏感度比不劃分收入有所下調,而其他群體都有一定程度的增加。換言之,中低收入和中等收入群體對收入最為敏感,流動性約束最高;低收入和中高收入次之,高收入群體最低。
本文從流動性約束的理論出發,構建了城鄉居民流動性約束的靜態模型,對目前我國居民消費下降問題進行研究分析。得出以下結論:雖然相對于官方正式金融,農村自發形成的民間信用金融組織以及城市消費信貸的普及的確在一定范疇上降低了流動性約束對城鄉居民消費行為的抑制作用,促進了居民消費,降低了流動性約束,但收入仍是消費的決定因素;城鄉家庭中存在的各種不確定性直接導致了城鄉居民個人消費的減少和消費需求的不足。不確定性會抑制城鄉居民的消費行為的原因是,在傳統福利體系解體,而社會保障尚不穩定的21世紀,城鄉居民在為預防未來不確定性導致的消費水平的下降而進行儲蓄的心理不斷增加,用于消費的部分所占比重越來越少,邊際消費傾向不斷遞減;人口變化并不會對其消費行為產生明顯的作用。但應注意,由于本文樣本的時間周期相對短暫,人口變化的不明顯也可能是其對消費沒有作用的主要原因;我國城鄉不同收入群體的消費均顯示出倒“U”形狀,但與城鄉不同收入群體的具體分布有所不同。
從國家層面來說,我國已進入中高度發展階段,合理發展,刺激消費,拉動內需被提上日程。通過實證檢驗,我們認為促進城鄉居民消費、降低流動性約束的方法應從以下三個方面入手:
首先,收入是消費決定要素。刺激居民消費、釋放消費潛力的根本途徑就是提高居民收入,實現國民收入與經濟的同步合理增長。目前國民消費很大程度依賴于中國城鎮化的發展,因此政府要舉大力發展經濟,進一步落實供給側改革,淘汰落后產能,增加優質供給,促進經濟高質量發展,多渠道增加國民收入,尤其是提高農村居民的收入,提高居民投資理財水平。同時,實施積極就業政策,統籌城鄉發展,促進國民消費水平的提高,提高居民消費信心。
其次,經濟的增長,來源于社會生產效率的提高,社會生產效率的提高才能提升社會福利水平。國家要刺激國民消費,必須建立健全社會保障福利制度,大力推進住房、醫療等福利保障制度改革,擴大社會保障覆蓋面,提高福利保障水平,提高城鄉居民的消費預期,消除其消費的后顧之憂。同時,減少稅收,讓利于民,讓國民掌握更多財富或享受到更低的物價水平,促使國民消費能力提高。
最后,與發達國家和國際平均水平相比,我國國民的儲蓄率偏高,消費率偏低。因此,國家需要改善消費環境,協調儲蓄與消費的關系,引導國民學會量入為出和理財,節制消費欲望,管理消費支出,形成適度消費和可持續消費的觀念。國家應采取宏觀調控的各種手段抑制通貨膨脹,增加國民實際的可用消費支出,從而增加國民消費動力。