基于中國家庭動態跟蹤調查的廣東省居民消費平滑研究

摘要：

文章運用2008年和2009年廣東省659戶的住戶調查數據對廣東省居民的消費平滑程度進行考察，研究發現：兩種效用函數形式下的全消費保險模型假設均不能拒絕，廣東省居民特異性消費風險完全被分散，居民消費的改變與村莊平均消費的變動一一對應，居民收入的提高對居民消費無顯著影響。考慮金融發展變量的消費保險模型估計結果表明，金融發展對廣東省居民的風險分擔有顯著作用，且金融發展水平的提高將削弱居民收入對居民消費的影響。

關鍵詞：消費保險模型;消費平滑;中國家庭動態跟蹤調查;金融發展

中圖分類號：F126 " 文獻標志碼：A " 文章編號：

10085831（2015）04002208

一、研究問題與文獻述評

廣東省作為中國經濟大省，自1992年以來廣東省地區國內生產總值一直位居全國各省市首位，對中國經濟發展影響巨大。近年來，受歐洲債務危機、美國財政赤字等影響，世界經濟疲軟，挖掘國內有效需求成為目前國內經濟持續發展需解決的重大問題，“構建擴大內需長效機制”已成為“十二五”期間的一項重大戰略任務。就廣東省來說，統計數據顯示廣東省政府購買對廣東省GDP的貢獻在逐年上升，貢獻率由1978年的16.65%上升到2011年的27.17%，而居民消費對GDP的貢獻則在逐年下降，由1978年的57.41%下降到2011年的38.51%①

，居民消費的下降程度遠大于政府購買上升的程度，使總的消費支出的貢獻率逐年下降。深入挖掘居民消費需求，掌握居民在收入受到沖擊時的消費行為成為廣東省經濟發展中需解決的重要問題。本文在消費保險理論模型的基礎上，采用廣東省家庭跟蹤調查的微觀住戶數據對廣東省居民在受到外部沖擊時的消費行為展開研究，并進一步考慮廣東省金融發展是否能通過較少流動性約束的途徑對居民消費行為產生積極影響，研究對推進擴大廣東省消費需求，促進廣東省經濟持續增長具有重要戰略意義。

按Cochrane[1]的理解，消費保險理論屬于消費平滑的一種。一般認為，通常所指的消費平滑有兩種含義：第一種是指居民消費可進行跨期（over time）平滑，即生命周期—持久收入理論中的跨期消費平滑，縱向上消費者可以采取跨期替代消費，通過儲蓄借貸，使一生效用最大化;第二種是指所有消費者能在各種不同狀態（across individual over states）下進行消費平滑，即消費保險理論中的居民風險分擔和消費平滑，橫向上消費者可以通過金融市場、政府救濟、親朋好友的借貸等手段，消除收入特異沖擊帶來的影響。本文的研究取消費平滑的第二種含義，以消費保險模型為基礎進行研究。

針對風險應對中的橫向消費平滑，學界提出了完全消費保險理論。如果完全消費保險成立，那么個別家庭在遇到特異性的收入沖擊時，通過金融市場、向社區里其他家庭借貸、政府救濟等措施，其消費并不會出現較大的波動，只有當社區或者整個國家都遇到相同的沖擊時，即家庭面對的沖擊是系統性風險時，家庭消費才會出現較大波動。在完全消費保險條件下，家庭消費的變動與整個社區（這里社區指的是一個村子、省份或者國家）的平均消費變動高度相關，而與家庭的特異性收入變動無關。

Mace[2]，消費保險模型中對消費者生命周期效用和初始財富等的具體設定以及模型的一階條件推導過程可參見Mace[2]。

指出當完全消費保險假設成立時，若設定消費者的效用函數為指數函數，通過求解消費者生命周期的效用最大化一階條件，有式（1）成立，

ΔCjt=ΔCat+（Δbjt-Δbat），（1）

其中，ΔCjt代表家庭j在t期和t-1期間的消費變動，ΔCat代表在t期和t-1期內整個社區所有家庭的平均消費變動額，Δbjt和Δbat分別表示家庭j消費偏好的變動和所有家庭平均的消費偏好變動。

當設定消費者的效用函數為冪函數時，有式（2）成立，

ΔlogCjt=ΔlogCat+σ1-σ（Δbjt-Δbat），（2）

其中，ΔlogCjt=logCjt-logCjt-1，ΔlogCat=1JJj=1ΔlogCjt，σ為小于1的常數，J表示某地區消費者總數。

Mace[2]運用美國1980-1983年的住戶消費調查數據進行研究發現，完全消費保險假說是否成立與設定的消費者偏好的效用函數形式有關。他的研究結果表明，當設定效用函數為指數效用函數時，居民消費支出中的十大類消費（包括居民總消費嚴格意義上，居民總消費并不是某種消費類，在此僅為方便說明。

、耐用品、食品、日常生活支出、住房、家庭設備、醫療保健、交通通訊、服務、娛樂文化）不能拒絕完全消費保險假說;當設定效用函數為冪函數時，居民消費支出中的八大類消費（包括居民總消費、耐用品、日常生活支出、住房、家庭設備、醫療保健、服務、娛樂文化）同樣不也能拒絕完全消費保險假說。在Mace[2]的基礎上，Kohara和Ohtake[3]運用日本1989-1997年的住戶收入支出調查數據進行研究發現，僅住房消費和教育消費在給定效用函數為指數函數形式時不能拒絕完全消費保險假說，其他消費類在設定效用函數為指數函數形式和冪函數形式時均拒絕完全消費保險假說，市場僅對居民消費提供了部分保險，居民個人面對的風險僅部分被市場分散。在最近的研究中，Asdrubali和Kim[4]對OECD國家進行的研究同樣發現，居民個人風險大部分被市場分散，居民消費的波動大部分由市場總體沖擊引起，居民面對的特異性沖擊風險可部分被市場總體分擔。

由于Mace[2]提出的消費保險模型建立在居民個體（或者家庭）的消費支出及效用函數上，實證研究中要求所用數據須為居民個體（或者家庭）消費支出等數據，而住戶調查數據在中國相對較難獲取，現有對中國居民的消費平滑研究還相對缺乏。從目前掌握的資料看，僅發現羅楚亮[5]對重慶市巫溪縣居民的健康消費、陳玉宇和行偉波[6]對廣東省的各類居民消費、甘犁等[7]對中國8省的農村居民消費以及吳煒峰[8]吳煒峰[8]在對中國居民居住消費的消費保險模型進行研究時，使用的數據并不是住戶調查數據，而是1993年至2006年的城鄉宏觀分組數據。

對中國城鄉居民住房消費的平滑性及風險分擔進行了研究。他們的研究結論絕大部分表明，中國（或某地區）居民的全消費保險假說不成立，居民所受的特異性沖擊僅部分能被市場分散，如羅楚亮[5]，甘犁等[7]，吳煒峰[8]等。僅陳玉宇和行偉波[6]使用2002年廣東省1 250戶家庭調查數據進行研究發現，在效用函數為指數型時，廣東省居民的交通通訊消費不能拒絕完全消費保險假說;在效用函數為冪函數時，廣東省居民的醫療保健消費不能拒絕完全消費保險假說。

上述研究使用的數據都較早，且研究中沒有考慮金融發展對居民消費平滑的影響。注意到廣東省近年來經濟高速發展，廣東省居民收入大幅提高，以及融資環境大幅改善，本文基于由中山大學社會科學調查中心提供的2008、2009年中國（廣東）家庭動態跟蹤調查數據本文使用數據一部分來自“2008年廣東家庭追蹤調查數據”，該調查由中山大學社會科學調查中心和北京大學社會科學調查中心聯合執行;論文使用的另一部分數據來自“2009年中國（廣東）家庭動態跟蹤調查”，數據由中山大學社會科學調查中心提供。作者對上述機構及其人員提供的數據協助，在此表示感謝！本文的觀點和內容由作者自負。

對廣東省居民近年的完全保險假說進行檢驗，并進一步考慮融資環境的改善是否對居民消費產生影響，文中對Mace[2]的消費保險模型進行擴展，考慮隨金融發展的居民消費風險分擔的變化情況。一般有，金融市場越發達，消費者借助金融市場平滑消費的成本就越小，消費者受到的流動性約束也越少，從而能很好地應對收入沖擊。事實上，當金融市場高度發達，信息完全對稱時，完全消費保險假說幾乎是一定成立的。本文創新性地用村莊中居民總借款中通過金融市場的借款比例作為各村莊金融發展程度的衡量指標，分析金融市場發展程度對居民消費平滑的影響，研究結果對地區經濟發展具有啟發意義。

文章剩余內容安排如下：第二部分對文中使用的2008、2009年中國（廣東）家庭動態跟蹤調查數據進行說明和描述性分析;第三部分以消費保險模型為基礎對廣東省居民消費進行研究;第四部分對引入金融市場發展變量后的消費保險模型進行研究;第五部分為研究結論和啟發。

二、數據說明和描述性分析

文中所用的家庭消費收入和支出數據來自2008、2009年已有2010年的中國家庭動態跟蹤調查家庭問卷數據，但是2010年的問卷設計和2008年、2009年略有不同，2010年的問卷中對家庭總收入和總支出給出的是收入和支出的可選擇區間，沒有家庭總收入和總支出的具體數值，而2008年、2009年的問卷均有家庭總收入和總支出的具體數據。考慮到2010年家庭收入和支出數據與2008、2009年的可比性不大，本文在研究中未將2010年的調查數據納入考察。

中國（廣東）家庭動態跟蹤調查數據，該數據為混合橫截面數據。文中使用的數據包括其外出工作收入，存款利息收入，工資性收入，農、林、牧、副、漁業純收入，家庭食品消費支出，家庭衣著支出，購買日常用品、家電支出，醫療保健支出，交通支出，通信支出，教育和文化支出，娛樂休閑支出，居住支出，雜項商品和服務支出，家庭銀行貸款余額，家庭民間借貸市場貸款余額以及家庭欠親戚、朋友的余額。考慮到樣本的匹配問題，研究中使用的數據年份為2008和2009年的數據。

在數據處理上，我們剔除了收入或支出為缺漏值的家庭樣本。考慮到調查數據中存在的非連續戶（即某些家庭在接受調查1年后沒有再被調查），依據樣本的調查編號（數據集中用Fid表示），去掉2008年和2009年中僅其中1年進行調查的樣本，整理得到659戶廣東省家庭2008年和2009年的連續調查樣本。依據2008年中國家庭動態調查家庭問卷和2009年中國家庭動態跟蹤調查家庭問卷，對調查項目進行整理，得出659戶家庭的消費支出和收入數據。由于2008年和2009年的問卷設計略有不同，具體的數據處理如下：對于2008年的調查樣本，家庭消費性支出=家庭食品消費額+家庭衣著支出+購買日常用品、家電支出+醫療保健支出+交通支出+通信支出+教育和文化支出+娛樂休閑支出+居住支出+雜項商品和服務支出，家庭收入=外出工作收入+租金收入+出賣財物收入+存款利息收入+離/退休金/社會保障金/低保等收入+工資收入+農、林、牧、副、漁業純收入;對于2009年的調查樣本，家庭消費性支出=每月食品消費額×12+每月購買日常用品×12+每月出行支出×12+每月通信支出×12+家庭家電支出+醫療保健支出+衣著支出+教育和文化支出+娛樂休閑支出+居住支出+雜項商品和服務支出，家庭收入=外出工作收入+租金收入+出賣財物收入+存款利息收入+離/退休金/社會保障金/低保等收入+工資收入+農、林、牧、副、漁業純收入。

整理后的家庭收入和支出數據的基本統計量如表1所示。從表中數據可知，廣東省2008年和2009年調查樣本各百分位水平的家庭消費性支出變化較小，家庭消費性支出相對穩定;各百分位水平的家庭收入變化較大，2009年各百分位水平的家庭收入相對于2008年的收入水平大幅上升。出現這一結果，一方面可能與2008年金融危機對廣東省經濟的整體影響有關;另一方面也表明，廣東省居民消費具有明顯的棘輪效應特征。

表1 廣東省2008-2009年調查樣本數據基本統計量（單位：元）

變量p5p25p50p75p95mean

2008年家庭收入1509 50621 40043 240113 80036 302.86

2008年家庭消費性支出3 66011 06020 80036 00088 50029 578.85

2009年家庭收入2 70015 00030 00065 000181 30051 127.19

2009年家庭消費性支出3 98011 39322 38039 76084 16030 205.62

注：p5，p25，p50，p75，p95分別表示家庭收入和支出從低到高的第5、25、50、75和95的百分位水平，mean表示收入和支出的樣本均值。

三、消費保險模型的實證研究

（一）效用函數為指數形式的全消費保險模型研究

當效用函數為指數形式時，如果全消費保險假說成立，則式（1）成立，即ΔCjt=ΔCat+（Δbjt-Δbat）。其中，ΔCjt代表家庭j在t和t-1期間的消費變動，ΔCat代表在t期和t-1期整個社區內所有家庭的平均消費變動額，Δbjt和Δbat分別表示家庭j消費偏好的變動和所有家庭平均消費偏好的變動。實證中，參考Mace[2]，陳玉宇和行偉波[6]等的研究，將收入變動作為家庭受到的特異性沖擊，檢驗的模型為：

ΔCjt=α+β1ΔYjt+β2ΔCat+εt （3）

式中，ΔYjt為家庭j在t期和t-1期間的收入變化，如果完全消費保險假說成立，則家庭特異性沖擊（如收入變動、就業變動等）對家庭消費無顯著性影響，有β1=0，β2=1成立，否則拒絕原假設。為得到t期和t-1期整個社區內所有家庭的平均消費變動額ΔCat，文中依據數據樣本編號及編制規則，將所有樣本分成32個社區，計算每個社區在2008年和2009年的平均消費額，取2008年和2009年的社區平均消費額差值作為對應社區的平均消費變動額ΔCat。考慮到各社區之間的經濟發展總體特征差異，文中在回歸過程中還包含一個社區特征變量。

由表2中的估計結果可知，β2=1.044在0.1%的水平下顯著，β1不顯著，不能拒絕β1=0和β2=1的假設，且不能拒絕聯合假設檢驗（β1=0且β2=1），完全消費保險模型假說成立。廣東省居民家庭特異性沖擊（收入的變化）對家庭總消費支出無顯著影響，家庭消費支出的變化僅與系統性風險（村莊平均消費的變動）相關。

表2 完全消費保險模型式（3）的估計結果

自變量估計結果

平均消費的變化ΔCat1.044***

（0.126）

收入的變化ΔYjt-0.016

（0.015）

截距項-1 162.822

（1 005.14）

R20.102 3

假設檢驗β1=0的P值0.313 1

假設檢驗β2=1的P值0.727 2

假設檢驗（β1=0，β2=1）的P值0.558 5

注：（1）括號內的值為標準差。（2）R2是調整后的可決系數。（3）“*”表示在顯著性水平5%下顯著，“**”表示在顯著性水平1%下顯著，“***”表示在顯著性水平0.1%下顯著。

（二）效用函數為冪函數形式的消費保險模型研究

當設定消費者的效用函數為冪函數形式時，如果完全消費保險假說成立，則有：ΔlogCjt=ΔlogCat+σ1-σ（Δbjt-Δbat）。其中，ΔlogCjt=logCjt-logCjt-1，ΔlogCat=1JJj=1ΔlogCjt，J表示各社區被調查的居民戶數，共分32個社區。

文中估計的完全消費保險模型為：

ΔlogCjt=α+β1ΔlogYjt+β2ΔlogCat+ηt（4）

如果完全消費保險假說成立，則β1=0，β2=1成立，否者拒絕完全消費保險。與估計式（3）時類似，考慮到各社區之間的經濟發展總體特征差異，文中在實際回歸中還包含一個社區特征變量。

由表3給出的估計結果可知，與設定指數效用函數時的完全消費保險模型結果類似，β1=0.990在0.1%的水平下顯著，β1不顯著，不能拒絕β1=0和β2=1的假設，且聯合假設檢驗（β1=0且β2=1）不能拒絕完全消費保險模型。從表2和表3中模型估計的擬合程度看，設定居民效用函數為冪函數形式時，模型擬合的程度稍高，與Mace[2]，陳玉宇和行偉波[6]等的研究類似。事實上，由Mace[2]可知，在設定效用函數為指數形式時，模型中隱含假定不同消費者具有相同的不變絕對風險厭惡系數，而在設定效用函數為冪函數形式時，模型中隱含假定不同消費者具有相同的不變相對風險厭惡系數。從模型擬合結果看，設定廣東省居民具有相同的不變相對風險厭惡系數似乎更為合適。

表3 全消費保險模型式（4）的估計結果

自變量估計結果

取對數后的平均消費的變化ΔlogCat0.990***

（0.093）

取對數后的收入變化ΔlogYjt0.033

（0.020）

截距項-0.012

（0.026）

R20.156 4

假設檢驗β1=0的P值0.107 9

假設檢驗β2=1的P值0.910 5

假設檢驗（β1=0，β2=1）的P值0.274 5

注：（1）括號內的值為標準差。（2）R2是調整后的可決系數。（3）“*”表示在顯著性水平5%下顯著，“**”表示在顯著性水平1%下顯著，“***”表示在顯著性水平0.1%下顯著。

與已有相關研究相較，本文的擬合程度遠高于Mace[2]的擬合程度，且估計結果不能拒絕完全消費保險模型。Mace[2]中模型擬合程度大都小于0.05，且在設定兩種效用函數的情形下對美國1980-1983年的微觀調查數據的研究同樣不能拒絕總消費支出的全消費保險模型。與陳玉宇和行偉波[6]對廣東省2002年的研究相較，本文的擬合程度也遠高于陳玉宇和行偉波[6]中的0.06左右，但陳玉宇和行偉波[6]的研究結論拒絕了廣東省居民總消費的完全消費保險假設。本文作者認為，這一結果表明，隨著廣東省經濟近年來的持續增長和經濟發展，廣東省居民的收入水平和地區經濟發展水平得到提高，各地居民應對外部沖擊的能力大幅提升，家庭可通過借貸熨平收入沖擊，平滑消費，消費行為較之2002年已經發生顯著改變。

四、引入金融發展變量的消費保險模型的實證研究

（一）金融發展與衡量指標

注意到葉耀明和王勝[9]，毛中根和洪濤[10]，Jappelli和Pistaferri[11]等發現的金融發展對居民消費的影響，文中在Mace[2]的消費保險模型中引入金融發展代理變量，本文在消費保險模型中引入金融發展測度變量，考察廣東省金融市場發展對居民同期消費平滑的影響。金融市場越發達，消費者面臨的流動性約束越小，居民分散風險的途徑越多，對消費進行平滑的成本更小。因此，理論上說，金融市場越發達，消費保險程度會越高。

對金融發展水平的衡量，大致可以分為金融規模、金融結構和金融效率。后兩者主要考慮私人信貸和民間金融的比重，而金融規模指標也稱金融增長（Finance Growth）。金融增長主要表現為金融資產總規模相對于國民總財富的擴展，國際上主要采用戈氏和麥氏兩種指標來衡量金融增長。Goldsmith[12]創造性地提出了衡量地區金融發展水平的流量指標和存量指標，其中最主要的指標就是金融相關率（Financial Interrelations Ratios，FIR）。金融相關率指的是，在一定時點上，現存金融資產總額與國民財富（包括實物資產和對外資產）的比率，人們通常將FIR簡化為金融資產總額與GDP之比，用以衡量某地區的金融發展水平。研究中常將金融相關比率用全部金融機構存貸款總和與GDP的比率來代替，如King和Levine[13]，毛中根和洪濤[10]等。

遺憾的是，由于本文使用的廣東省住戶調查樣本分布在32個村莊，難以收集到各村莊的金融機構存貸款數據和地區生產總值，以往用金融相關比率度量金融發展水平的測度方法在此不再適用。注意到2008年和2009年廣東省家庭動態調查問卷中對家庭借貸項目的問卷設置，本文創新性地用各村莊各調查家庭借款中銀行（包括信用社）貸款所占比例的均值在兩個調查年份的平均值（用變量fd表示）來度量該村莊的金融發展水平。居民借款中若從銀行貸款的比例較高，則表明該地區金融發展程度較高，居民通過正規金融途徑融資較為便利，居民受到的流動性約束較小。fd的具體計算方式為：設某村莊v的家庭j在時期t借款總額為Ljt，其中通過銀行（包括信用社）的借款額為ljt，則家庭j在時期t的借款中通過銀行（包括信用社）借款的比例為Rjt=ljt/Ljt。時期t村莊v的金融發展水平為fdvt=1JJj=1Rjt，J為村莊v的調查戶數。考慮到文中使用的僅為兩年的調查數據，為使金融發展測度變量較為穩健，文中用32個村莊各自在2008年和2009年的金融發展水平測度均值作為該村莊的金融發展測度，即村莊v的金融發展測度fdv=（fdv2008+fdv2009）/2。

表4是樣本數據金融發展測度數據。從表中數據可知，整體上，各村莊居民通過銀行進行借貸的比例偏小，平均僅16%左右。從圖1給出的各村莊金融發展測度圖形看，32個村莊居民從銀行進行借貸的比例波動較大，最低的比例為0，最高的則達到了77%左右。從2008年和2009年各村莊的金融發展測度值看，各村莊居民從銀行借款比例在兩個調查年度較為穩定，用各村莊居民銀行借款占總借款額比例均值作為金融發展的測度具有合理性。

表4 廣東省32個村莊2008、2009年金融發展測度

變量p5p25p50p75p95mean

2008年各村莊金融發展測度000.110.280.750.18

2009年各村莊金融發展測度000.070.250.500.14

2008-2009年金融發展測度均值fd00.020.090.250.540.16

注：p5，p25，p50，p75，p95分別表示金融發展測度從低到高的第5、25、50、75和95的百分位水平，mean表示金融發展測度的樣本均值。

圖1 2008-2009年廣東省32個村莊金融發展測度

（二）含金融發展變量的完全消費保險模型研究

在本節之前，文中已對未考慮金融發展的完全消費保險假說進行了檢驗，在這一部分，將對含金融發展的全消費保險模型進行估計。

回顧之前檢驗的全消費保險模型：

ΔCjt=α+β1ΔYjt+β2ΔCat+εt（5）

ΔlogCjt=α+β1ΔlogYjt+β2ΔlogCat+ηt（6）

其中，式（5）是設定指數形式效用函數的估計模型，式（6）為設定冪函數形式效用函數的估計模型。

當β1=0，β2=1同時成立時，全消費保險假設成立，否則拒絕原假設。之前的估計結果均不能拒絕完全消費保險假說。那么，金融發展對廣東省居民消費平滑有促進作用嗎？居民消費的平滑途徑是通過親友或者居民之間借貸實現還是從正規金融借貸實現的呢？為考察上述問題，文中在模型（5）和模型（6）中引入金融發展測度變量。理論上，如果金融發展程度越高，則全消費保險程度也越高。當這一命題成立時，金融發展程度越高，消費的變動將越依賴于平均消費的變動，而越不受到消費者特異性沖擊（如收入的變動）的影響。

考慮下面的回歸模型：

ΔCjt=α+β1ΔYjt+β2ΔCat+β3fd*ΔCat+β4fd*ΔYjt+εt，（7）

ΔlogCjt=α+β1ΔlogYjt+β2ΔlogCat+β3fd*ΔlogCat+β4fd*ΔlogYjt+ηt（8）

其中，fd為各村莊金融發展測度變量。如果金融市場越發達，保險程度越高，則根據之前的分析有：β3gt;0，β4lt;0成立。

在模型（7）和模型（8）中，收入變動對消費變動的影響不再僅僅反映在β1上，而是由β1和β4共同決定。如果β4lt;0，則表明金融市場越發達，收入沖擊對消費的變動影響越小，金融發展對消費平滑有積極的作用，否則認為金融發展對居民消費平滑沒有顯著影響。村莊平均消費變動對居民消費的影響也不僅反映在β2中，還同時反映在β3中。如果β3gt;0，則表明金融市場越發達，消費保險程度越高，當地居民的消費變動更加依賴于平均消費的變動。

從表5的結果可知，不論是設定指數形式的效用函數還是冪函數形式的效用函數，隨著金融發展程度的提高，居民消費變動與村莊平均消費變動之間的關系無顯著變化，不能拒絕β3=0的假設檢驗值得的注意的是，表5中模型（7）估計結果中，β3lt;0 ，與理論預期符號相反。對模型（7）中自變量進行相關性分析發現，交叉項fd*ΔCat和ΔCat的相關性較高，兩者的相關系數為0.612，一定程度上影響到估計結果。出現這一結果，與變量

fd*ΔCat的構造有關，由于fd為各村莊金融發展測度變量， ΔCat為在t期和t-1期某個村莊內所有家庭的平均消費變動額，fd和ΔCat對同一村莊的值相同，而調查樣本中共有32個村莊，村莊的樣本個數偏小，導致出現共線性問題。為較好解決共線性問題，一種可能的辦法是擴大樣本容量。但限于本文使用數據的限制，本文在此不深入討論。讀者可進一步使用全國樣本對模型（7）和模型（8）展開討論。考慮到共線性問題不影響估計結果的無偏性，且模型（7）和模型（8）中β3的估計系數均不顯著，文中認為模型（7）的估計結果在可接受范圍。

。事實上，此時對模型（7）和模型（8）的假設檢驗β2=1的檢驗P值分別為0.638 1和0.629 2，不能拒絕居民消費隨村莊平均消費變動而進行相同幅度的變化，居民消費的變化幅度不會隨金融發展程度的進一步提高而高于當地平均消費的變動。模型（7）中，不能拒絕β4=0的假設檢驗，隨著金融發展程度的提高，家庭收入變動對居民消費的影響無顯著變化。在設定冪函數形式效用函數的模型（8）中，在5%的水平下拒絕β4=0的原假設，β4lt;0成立，地區金融發展程度越高，居民消費受收入變化的影響越小，金融發展對消費有顯著平滑作用。對模型（8）中β1=0的假設檢驗P值為0.011 6，居民收入變動對居民消費變動具有顯著的正效用，但該正效用會隨地區金融發展水平的提高而減少。

表5 模型（7）和模型（8）的估計結果

αβ1β2β3β4R2假設檢驗

β3=0的p值假設檢驗

β4=0的p值

模型（7）

-1 226.635-0.0051.130***-0.305-0.0330.10280.7290.629

（1 025.092）（0.026）（0.276）（0.884）（0.069）

模型（8）

-0.0130.072*0.968***0.154-0.201*0.16150.8520.049

（0.026）（0.028）（0.172）（0.828）（0.102）

注：（1）括號內的值為標準差。（2）“*”表示在顯著性水平5%下顯著，“**”表示在顯著性水平1%下顯著，“***”表示在顯著性水平0.1%下顯著。

五、研究結論和啟發

文中運用廣東省2008年和2009年的家庭動態跟蹤調查家庭問卷數據對廣東省32個村莊居民的居民消費進行研究，考察基于消費保險模型的居民消費平滑。與現有對廣東省的研究結論相反，文中發現，無論設定消費者的效用函數是指數形式還是冪函數形式，都不能拒絕廣東省居民的完全消費保險模型假設。

考慮到金融發展對居民消費風險分擔的影響，文中用各村莊調查家庭借款中銀行（包括信用社）貸款所占比例的均值在兩個調查年份的平均值fd來度量該村莊的金融發展水平，對金融發展與居民消費平滑的關系影響進行了研究。文中發現，無論消費者的效用函數是設為指數形式還是冪函數形式，隨著金融市場發展程度提高，居民消費變動與村莊平均消費變動間的關系無顯著變化。在設定效用函數為指數形式時，隨著金融發展程度提高，居民消費和收入之間的關系也無顯著變化;在設定效用函數為冪指數形式時，隨著金融發展程度提高，居民消費和收入之間的正相關性會減少，居民消費平滑程度提高。

廣東省居民消費不能拒絕完全消費保險模型這一結論，對于提高廣東省居民消費，擴大內需具有重要的啟發意義。普遍的觀點認為，提高居民收入水平，發展金融信貸，減少居民流動性約束等是提高居民消費，擴大內需的有效途徑。但文章對廣東省家庭數據的研究表明，居民消費的變動與居民收入的變動無顯著性關系，在家庭受到外部沖擊時，居民可通過向銀行或者親友進行借貸來平滑消費，居民消費的變動和村莊平均消費的變化成一一對應的關系。上述結論告訴我們，當居民收入和消費水平提高到一定水平后，在提高廣東省居民消費方面，不能僅從提高居民收入方面著手，而應充分尋找和開發新的消費點，根據各地區消費實際情況，引導居民消費，形成地區消費示范作用，提高居民消費需求。

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