流动性约束、不确定性与中国居民消费_经济模型论文

流动性约束、不确定性与中国居民消费，本文主要内容关键词为：不确定性论文,流动性论文,中国论文,居民消费论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。

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61.3%降至 1998年创记录的新低58.1%，而居民消费率从50%降至46%。（注：最终消费率数据取自《中国统计年鉴(1999)》，而居民消费率是用《国际金融统计(2000 )》数据计算所得。）

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7.5%）所证实。

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(M[,2])占 GDP的比率就已经达到1.05。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。至目前为 止，人们尚未实证分析不确定性是否影响以及在多大程度上影响中国居民消费行为。以上这 些是我们写作本文的主要动因。

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0.16和0.21上升到1999年的0.30和0.34。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。

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。

这三个新的假说也被国内学者最近的一些研究所证实。李(1999)的研究指出，由于流动性 约束以及较低的收入水平，50%以上的居民储蓄是用于未来特定的支出。袁和宋(1999)认为 ，市场化改革不仅加大了居民所面临的系统风险（即整个经济环境的不确定性所带来的风险） ，同时也加剧了居民个人所面对的个体风险。根据对上海居民储蓄目标的一项调查，他们认 为推动储蓄比率不断上升的主要力量是不确定性所带来的谨慎储蓄的上升，以及由于流动性 约束所造成的居民住房和教育消费水平的缓慢增长。刘(1999)对农村消费的一项研究表明， 由于产权模糊、政府干预以及农业保险制度不健全等原因导致农民收入的不确定性程度大为 提高，造成农村地区较低的消费倾向。然而，所有这些研究都把重点集中于居民消费对政策 激励的反应，而且得出的结论也主要是基于一些个别案例或简单的调查数据，相关的实证定 量分析几乎没有见到。（注：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。）

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。

二、消费理论与经济计量模型

2.1 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。（注：通常假定消费是非负的。）

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)：

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（注：效用函数曲线u(C)凹向坐标横轴，并满足Inada条件。）

，β表示主 观贴现率（假定为一常数），C[,τ]表示τ时期的实际消费量，r[,τ]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C[,t]，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（注：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。）

式中，W[,τ]表示τ时期初的资产存量，Y[,τ]表示τ时期的非资产性收入，σ表示消费跨时利 率弹性。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，那么边际效用函数是凹函数。这意味着，未来消费的不确定性会增大，这势必提高未 来消费效用的期望值，从而造成当前消费的减少，由此形成的储蓄就成为防患于未然的谨慎 储蓄。虽然在任何收入和资产水平下，谨慎储蓄动机的存在会使不确定性条件下的消费低于 确定性条件下的消费水平，但资产水平较低时，其结果尤其如此

（注：详细论证见Carroll(1992)。）。因此，一旦消费者的资 产存量降到一个特定水平，其消费将低于正常水平，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。

2.2 经济计量模型

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）（注：将方程(1)滞后一个时期即得到方程(3)。）

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：

(4)

式中，，ε是一白噪声误差项。方程(4)表明，消费增长对利率变化的敏感 程度取决于跨时替代弹性σ值的大小。如果σ值较大，即使居民是净储蓄者，则利率的变化 有可能产生一个足够大的正的替代效应，从而抵消利率变化所带来的收入负效应，并由此降 低居民的现期消费水平。在这种情况下，货币当局就有可能通过调整利率来实现对居民消费 的调控。

在Hall的模型里，一旦现期利率在回归方程中出现，其他变量就不再对消费产生显著影响 。这意味着，所有可利用的信息都包含在现期利率的变化之中。然而，实证结果经常与此相 矛盾。尤其是，不少研究者发现，收入增长比利率变化可以更好地解释消费的增长。对这一 理 论与实证之间的矛盾可以用流动性约束的存在来解释。如前所述，如果收入服从随机游走过 程，流动性约束型消费者将凭经验花费他们的现期收入。即使收入不是一个随机游走过程， 他们的消费行为也与现期收入高度相关。Campbell和Mankiw(1989)把消费者分为两种类型， 来协调凯恩斯消费模型与生命周期消费模型之间的矛盾。根据Campbell和Mankiw(1989)，一 类消费者只是凭经验消费他们的现期收入，而另一类则进行跨时资源配置。假如总收入的一 定 比例δ由第一类消费者所支配，依据假设，其消费行为的变化服从下式：， 取对数形式为。对于另一类消费者而言，则。通过加总，得到 总消费的变化为：

(5)

式中，。在方程(5)中，虽然α[,1]与δ不完全等同，但仍传达了同样的信息， 即它测定了消费者中流动性约束型消费者所占比例的大小（Campbell和Mankiw，1989，第190 页）。模型(5)表明，一旦考虑流动性约束，消费的变化则取决于收入和利率的变化，而不仅 仅是后者。

利率变化和消费增长相关度不够高的另一原因可能源于Hall在方程(3)中假设v值固定不变 。实际上，这一假设将不确定性排除在消费增长模型之外。为解决这一问题，Carroll(1992 )提出下面的方程，从而将不确定性因素引进消费模型（注：对Var(Δc[,t])的实证测定将在文章的3.2部分进行讨论。）

式中，λ=σlnβ+σr，η[,t]是一个独立同分布误差项，Var(Δc[,t])是给定现期可用信 息条件下下期消费增长的条件方差。

有关经济计量模型的讨论可以总结如下：方程(4)是基本模型；在基本模型中，加入Δy[,t]项，则产生方程(5)，它可用来分析流动性约束的影响；再进一步加入用于反映不确定性因 素的方差项Var(Δc[,t])，则构成方程(6)。在此基础上，可以构建包含方程(4)-(6)的如下 模型：

(7)

在消费行为研究中，另外两个经常被考虑的因素是，消费增长的滞后变量ΔC[,t-1]和误差修 正项y[,t-1]-C[,t-1]。前者反映了消费调整成本、消费习惯以及“攀比效应”等的影响（Chi和H uang，1997，第1278页）。考虑后者，是因为y和c之间可能存在着长期的整合关系。

以上述模型为基础，通过估算α[,1]，我们可以测定流动性约束型消费者所占比例的大小。通 过检验Var(Δc[,t])项的显著性，我们可以证实谨慎储蓄或不确定性是否支配着中国居民的 消费行为。

由于缺乏关于最合适模型的先验信息，一个最好的建模策略是将上述所有模型综合在一起 ，从而得到如下模型：

(8)

依据模型(8)，我们可以通过一系列统计检验来确定最佳模型。

三、数据分析与模型估算

3.1 数据分析

本文所采用的数据涵盖1961—1998年，包括改革前和改革后两个时期。其中收入和消费数 据取自《2000年度世界发展指标》，利率和通货膨胀率指标由《中国统计年鉴》中的各年数 据计算所得，所有数据均为年度指标。从理论上讲，人均实际消费以不包括耐用品消费最为 理想。但是，有关居民耐用品消费支出的信息不够齐全，故本文中消费变量观测值包括耐用 品和非耐用品两个方面。收入变量也存在资产与非资产收入的问题，因而本文用人均实际GN P替代了人均非资产收入。当然，如果这些替代指标与他们的原变量高度相关，使用这些替 代指标不会产生严重偏差。（注：可支配收入数据来自中国人民银行(1999)，且只包括1979—1997年的数据。利用这些数 据算得人均实际GNP和人均可支配收入之间的相关系数为0.9943。）

此外，在1985年以前中国没有公布居民消费价格指数(CPI)， 故本文用商品零售价格指数来表示通货膨胀的变化。在文献中，名义利率指标是一个经常引 起争论的问题。由于缺乏非正规金融市场利率的记录，以及储蓄存款在样本期的大部分年份 是居民惟一可以选择的非现金金融资产形式，本文用官方一年期储蓄存款利率的加权平均值 来 表示名义利率。实际利率r则通过名义利率i减去商品零售价格指数π而获得。

作为正式建模前的预先分析，本文首先对消费—收入关系的演变过程作一考察。图1描述了 消 费/收入比率及消费变化/收入变化比率之间的关系，它大致反映了消费—收入关系在样本期 的变动趋势。如图1所示，平均消费倾向呈现出持续下降的趋势。与平均消费倾向相比，边 际消费倾向的变化则极不稳定，在20世纪80年代中期以前尤其如此。由图1可以得到两点推 测：其一，如果居民消费行为发生了结构转换，那么这一转换极有可能发生在改革数年后的 某一年份。而并不是如Li(1997)和Qian(1988)所指出的紧接在1978年之后。其二，在样本期 的后半段，当消费品市场的失衡得以减缓后，中国并没有出现一个消费的高潮。由此可以推 测，如果高储蓄比率确实是源于市场失衡的话，那么这一失衡应该是发生在其他市场而不 是消费品市场。

为确定数据的平稳性，本文对消费、收入和实际利率变量进行了ADF单位根检验。检验结果 显示，消费和收入的对数包含单位根，说明其一阶差分（即消费和收入的增长率）是平稳的。 同时，实际利率数据也是平稳的。

3.2 模型估算

在常规的假设下，方程(8)中的误差项μ[,t]与t-1期的信息不存在相关关系，但它同t期的 变量相关。如果使用普通最小二乘法(OLS)对模型进行回归，则μ[,t]与r[,t]或Y[,t]之间的 相 关性可能会导致有偏的和非一致的估算值，因而本文将运用两阶段最小二乘法(2SLS)对模型 进行回归。在回归过程中，只要滞后变量与μ[,t]不相关，一般可以使用内生变量的一期滞 后变量作为工具变量。然而，这一方法要求数据的收集周期与居民的决策周期相同。遗憾的 是，本研究所采用的数据均为年度值，而居民的消费决策可能会更频繁，如每周、日，甚至 是连续变化的。因此，我们所得到的只是一变动非常频繁的过程所产生的一系列数据的平均 值。根据Working(1960)的研究，随机游走过程所产生的平均值其一阶差分将具有大约0.25 的系列自相关。因此，从理论上讲，误差项μ表现为独立分布，且同任何变量的一期滞 后值不相关，但由于数据采集时期的选择所产生的信息传递效应使得Corr(Δc[,t]，Δc[,t-1]) 0.25。这意味着t时期的误差μ[,t]可能与t-1时期的变量（包括y[,t-1]、C[,t-1]和r[,t-1]等）相关 。为解决这一问题，我们在本文中沿用了Campbell和Mankiw（1989）的方法，即将内生变量 滞后两期或三期作为其工具变量。

此外，如何量化不确定性这一变量是估算方程(8)应注意的一个问题。在以往的研究中，Carroll(1992)使用失业率期望值作为替代变量。由于中国缺乏类似数据，又由于消费的不确 定性主要源于收入波动，本文使用了收入增长的预测误差值的

方作为不确定性变量的量化 指标。

为了找到合适的工具变量，本文测试了14组工具变量对Δy和r的预测能力。（注：工具变量系列由常数加上下述变量构成：。式中，π代表通货膨胀率，r 表示实际利率，i表示名义利率。）

在运用瓦尔 德检验对每组工具变量的系数（除常数项以外）进行了零假设检验的基础上，我们选择了Δy 和r方程均具有较大瓦尔德统计量值的工具变量组作为最优工具变量组，从而得到如下方程 ：

依据Δy方程，就可构造作为不确定性的替代变量，进而可以运 用OLS法来估算方程(8)，估计结果见表1。进一步检验表明，模型存在二阶系列自相关， 故本文根据Newey和West(1987)（注：由于对二阶自相关[AR(2)]误差项的估计会产生更为严重的自相关，所以没有采用自相关 模型。

）的方法调整了参数估算值的标准差。如表1所示，除收入增 长和消费增长的滞后变量之外，所有参数均不显著。基于本文在3.1部分对数据所作的初步 分析 ，模型估算结果欠佳可能是因为没有考虑居民消费行为发生了结构转换，从而导致模型设定 出现错误。

在早期的研究中，均把经济改革初始的1979年作为居民消费行为发生结构变化的转折点。 如果考虑中国渐进式改革的特点，以及有关消费文献中关于消费在经济周期的变化中保持平 滑的 典型事实，假如中国居民消费行为确实曾经发生结构转换，这一转折点发生在经济改革伊始 的观点值得商榷。为避免武断地选择转折点，我们运用Chow系列检验方法对样本期进行了划 分。当子样本包含数据点较少时，本文使用了Chow检验的预测法对模型进行了检验。结果表 明，结构转换发生在1983年（Chow统计量的p值为0.07）。在此基础上，本文将整个样本分为 两个子样本，并在模型中加入虚拟变量。第一阶段回归产生了如下两个时期的实证模型：

方程一（1961—1983年）

方程二（1984—1998年）

第二阶段的估算结果见表2。（注：本文运用一系列标准检验对模型的异方差性进行了检验。结果发现，所有模型均无异方 差。）

为便于说明，我们没有列出虚拟变量的参数。通过对表1和 表2 进行对比分析，有三点值得注意。首先，第一个子样本期的收入系数估算量要小于第二 个子样本期。由于两个子样本期和中国改革前、改革后两个时期大致对应，这说明改革开放 以来流动性约束型消费者所占比重在上升。第二，不确定性项的系数在第二子样本期极其显 著， 其值的大小是第一子样本期的10倍之多，且两者的差异在统计上是显著的。换句话讲，改革 开放以来不确定性因素开始对国内需求产生影响。同时，由表2可知，不确定性变量是改革 前模型中不显著的两个变量之一，而它却是改革后惟一一个对消费产生影响的因素。最后， 利率项的符号虽均为正确符号，但结果表明，只是在改革前利率对消费增长具有一些影响。 总之，表2为我们勾画出两幅对比鲜明的图画。

显而易见，考虑结构转换使得模型的解释能力有所提高。由此可以进一步推测，在两个时 期影响居民消费或储蓄决策的因素是不同的。这一推测可以通过对包含虚拟变量模型的系数 施加约束并加以检验。经过进行一系列F检验，找到下面这些适合于不同时期的模型(9)：

改革前时期模型

改革后时期模型

对模型(9)进行回归分析的结果同方程(8)的估测结果没有表现出质的差异。误差修正项隐 含 着长期平均消费倾向的存在，其显著性部分地反映了政府当局的意向，部分地反映了居民个 人对稳定的经济环境的反应。α[2,1]仍然是不显著，但其值比表2的估计值大了许多。由此可 以认为，改革后流动性约束型消费者所占比例较高。同时，α[2,3]的估计值进一步证实了 表2的结果，即改革后不确定性因素对消费有着显著的影响。

四、结果分析与讨论

在这一节，我们对模型估算结果作进一步的分析。先看改革前模型，该模型所蕴涵的含义 是同那个时代占据统治地位的独特经济结构极其对应的。在这一子样本期的大部分年代，中 国实行的是中央高度集权的计划经济。与市场经济相比，计划经济既对居民的消费选择施加 了诸多约束，又为其生活稳定提供了更多保障。价格、利率和工资长期保持固定不变，居民 的医疗保健、教育、住房和退休金由政府提供和管理。由于收入非常低，居民只能保 持非常低的消费水平；稳定的经济环境，使得居民没有必要进行谨慎储蓄，并形成一条平滑 的消 费路径。由于只能维持生存消费，居民几乎花光他们的所有收入。即使有些剩余可以形成 储蓄，也只是主要用于购买耐用品的延期消费。在这一时期，由于政府长期以来一直推行以 牺 牲农业和轻工业为代价来优先发展重工业的产业政策，供给约束在整个经济中长期居于统治 地位。因此，在改革前，居民较少受到流动性约束的影响。

与改革前模型相比，改革后模型则体现了流动性约束的重要性以及不确定性对居民消费的 影响。然而，不确定性变量的系数却为负数，这与Carroll模型的理论预测相矛盾。一个可 能 的解释是，日益增大的不确定性进一步强化了流动性约束的严重程度。我们可以借用Carrol l(1992)的理论来说明这一点。图2表示消费者的预期消费增长率与其收入/财富比率k之间的 关系，当消费增长率等于其持久收入增长率（图中用g表示）时，消费者实现了目标财富比率 。在其中的图(a)中，曲线C[,1]C[,1]和C[,2]C[,2]分别代表流动性约束型消费者与非流动 性约束型消费者的期望消费路径。如图所示，由于C[,1]C[,1]曲线比C[,2]C[,2]更为平坦， 曲线C[,1]C[,1]将在一个更高的财富比率上同水平线g相交。这说明，对于给定的任意收入 增长水平，流动性约束型消费者将试图保持更多的谨慎储蓄存量。图中，总消费增长路径OO 位于上述两条曲线之间，其弯曲程度和位置由流动性约束型消费者所占比例决定。假定期初 的财富比率为K[*,0]（见图2(b)），当收入不确定性程度加剧时，两种类型的消费者都会增加 谨慎储蓄。这将引起OO曲线向上移动到OO，从而产生一个更高的目标财富比率K[*,1]以 及现期消费的下降。与此同时，如果不确定性因素使得原来一些非流动性约束型消费者感受 到流动性约束的存在，或者进一步加重了原有流动性约束型消费者的约束程度，或者两者都 有，OO曲线就会变为不太陡直的EE曲线。综合考虑上述由不确定性因素增加而产生的两种效 应，就会产生EE曲线，这时目标财富比率K[*,E]甚至高于K[*,1]，从而导致期望消费 增长率的下降。

根据实证结果，本文提出两点政策建议。首先，在中国当前的经济环境下，施行利率调控 政策将难以拉动中国经济需求。从1996年以来，中国人民银行连续宣布降息，以期抑制居民 储蓄，刺激国内需求，推动经济增长，但效果甚微。本文的研究结果表明，在改革前及改革 后，利率均不能影响居民的消费决策，利率变化对消费的影响在很大程度上由流动性约束和 不确定性因素两者的影响所支配。显然，除非降低利率能够改善信贷条件，减少收入不确定 性，否则中央银行的努力将很难达到预期目标。

当然，我们的研究结果并不排除名义利率对居民储蓄结构的影响。显而易见，中国居民的 财富组合对储蓄存款利率的调整是敏感的。由于正规金融市场的利率被严格管理，它难以反 映资本的机会成本，并且在改革前及改革后的早些年份存在的压抑通胀使得通货膨胀数据也 存在偏差，因而对本研究中所发现的利率变动对消费的微弱影响应小心解释。正如Qian(1 988)所论，类似本文的研究是对早期研究的一个补充，而不是替代。

其次，有三个途径可以刺激消费，即减少不确定性，改善信贷环境，增加流动性约束型消 费者的收入增长速度。其原因在于，不确定性的减少将使消费增长路径下移，从而降低目标 财富比率和预期消费增长率；更为便捷可用的信贷环境将使消费增长曲线变得更为陡直，其 结果势必促使现期消费水平的上升；收入的快速增长将同时减少两类消费者的目标财富比率 ，但对流动性约束型消费者具有更大的边际效应。如果流动性约束型消费者的消费占据总消 费的 主要份额，而且总收入不能实现快速增长，那么，只要消费增长带来的收益大于收入再分配 的成 本，则对收入进行再分配不失为刺激消费需求的一种可行方法。

五、结论

本文分析了流动性约束与不确定性因素在影响中国居民消费行为变化中所起的作用。研究 发现，经济改革导致中国居民消费行为发生了本质变化。改革以后流动性约束对居民消费行 为的影响增加了一倍以上，而不确定性因素则成为决定消费变化的另一因素。同时，消费者 的异质性以及流动性约束与不确定性因素之间的相互作用进一步加剧了流动性约束与不确定 性对居民消费的影响，导致了现期消费水平与预期消费增长率的下降。

本研究仍然存在许多有待改进之处。由于数据的原因，本研究只能局限于总消费行为的研 究上。然而，就中国现实而言，对农村居民和城镇居民分别加以研究则更有价值。此外，使 用消费和收入的替代变量可能会带来偏差，而利率和通货膨胀数据也存在缺陷。因此，有必 要使用更为合适的数据对本研究的结论做进一步的验证。

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