居民杠杆率与消费增长关系的实证分析

丁红英

中图分类号：F713   文献标识码：A

内容摘要：自我国经济步入新常态后，鼓励和引导居民适度“加杠杆”这一措施被视为是扩大内需、实现经济发展以消费驱动的重要手段。但该手段导致近年来我国居民杠杆率提升过快，并引起了国内外的广泛关注。文章在存在流动性约束的消费模型框架下，运用我国31个省份2003-2017年的面板数据，研究了居民杠杆率与消费增长之间的关系，并提出相关建议。

关键词：居民杠杆率   消费增长   实证

随着近年来我国经济进入新常态，为了优化经济结构、实现经济转型，政府采取了多种措施刺激居民消费、拉动内需，其中包括有针对性地引导民众进行杠杆消费。虽然居民杠杆率的增长有助于居民消费能力的提高，对改善消费环境、推动经济发展具有积极意义，但当居民杠杆率超过一定限度时，会使居民债务负担过大，从而增加金融风险，不利于经济健康长远发展。基于此，本文对居民杠杆率和消费增长间的关系进行分析，以期为政府更好地推行居民杠杆率决策提供参考。

研究问题与假设提出

从直观层面而言，居民杠杆率的增加会减少其消费预算约束，从而增加消费总额;就整个经济发展而言，消费信贷有利于社会消费水平的提升。

（一）居民杠杆率和消费

借助消费信贷，可提高居民预支消费能力，对当期消费增长具有积极影响。但随着居民杠杆消费的增加，其未来所需偿还的债务也会随之增加，这对未来的消费增长十分不利，因此消费信贷也可能会对消费产生负面影响。

鉴于此，本文给出假设1：就消费的绝对数而言，居民杠杆率抑制了未来一期的消费。

（二）居民杠杆率和消费增长

消费变动受居民杠杆的影响程度是本文研究的重点。如图1所示，居民杠杆率增速与消费两个变量变动方向相同。此外，不同省份间居民杠杆率变动影响在存在一定的差异，故本文将省份按照是否沿海划分沿海省份和内陆省份。基于此，本文提出以下假说：

假说1：同期居民杠杆率增速越高，居民消费增速也越高。

假说2：消费变动对居民杠杆率变动的敏感性在沿海省份和内陆省份不同，对内陆省份的敏感性更高。

（三）居民杠杆率对消费的影响机制

1.加杠杆通过平滑大额刚性开支促进消费。基于图1，本文将消费支出分为“发展性消费”和“生存性消费”。其中“发展性消费”指居民为实现自身发展、改善自身生活品质的消费，包括医疗、教育、住房等方面;“生存性消费”指居民为了维持自身生存而进行的基础性消费。由此提出：

假说3：杠杆率的提高对发展性消费有正向作用。

2.城市化的影响。主流的消费理论研究通常从居民的收入、预期出发，很少将消费和城市化进程相联系。从宏观经济的角度来看，城镇化发展是促使居民杠杆率提升的重要因素。因此，本文猜测城市化的提升是居民杠杆率升高的原因，消费信贷的发展减弱了城市化对消费的抑制效应，由此提出：

假说4：城市化与居民杠杆率的交互作用对消费产生影响。

研究设计

（一）模型设计

面板回归模型I。本文借鉴李燕桥等（2013）、Choietal（2016）在消费理论研究中构建的模型，采用以下模型作为基础面板回归模型：

其中，C表示人均消费支出;hl表示居民杠杆率，采用相对滞后一期的数据，从而其系数β1反映了居民杠杆率对下一期消费的影响。其余变量作为控制变置，GDP表示宏观经济增长情况，其系数表示对消费的带动作用。hp采用住宅性房屋价格指数。depo表示居民储蓄存款，word表示居民平均工资。为剔除通货膨胀的影响，对各省的消费和GDP数据以2003年为基年，按照2003年的居民消费价格指数进行平减。同时为了保持数据的平稳性，如无特殊说明，各变量采取自然对数形式。

面板回归模型Ⅱ。研究居民杠杆率和消费的关系，对相关变量取差分，得到回归模型Ⅱ：

在消费生命周期-持续收入理论看来，当期收入和消费无相关关系（Hall，1978）。居民消费的变动与可支配收入的变动存在显著的相关关系，因此，本文预期消费变动对杠杆率的影响方向为正。

（二）数据来源

本研究的数据取自国家统计局网站、《中国城镇居民生活与价格年鉴》、各省统计年鉴以及人民银行各省分行发布的金融运行报告。选取的省份不包括我国的香港、澳门和台湾地区，时间区间为2003-2017年。

（三）变量的选取和处理

1.被解释变量。被解释变量为居民人均消费支出，考虑到模型的异方差问题，本文对消费数据采用对数差分的形式进行测算。△lnCi，t表示居民消费支出增长率，用两期消费支出自然对数的差值计算得出。本文选取居民人均消费性支出指标来衡量居民消费支出，鉴于通貨膨胀等因素的影响，选择2003年为基期对数据进行处理。各省份消费情况存在较大差异，沿海经济发达省市的消费支出明显高于内陆省市，本文采取虚拟变量对两类加以区分研究。在实证检验部分，本文将消费划分为发展性消费支出devC和生存性消费支出livC，前者是居民在居住、教育和医疗保健开支的集合，后者是居民在食品、衣着、交通通讯及杂项支出的集合：

2.主要解释变量。本文定义居民杠杆率W作为衡量家庭债务负担的指标，即/?/=消费性贷款余额/可支配收入。考虑居民主要通过借贷进行债务融资，故可用银行信贷数据衡量家庭债务水平。杠杆率指标中消费信贷仅考虑居民消费性贷款，不包括经营性贷款。

3.控制变量。在选取控制变量方面，本文引入各省人均GDP（GDP），住宅房地产销售均价（hp），就业人口总人口的比例（work），人均居民储蓄（depo）等变量。

4.工具变量。由于模型可能存在内生性问题，本文选取工具变量，通过两阶段最小二乘分析加以研究。

5.虚拟变量。为了研究其差异性本文引入虚拟变量coast。对沿海省份和直辖市取coast=1，其余省份取coast=0。特别的，对于辽宁和广西省，本文也对其赋值coast=0。

实证检验与分析

（一）描述性统计与相关性分析

由表1可知，本研究分析数据共包括我国31个省份2003-2017年的465个样本数据。由图2可知，自2003年各省居民平均消费支出逐年波动增长。特别是从2015年开始，居民债务负担率呈现出了加速增长的趋势。

（二）基本检验结果

1.居民杠杆率和消费实证检验结果。借助以下模型对假设1进行检验。

相比模型1，模型2增加了虚拟变量和解释变量的交互项，用来衡量沿海省份与内陆省份因素对居民杠杆率、消费会产生何种影响。鉴于变量具有时间趋势性，将时间变量引入模型，使用双向固定效应模型对年度进行控制。对面板数据的分析结果见表2所示。

根据表2可知，在未考虑虚拟变量和解释变量的交互项影响时，解释变量系数为负值，在1%水平下显著，由此证实了假设1;当引入交互项时，解释变量的系数仍为负值，在5%水平下显著，此时交互项系数为正，在5%水平下显著，表明沿海省份的杠杆率对消费的影响较内陆省份存在差异，且受影响程度相对较低;对于控制变量，就业人数占比缺乏显著性，其余变量均显著，符合预期假设。居民消费支出对收入的影响程度最高，系数值高于0.1，表明经济增长下居民收入增加其消费水平会相应增长。

2.居民杠杆率和消费增速实证检验结果。本部分的回归模型为：

首先分别进行固定效应分析（见表3）与随机效应分析，通过豪斯曼检验得出，固定效应模型为最优模型，因此选取固定效应模型进行分析。

在表3中，模型1和模型2没有将省份分成沿海省份和内陆省份;模型3和模型4中加入虚拟变量和居民杠杆率。模型2和模型4选取△lnCt-2和△lnhpt-2二阶滞后项作为工具变量，结果显示工具变量未对变量的影响方向产生影响，由此可知变量结果具有稳健性。据模型2回归结果可知，△hlt的回归系数为0.0106，具有显著性，由此证实假设1。此外，经济增长△lnGDPt与房价△lnhpt均有助于推动消费水平的提升，其系数分别是0.1261和0.0230，均具有显著性。就整体而言，经济增长对消费增长的促进作用要高于杠杆率增加，这表明消费增长的主要影响因素为经济增长。在模型中加入区位和居民杠杆率交互情形后，结果表明Δlnhl单独项的回归结果没有通过显著性检验，但交互项在5%显著性水平下显著。即相较于内陆省份，沿海省份居民加杠杆对消费有更大的促进作用。（由于篇幅所限，模型（3）固定效应回归结果未列出）

3.居民杠杆率影响机制检验结果。同理，本文得出居民杠杆率变动对居民消费行为影响机制的实证检验结果。考虑内生性问题对变量采用消费和房价的滞后二阶△lnCt-2和△lnhpt-2作为工具变量。Hausman检验发现在三个回归模型中，在1%水平下固定效应模型均优于随机效应模型，因而选择固定效应模型的结果对模型进行截面聚类回归。将被解释变量区分为发展性消费和生存性消费之后，分别将其对解释变量Δlnhl回归。回归系数为0.0152，在5%的显著性水平下显著，说明杠杆率提高对于发展性消费支出的增长具有明显的正效应，验证了假说3;Δlnhl的系数为负且没有通过显著性检验，表明居民杠杆率的提升对生存性消费影响不大;交互项系数为0.0177且在5%的显著性水平下显著，说明相较内陆省份，加杠杆对沿海省份发展性消费的提升作用更明显，且沿海省份居民杠杆率提高对于生存性消费的抑制作用也更大。为进一步研究消费信贷对发展性消费提升作用是否对居民购置房屋有促进作用，本文以住宅性房地产销售总面积和住宅性房地产销售总额作为代理变量，构建以下回归模型：

其中，HSAi，t表示第i个省份第t年销售的住宅性房地产总面积，HSRi，t表示第i个省份第t年住宅性房地产总销售额，用销售总面积乘销售均价来估计。

如表4所示，引入住宅性房地产销售总面积和住宅性房地产销售总额作为代理变量的回归结果与预期结果一致。△hlt在各个回归方程中的結果均为正，且在5%或1%显著性水平下显著。同理，模型引入城市化变量后结果显示△hlt在两个回归模型中都未通过显著性检验，但交互项结果为正，且在5%的显著性水平下显著，因此推测城市化和居民杠杆率的交互作用对消费产生影响，在城市化发展水平较高的地方加杠杆对居民消费水平的提升更强。（由于篇幅所限，模型（3）固定效应回归结果三未列出）

（三）稳健性检验

基于基础回归模型，本文通过调节变量的方式对模型的结果进行稳健性检验。在用新指标替换原指标后，I模型的回归结果主要解释了变量的系数与原始回归结果一致，这充分说明了结果具有稳健性。

结论与启示

从总体上来看，居民杠杆率的提升对消费增长起拉动作用。将消费划分为发展性消费和生存性消费后，当期居民杠杆增加促进了居民发展性消费的提升，但对于生存性消费影响效果为负且不显著。本文在原基础回归模型中引入城市化发展和居民杠杆率交互项后，回归系数显著为正，说明城市化进程放大了居民加杠杆对消费提升的正向作用。当前房地产需求是居民加杠杆的主要原因，加杠杆在某种程度上反映了居民生活成本的提高。考虑到长期信贷可能出现负面影响，依赖居民加杠杆以刺激消费增长并不是长效之策，故只有区别性地实行杠杆调控政策、保持居民合理负债，才能真正发挥居民加杠杆在弥补消费收入缺口、平滑消费投资波动的作用。

参考文献：

1.张翼.当前中国社会各阶层的消费倾向——从生存性消费到发展性消费[J].社会学研究，2016（4）

2.李燕桥，臧旭恒.消费信贷影响我国城镇居民消费行为的作用渠道及检验——基于2004-2009年省际面板数据的经验分析[J].经济学动态，2013（1）

3.李通屏，程胜，倪琳等.中国城镇化的消费效应研究[J].中国人口科学，2013（3）

4.邹小芳，汪发元.城镇化驱动农村居民消费增长的实证分析[J].商业经济研究，2015（3）

5.李小卷.商贸流通业发展对城乡居民消费二元性影响的实证研究[J].商业经济研究，2017（16）