摘 要：本文根據(jù)擴(kuò)展的生命周期-永久收入假說以及Euler方程建立模型，對(duì)中國大陸31個(gè)省市自治區(qū)1979-2004年的整體情況和東、中、西部的區(qū)域情況進(jìn)行GLS面板數(shù)據(jù)分析，結(jié)果表明，金融市場化通過各種渠道降低了消費(fèi)者面臨的流動(dòng)性約束，釋放了消費(fèi)需求。從國際比較上看，金融市場化還能進(jìn)一步釋放消費(fèi)需求。從地區(qū)比較上看，金融市場化減少消費(fèi)流動(dòng)性約束的作用在經(jīng)濟(jì)相對(duì)發(fā)達(dá)的東部和中部地區(qū)更為顯著。?

　　關(guān)鍵詞：金融市場化；消費(fèi)需求；流動(dòng)性約束；過度敏感??
　　
　　一、引言?
　　
　　多年來，投資和進(jìn)出口一直是我國經(jīng)濟(jì)增長的主要?jiǎng)恿?，而消費(fèi)的作用卻始終未能完全顯現(xiàn)出來。如何促進(jìn)消費(fèi)升級(jí)，拉動(dòng)內(nèi)需，保證我國經(jīng)濟(jì)的長期健康穩(wěn)定增長已經(jīng)成為當(dāng)務(wù)之急。?
　　近年來，以Bayoumi（1993a,1993b）、Muellbauer和Murphy（1990）為代表的眾多國外研究者通過大量的理論與實(shí)證分析，證明了金融市場化以及自由化能夠促進(jìn)消費(fèi)增長。Levchenko（2005），Laurence、Nathalie和 Isabelle（2002）也認(rèn)為金融市場化通過國際風(fēng)險(xiǎn)分散達(dá)到了平滑消費(fèi)的作用。這些國外研究一般是從生命周期-永久收入假說（以下簡稱LC- PIH）擴(kuò)展衍生出來的。根據(jù)LC-PIH，在完全資本市場中，家庭消費(fèi)應(yīng)該遵循隨機(jī)漫步理論，即未來的消費(fèi)應(yīng)該是不可預(yù)測(cè)的。然而，F(xiàn)lavin（1981）發(fā)現(xiàn)消費(fèi)變化與即期收入的變動(dòng)有顯著的相關(guān)性，即所謂消費(fèi)對(duì)即期收入的“過度敏感”（excessive sensitivity）。Flavin（1985）等許多研究者通過對(duì)不同國家和地區(qū)的實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，流動(dòng)性約束是“過度敏感”的重要原因，當(dāng)消費(fèi)者的收入暫時(shí)不足以滿足自身消費(fèi)需求時(shí)，如果他們不能或只能較少地從信貸市場借錢平滑消費(fèi)，那么他們只能量入為出，依據(jù)當(dāng)前收入決定消費(fèi)支出，所以消費(fèi)與即期收入呈現(xiàn)出一定相關(guān)性。Jappelli和Pagano (1989)、Campbell和Mankiw(1991)發(fā)現(xiàn)金融市場欠發(fā)達(dá)地區(qū)的信貸約束更嚴(yán)重，消費(fèi)者對(duì)即期消費(fèi)更敏感，而金融市場化直接作用于受到流動(dòng)性約束的消費(fèi)者，使消費(fèi)者能夠更好地利用資本市場實(shí)現(xiàn)消費(fèi)的跨期平滑，即期可支配收入與消費(fèi)之間的關(guān)系被削弱，解決了流動(dòng)性約束問題；同時(shí)，金融市場化使競爭上升，降低了金融中介成本，特別是家庭的金融中介成本，使得消費(fèi)者容易獲得消費(fèi)信貸，從而釋放出被壓抑的消費(fèi)需求。?
　　誠然，正如Shea（1995）等研究者指出的，“過度敏感”問題還有可能是因?yàn)槠渌蛟斐傻?，比如LC-PIH是基于理性消費(fèi)者假設(shè)的，然而，消費(fèi)者可能有短視行為，并常常按照經(jīng)驗(yàn)直覺做出消費(fèi)決定，無法按照LC-PIH在生命周期內(nèi)實(shí)現(xiàn)最優(yōu)配置；此外，收入的不確定性可能也使理性消費(fèi)者無法對(duì)永久收入做出較為準(zhǔn)確的判斷。但是，金融市場化對(duì)于減少流動(dòng)性約束，進(jìn)而減少“過度敏感”的作用卻是客觀存在的，是可以通過實(shí)證檢驗(yàn)的。?大部分國外研究者的實(shí)證模型是基于Campbell和Mankiw（1989，1991）的方法，從LC-PIH推導(dǎo)出Euler方程，并假設(shè)存在兩種消費(fèi)者：一部分消費(fèi)者受到流動(dòng)性約束，只能根據(jù)即期收入決定消費(fèi)，他們的可支配收入占可支配收入總量的比重為λ；與之對(duì)應(yīng)，沒有受到流動(dòng)性約束的消費(fèi)者的可支配收入比重為1－λ。λ的值可以通過擴(kuò)展的Euler方程估計(jì)。如果金融市場化使λ值出現(xiàn)下降，意味著“過度敏感”問題得到顯著緩解，反映了流動(dòng)性約束的減輕，也即潛在消費(fèi)需求的釋放。Fissel 和Jappelli(1990)對(duì)美國的研究，Maria和Geoffrey（2001）對(duì)英國的研究等都采用了類似的方法，證明金融市場化緩解了流動(dòng)性約束，進(jìn)而促進(jìn)了消費(fèi)增長。金融市場化對(duì)消費(fèi)的作用還可能體現(xiàn)在消費(fèi)者對(duì)利率更為敏感，因此，Chan（1997）等研究者還在上述模型基礎(chǔ)上進(jìn)一步考察消費(fèi)與利率之間的關(guān)系是否由于金融市場化而發(fā)生變化。?
　　國內(nèi)的相關(guān)研究主要考察消費(fèi)者受流動(dòng)性約束，以及相應(yīng)的預(yù)防性儲(chǔ)蓄傾向的大小，很少涉及金融變量對(duì)消費(fèi)的影響，區(qū)域?qū)用娴难芯扛酋r見。孫家良（2003）從金融抑制的角度分析了我國居民消費(fèi)傾向較低的原因，但沒有進(jìn)行實(shí)證分析；賀秋碩（2006）考察了金融發(fā)展、消費(fèi)需求波動(dòng)和收入水平差距之間的關(guān)系，但其研究側(cè)重于收入分配問題。申樸、劉康兵(2002)等人的研究更加全面地考慮了利率等變量對(duì)消費(fèi)增長率的作用，但是在他們的模型中沒有明確指出金融市場化對(duì)消費(fèi)的作用。?
　　本研究將使用1979年至2004年我國大陸31個(gè)省市自治區(qū)的消費(fèi)、收入、利率以及相關(guān)的金融市場化指數(shù)數(shù)據(jù)，采用擴(kuò)展的Euler方程以及面板數(shù)據(jù)實(shí)證方法，考察金融市場化對(duì)我國各地區(qū)消費(fèi)增長的作用。?
　　
　　二、模型與實(shí)證方法?
　　
　　（一）Euler方程的推導(dǎo)?
　　根據(jù)LC-PIH，我們可以將消費(fèi)者的跨期分配問題具體為方程（1）的最大化問題：?
　　E?t?∞j=0(11+δ)?jU(C?t+j)（1）?
　　限制條件為?
　　A?t+j+1=(1+r?t+j+1)（A?t+j+W?t+j-C?t+j）j=1，2，…（2）?
　　A?t+j≥0,j=1,2,…（3）?
　　其中：C是真實(shí)消費(fèi)；W是真實(shí)工資收入；A?t是t期持有的真實(shí)資產(chǎn)；δ是主觀折現(xiàn)率；r是消費(fèi)者面臨的真實(shí)利率；U（C?t）是效用函數(shù)，呈現(xiàn)出風(fēng)險(xiǎn)厭惡（constant relative risk aversion），比如，U(C?t)=C?1-α?t/(1-α)，其中α＞0；E?t是基于t期所有可以得到信息的期望。方程（2）是動(dòng)態(tài)預(yù)算約束，意味著每一期的財(cái)富積累與每一期的凈儲(chǔ)蓄相等。方程（3）是信貸約束。如果沒有受到信貸約束，在約束（2）下方程（1）最大化得到Euler條件是：?
　　E?t-1C?α?t=E?t-1(1+r?t1+δ)C?α?t-1（4）?
　　對(duì)以上方程取對(duì)數(shù)，可以將Euler方程寫為：?
　　E?t-1c?t=k?*+c?t-1+σE?t-1r?t（5）?
　　其中：c?t=lnC?t；σ＝1/α,表示期間替代彈性，需為非負(fù)；k?*是約束條件。在方程(5)的推導(dǎo)過程中，使用了近似估計(jì)ln［(1 + r)/(1 +δ)］ = r -δ，做法類似Campbell 和Mankiw(1989, 1991)，假設(shè)消費(fèi)者是理性的，有：?
　　c?t=E?t-1c?t+e?t?
　　r?t=E?t-1r?t+v?t?
　　其中，e?t和v?t是白噪聲。?
　　
　?。ǘ┮?lambda;值和金融市場化指數(shù)的擴(kuò)展方程?
　　由于LC-PIH假設(shè)所有的消費(fèi)者都沒有受到信貸約束，而這一假設(shè)在現(xiàn)實(shí)中并不成立，所以需要進(jìn)一步放寬假設(shè)。參照J(rèn)appelli和Pagano (1989)、Campbell 和Mankiw(1989，1991)的辦法，假設(shè)部分消費(fèi)者受到流動(dòng)性約束，只能根據(jù)即期收入決定消費(fèi)，他們的可支配收入占可支配收入總量的比重為λ，他們的消費(fèi)是c?1，該值等于永久性收入的變化量，也就是該部分消費(fèi)者的即期收入，這部分消費(fèi)者在第t期的消費(fèi)就是c?1t；其余消費(fèi)者是沒有受到信貸約束的，他們的比重為1－λ，消費(fèi)是c?2，這部分消費(fèi)者在第t期的消費(fèi)就是c?2t。參照Campbell等研究者的方法，有 c?t＝c?1t＋c?2t＝(1-α) c?t +αc?t-1+λ(Y?t-αY?t-1)+ε?t，遵循方程（5），c?t是r的函數(shù)，經(jīng)過變換推導(dǎo)，得到：
Δc?t=k+θr?t+λΔy?t+ε?t（6）?
　　方程中的各指標(biāo)都已經(jīng)取過對(duì)數(shù)，其中，ε?t是擾動(dòng)項(xiàng)，k=(1-λ)k?*，θ＝（1－λ）σ，ε?t＝（1-λ）（e?t＋v?t）?
　　如果真實(shí)利率和主觀折現(xiàn)率都是常數(shù)，或者兩種比率之間有很好的相關(guān)性，令k′=k+θr，方程（6）可以寫成：?
　　Δc?t=k′+λΔy?t+ε?t（7）?
　　為了研究金融市場化是否導(dǎo)致消費(fèi)發(fā)生了結(jié)構(gòu)性變化，引入金融市場化指數(shù)F?t，方程（6）變?yōu)椋?
　　Δc?t=k+(θ?0+θ?1F?t)r?t+(λ?0+λ?1F?t)Δy?t+ε?t?
　　將該方程展開，得到方程（8）：?
　　Δc?t=k+θ?0r?t+λ?0Δy?t+θ?1(F?tr?t)+λ?1(F?tΔy?t)+ε?t（8）?
　　在方程（8）中：θ?0代表了金融市場化之前，消費(fèi)對(duì)利率的敏感程度；λ?0代表了金融市場化之前，“過度敏感”的消費(fèi)者的可支配收入占總收入的比重，如果假設(shè)“過度敏感”完全是由流動(dòng)性約束造成的，那么λ?0就是受到流動(dòng)性約束的消費(fèi)者的收入比重；θ?1代表了金融市場化對(duì)消費(fèi)者行為的作用程度，如果金融市場化作用顯著，消費(fèi)應(yīng)該對(duì)利率變動(dòng)更為敏感，則θ?1＞0，即方程（6）中θ值上升；λ?1代表金融市場化對(duì)流動(dòng)性約束的緩解作用，當(dāng)λ?1＜0 時(shí)，表示金融市場化通過減少流動(dòng)性約束降低了“過度敏感”的消費(fèi)者比例，進(jìn)而釋放了潛在消費(fèi)需求，這一結(jié)論無需假設(shè)“過度敏感”完全是由流動(dòng)性約束造成的。?
　　本研究將以方程（6）、（7）、（8）為基礎(chǔ)，使用我國大陸31個(gè)省、市、自治區(qū)的數(shù)據(jù)組成面板數(shù)據(jù)模型，并利用可行的廣義最小二乘法（GLS）估計(jì)，目的是減少由于截面數(shù)據(jù)造成的異方差影響，全過程由Eview3.1軟件實(shí)現(xiàn)。?
　　
　?。ㄈ?shù)據(jù)收集與處理?
　　本研究使用社會(huì)消費(fèi)品零售總額作為消費(fèi)變量，而不是社會(huì)商品零售總額，更貼近Euler方程的實(shí)際含義。Michael和Costas（2000）等使用的是不包括耐用消費(fèi)品的消費(fèi)數(shù)值，而Jonas（1996）則使用了多種消費(fèi)統(tǒng)計(jì)口徑分別分析，由于我國居民消費(fèi)中耐用消費(fèi)品仍然占到了很大的比重，因此，使用包括耐用消費(fèi)品購買的社會(huì)消費(fèi)品零售總額指標(biāo)。31個(gè)省、市、自治區(qū)1979-2004年的年度數(shù)據(jù)來自歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國統(tǒng)計(jì)摘要2006》和《福建經(jīng)濟(jì)與社會(huì)統(tǒng)計(jì)年鑒2003》，經(jīng)過比較確認(rèn)，統(tǒng)計(jì)口徑一致。方程（6）、（7）、（8）中的△c?t為取對(duì)數(shù)后的增量數(shù)值，所以，實(shí)際估計(jì)時(shí)，數(shù)據(jù)時(shí)間范圍是1980-2004年。?
　　收入變量采用職工工資總額指標(biāo)，根據(jù)《新中國55年統(tǒng)計(jì)匯編1949-2004》提供的職工人數(shù)乘以平均貨幣工資計(jì)算得到，覆蓋了我國大陸31個(gè)省、市、自治區(qū)1979年至2004年的年度數(shù)據(jù)?？梢垣@得的地區(qū)層面可支配收入數(shù)據(jù)都是按照農(nóng)村和城鎮(zhèn)劃分，沒有總數(shù)值。我國的職工工資指標(biāo)統(tǒng)計(jì)較為完整，也能夠較好地反映收入的狀況，因此沒有采用可支配收入數(shù)據(jù)，而采用職工工資總額。社會(huì)消費(fèi)品零售總額和職工工資總額都未進(jìn)行價(jià)格平減，但兩個(gè)指標(biāo)所包含的價(jià)格上漲因素正好相互抵消。根據(jù)模型推導(dǎo)出的方程實(shí)際計(jì)算中，△y?t是職工工資總額對(duì)數(shù)的變化量。?
　　利率變量選用金融機(jī)構(gòu)人民幣一年期貸款基準(zhǔn)利率，取自《中國統(tǒng)計(jì)摘要2006》，1985年、1990年等年份該利率有兩次或兩次以上調(diào)整，使用調(diào)整前后利率并除以調(diào)整次數(shù)作為年度平均利率。在方程實(shí)際計(jì)算中，使用的是利率的百分?jǐn)?shù)取自然對(duì)數(shù)，比如8.64％的利率代入方程中進(jìn)行運(yùn)算的實(shí)際值是8.64的自然對(duì)數(shù)值。當(dāng)然，消費(fèi)者實(shí)際面臨的利率R可能并不完全就是金融機(jī)構(gòu)人民幣一年期貸款基準(zhǔn)利率r，很可能要在r的基礎(chǔ)上有升水或貼水，即R＝r（1+ψ），其中，ψ是升（貼）水的幅度（ψ≤1時(shí)，表示貼水；ψ≥1時(shí)，表示升水），但我們假設(shè) ψ是一個(gè)常數(shù)，這樣R的變動(dòng)趨勢(shì)就可以用r來代替了；同時(shí)，還假設(shè)同一時(shí)間全國各地消費(fèi)者面臨的利率是相同的。?
　　金融市場化指數(shù)F?t使用周業(yè)安、趙堅(jiān)毅（2005）測(cè)算得到的數(shù)據(jù)。周業(yè)安、趙堅(jiān)毅（2005）的金融市場化指數(shù)建立在黃金老（2001）等人研究的基礎(chǔ)上，使用因子分析法計(jì)算得到1978-2003年我國金融市場化指數(shù)時(shí)間序列，該序列很好地刻畫了金融市場改革過程的波動(dòng)。但是，該指標(biāo)從1978年的-1.04577到 2003年的1.74233，數(shù)值有正有負(fù)，而方程（8）需要借助λ?1的正負(fù)來判斷金融市場化的作用效果，因此，1978年的自由化指數(shù)定為0，其后各年自由化指數(shù)在原先基礎(chǔ)上加1.04577，得到新的自由化指數(shù)時(shí)間序列，使F?t≥0。?
　　
　　三、實(shí)證分析與理論解釋?
　　
　?。ㄒ唬┙鹑谑袌龌档臀覈M(fèi)流動(dòng)性約束的實(shí)證分析?
　　首先對(duì)我國大陸1979-2004年31個(gè)省市的總體情況進(jìn)行計(jì)算分析，方程（6）、（7）、（8）的面板數(shù)據(jù)GLS估計(jì)結(jié)果如表1，原方程是包含常數(shù)項(xiàng)的，這里省略常數(shù)項(xiàng)的估計(jì)結(jié)果。?
　　從表1可以看到，各模型的R平方值都超過了0.4，有顯著的統(tǒng)計(jì)意義，說明方程總體效果良好，DW系數(shù)也都很接近2，表明模型沒有明顯的序列相關(guān)問題。?
　　方程（7）假設(shè)利率不變，這一假設(shè)在我國利率并未完全市場化的背景下是有一定現(xiàn)實(shí)意義的，其估計(jì)結(jié)果λ代表消費(fèi)對(duì)即期收入“過度敏感”的消費(fèi)者的收入占總收入的比重，該值為58％。如果認(rèn)為“過度敏感”僅僅是由于流動(dòng)性約束造成的，那么該值意味著在1980年到2004年間，我國有58％的消費(fèi)者受到流動(dòng)性約束，真實(shí)消費(fèi)需求遭到抑制。?
　　方程（6）放寬了方程（7）有關(guān)利率不變的假設(shè)，引入自變量利率r，可以發(fā)現(xiàn)方程（6）的R平方值與方程（7）相比并沒有明顯提高，而利率變量連10％顯著性水平的t檢驗(yàn)也未能通過驗(yàn)，相伴概率高達(dá)0.17，表明新加入的利率變量對(duì)消費(fèi)變化的解釋力不足，支持了方程（7）的假設(shè)。而這也與方程（7）相互印證，表明“過度敏感”的消費(fèi)者比重在57％～58％之間。?

方程（8）在上述方程的基礎(chǔ)上進(jìn)一步引入了金融市場化指數(shù)，R平方值從0.48升至0.61，解釋度大幅提升，初步表明了金融市場化對(duì)消費(fèi)的重要作用。λ?0估計(jì)了金融市場化進(jìn)程開始之前受到流動(dòng)性約束呈現(xiàn)“過度敏感”問題的消費(fèi)者比重，這一比例高達(dá)92％，而此時(shí)消費(fèi)者對(duì)利率的敏感性θ?0在小數(shù)點(diǎn)后三位，相伴概率高達(dá)0.52，統(tǒng)計(jì)上也無法通過t檢驗(yàn)。在金融市場化進(jìn)程開始之后，流動(dòng)性約束出現(xiàn)下降，λ?1值為負(fù)，且通過1％顯著性水平t檢驗(yàn)，充分說明了金融市場化對(duì)流動(dòng)性約束的緩解作用。因此，即使放寬“過度敏感”是由于流動(dòng)性約束造成的假設(shè)，承認(rèn)還有其它因素造成“過度敏感”，金融市場化降低了消費(fèi)流動(dòng)性約束也是可以肯定的，因?yàn)?lambda;?1為負(fù)值，降低了“過度敏感”的消費(fèi)者比重λ。θ?1值為正，也通過了1％顯著性水平檢驗(yàn)，表明消費(fèi)者對(duì)利率更加敏感了，盡管這種進(jìn)步幅度較小，卻也從另一個(gè)角度印證了金融市場化作用的發(fā)揮。?
　　從結(jié)果的國際比較上來看，Campbell和Mankiw (1991)的λ值結(jié)果是，美國0.35，英國0.23，加拿大0.23，瑞典0.36；Jappelli和Pagano (1989)計(jì)算得到的λ值是，美國0.19，日本0.35；Khayum和Baffoe?Bonnie（1994）對(duì)幾個(gè)發(fā)展中國家的估計(jì)結(jié)果比較高，肯尼亞0.73，牙買加0.54，菲律賓0.68。這樣的結(jié)果說明我國的消費(fèi)者可能比發(fā)達(dá)國家受到了更多的金融約束，這也與我國仍然是發(fā)展中國家的背景相符，說明如果運(yùn)作得當(dāng)，金融市場化還能進(jìn)一步釋放消費(fèi)潛力。?
　（二）我國大陸各區(qū)域金融市場化與流動(dòng)性約束?
　　對(duì)區(qū)域的劃分采用國家統(tǒng)計(jì)局 國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站：http://www. .stats. gov. cn/tjzs/tjcs/t20030812_97125. htm的官方辦法，東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、廣西、海南12個(gè)省、自治區(qū)、直轄市；中部地區(qū)包括山西、內(nèi)蒙古、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南9個(gè)省、自治區(qū)；西部地區(qū)包括四川、重慶、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、寧夏、青海、新疆10個(gè)省、自治區(qū)、直轄市。對(duì)各區(qū)域的面板數(shù)據(jù)模型估計(jì)結(jié)果如表2。?
　　從表2可以看到，各地區(qū)模型的R平方值都超過了0.4，有顯著的統(tǒng)計(jì)意義，DW系數(shù)也都很接近2，表明模型沒有明顯的序列相關(guān)問題。在引入金融市場化指標(biāo)之后，各地區(qū)模型的R值都能上升0.1左右，解釋力顯著提高；各地區(qū)的消費(fèi)者對(duì)利率都不敏感，利率指標(biāo)對(duì)模型解釋的貢獻(xiàn)率極為有限，無法通過統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)；此外，各地區(qū)的λ?1都為負(fù)值，θ?1都為正值，充分體現(xiàn)了金融市場化對(duì)消費(fèi)流動(dòng)性約束的降低作用。這些都是模型顯示出的各地區(qū)的共性。?
　　具體來看，金融市場化的作用在東部和中部地區(qū)更為顯著，λ?1都幾乎達(dá)到了-0.32，而西部地區(qū)的λ?1值則不到-0.2，西部地區(qū)的θ?1值也明顯低于東部和中部地區(qū)，也無法通過10％置信度的顯著性檢驗(yàn)，說明西部地區(qū)相對(duì)落后的經(jīng)濟(jì)金融背景在一定程度上限制了金融市場化作用的發(fā)揮，這也提醒我們，金融市場化作用的充分發(fā)揮需要相對(duì)發(fā)達(dá)的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)，其作用的發(fā)揮不是孤立的，而是存在于經(jīng)濟(jì)金融蓬勃發(fā)展的大背景之中的。?
　　表2中有一個(gè)現(xiàn)象值得注意，代表“過度敏感”消費(fèi)者比重初始值的λ?0值最高的竟然是東部地區(qū)，達(dá)到了95％，其次是中部地區(qū)的91.6％，最后才是西部地區(qū)，只有74.8％；而代表1979－2004年消費(fèi)者受流動(dòng)性約束平均水平的λ值也是東部最高，在64％～67％之間，而西部和中部分別只有 53％～56％、47％～49％。如果認(rèn)為“過度敏感”完全是由消費(fèi)流動(dòng)性約束造成，那么經(jīng)濟(jì)金融最為發(fā)達(dá)的東部地區(qū)的流動(dòng)性約束狀況應(yīng)該不會(huì)明顯高于相對(duì)落后的西部。造成這種情況的原因可能正如Shea（1995）指出的，造成消費(fèi)者“過度敏感”的原因是多樣的，并不僅僅只有流動(dòng)性約束，但是，即使承認(rèn)流動(dòng)性約束只是造成“過度敏感”的部分原因，金融市場化降低流動(dòng)性約束，進(jìn)而降低代表“過度敏感”的λ值的推理仍然是成立的。
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　?。ㄈ┙鹑谑袌龌龠M(jìn)消費(fèi)升級(jí)的理論解釋?
　　建國之初，國家選擇低工資、低消費(fèi)換取高積累，以實(shí)現(xiàn)“重工業(yè)優(yōu)先”的趕超戰(zhàn)略。在這一過程中，金融機(jī)構(gòu)成了國家的出納和會(huì)計(jì)，金融資源的流向由國家控制，稀缺的金融資源往往流向國營企業(yè)，個(gè)人或者體制外的企業(yè)極少有機(jī)會(huì)獲得融資，居民根本無法獲得足夠的流動(dòng)性支持來進(jìn)行消費(fèi)。因此，早期國家對(duì)金融資源的行政性壟斷以及金融抑制造成居民消費(fèi)的流動(dòng)性約束太大，根據(jù)以上測(cè)算，在1980年前后，占收入總比重92％的消費(fèi)者的真實(shí)消費(fèi)需求受到抑制，而改革開放至今受到流動(dòng)性約束的消費(fèi)者的平均比例也達(dá)到了57％～58％，這在一定程度上造成了我國居民消費(fèi)傾向遞減，使內(nèi)需增長長期落后于投資和進(jìn)出口。?
　　當(dāng)然，正如實(shí)證分析結(jié)果顯示的，金融市場化使受到消費(fèi)流動(dòng)性約束的消費(fèi)者比例逐漸下降，釋放出潛在需求，促進(jìn)我國消費(fèi)升級(jí)，從理論上說，這種功能是通過不同渠道實(shí)現(xiàn)的。?
　　首先，金融市場化使銀行業(yè)競爭程度上升，降低了金融中介成本，特別是家庭的金融中介成本，各種新型的個(gè)人銀行業(yè)務(wù)系統(tǒng)如ATM、POS、電話銀行和自助銀行的電子化服務(wù)項(xiàng)目成功投入使用，加快了交易速度，擴(kuò)展了交易的空間范圍。信用卡業(yè)務(wù)的推廣更是大大方便了居民消費(fèi)時(shí)的交易結(jié)算，并使消費(fèi)者能夠更方便地實(shí)現(xiàn)跨期消費(fèi)平滑。麥肯錫中國公司2005年發(fā)布的調(diào)查結(jié)果顯示，中國大陸發(fā)行的信用卡量已由2003年中的300萬張，增長到2005年中期的1200萬張。?
　　其次，在金融市場化的進(jìn)程中，股市、債市等資本市場體系逐步完善，而銀行系統(tǒng)等提供了更多的咨詢以及理財(cái)服務(wù)，使消費(fèi)者能夠更好地利用資本市場實(shí)現(xiàn)消費(fèi)的跨期平滑，即期可支配收入與消費(fèi)之間的關(guān)系被削弱了；資本市場日益規(guī)范健康，逐漸產(chǎn)生財(cái)富效應(yīng)，也進(jìn)一步支持了消費(fèi)的增長。?
　　再次，金融市場化又使消費(fèi)者容易獲得消費(fèi)信貸，釋放出被壓抑的消費(fèi)需求。在個(gè)人消費(fèi)信貸業(yè)務(wù)方面，各家商業(yè)銀行積極成立“零售貸款中心”、“住房按揭中心”、“汽車金融中心”等，已經(jīng)初步形成了以住房按揭貸款為主體，包括汽車消費(fèi)貸款、綜合消費(fèi)貸款、教育助學(xué)貸款等多種貸款品種的貸款業(yè)務(wù)體系。據(jù)中國人民銀行統(tǒng)計(jì)，2004 年上半年消費(fèi)信貸達(dá)17000 多億元，是1997 年的90 多倍；消費(fèi)信貸占各項(xiàng)貸款的比例也由不足0.3％上升到7％。?
　　最后，伴隨金融市場化程度的不斷提高，保險(xiǎn)市場不斷完善，使消費(fèi)者有可能利用保險(xiǎn)產(chǎn)品沖減未來的不確定性風(fēng)險(xiǎn)，降低預(yù)防性儲(chǔ)蓄，從而有可能增加消費(fèi)。?
　　總之，金融市場化通過方便結(jié)算、降低金融中介成本，完善資本市場的跨期消費(fèi)平滑功能以及財(cái)富效應(yīng)，提供更多消費(fèi)信貸以及相關(guān)金融服務(wù)，降低消費(fèi)風(fēng)險(xiǎn)等多條渠道降低了我國消費(fèi)者面臨的流動(dòng)性約束，釋放出潛在消費(fèi)需求，促進(jìn)了消費(fèi)增長。?
　　
　　四、結(jié)論與展望?
　　
　　1．金融市場化通過各種渠道降低了消費(fèi)者面臨的流動(dòng)性約束。我國大陸31個(gè)省、市、自治區(qū)1979-2004年面板數(shù)據(jù)模型的分析結(jié)果支持了這一結(jié)論，按照收入比例估計(jì)的受到流動(dòng)性約束的消費(fèi)者比例從改革開放之前的90％以上穩(wěn)步下降，平均水平降至57％～58％，但這與發(fā)達(dá)國家20％～30％的水平相比，還有不小差距，說明金融市場化還能夠進(jìn)一步釋放消費(fèi)需求。?
　　2．對(duì)我國東部、中部、西部地區(qū)的區(qū)域面板數(shù)據(jù)研究進(jìn)一步證實(shí)了金融市場化的作用。結(jié)果還顯示，在經(jīng)濟(jì)金融相對(duì)發(fā)達(dá)的東部和中部地區(qū)，金融市場化政策的消費(fèi)流動(dòng)性約束緩解效果更好，這說明經(jīng)濟(jì)金融的良性互動(dòng)能為金融市場化充分發(fā)揮功能、促進(jìn)消費(fèi)升級(jí)創(chuàng)造更好的條件。?
　　3．我國各地區(qū)的消費(fèi)者對(duì)利率還不夠敏感，但是，伴隨著金融市場化的逐漸深入，這一情況正在發(fā)生改變。?
　　4．盡管消費(fèi)對(duì)即期收入“過度敏感”是否完全由流動(dòng)性約束造成存在些許爭論，但并不影響方程（8）對(duì)λ?1估計(jì)值的有效性，也并不妨礙我們得到金融市場化降低消費(fèi)流動(dòng)性約束的結(jié)論。不過，如果能夠進(jìn)一步引入其它變量控制“過度敏感”與消費(fèi)流動(dòng)性約束之間的關(guān)系，λ值的估計(jì)會(huì)更為有效，這也構(gòu)成了我們下一步的研究方向。?

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