中國省級消費風險分擔：測度、影響因素與福利效應

洪　勇

(九江學院 經濟與管理學院,江西 九江 332005)

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中國省級消費風險分擔：測度、影響因素與福利效應

洪勇

(九江學院 經濟與管理學院,江西 九江 332005)

基于1978—2013年中國省級面板數據，從消費增長與產出增長關系視角出發，測度中國省級消費風險分擔水平，并進一步研究其影響因素和福利效應。結果顯示:雖然中國省級消費風險分擔水平相對偏低，但在研究的樣本期內呈現出明顯的上升趨勢。資本市場整合、信貸市場發展、人均受教育水平、財政轉移支付對消費風險分擔具有積極的促進作用，其中，資本市場整合的作用力度最大；地方政府財政支出增長、服務業發展則會阻礙消費風險的分擔。1978—2013年間，中國已實現的福利收益呈逐年上升之勢，而潛在的福利收益則呈下降趨勢。

消費風險分擔；資本市場整合；福利收益

一、引言及文獻回顧

改革開放以來，中國經濟經歷了持續的快速增長，人均GDP從1978年的381元上升到2013年的41908元，30多年增長了近110倍，這是人類歷史上主要經濟體持續時間最長的一次高速增長。經濟的高速增長使得居民的生活水平大幅提高，但居民的消費增長卻嚴重滯后于經濟增長，消費的緩慢增長阻礙了居民福利水平的提高。居民消費水平偏低、增長緩慢已引起政策制定者和學者的關注，相關研究成果也較為豐碩，但現有文獻卻忽略了風險因素對消費的重要作用。現實中，在面臨產出或收入沖擊所造成的不確定性時，居民通常會降低消費、增加預防性儲蓄加以應對，同時，產出或收入的波動如果傳導至消費，也會減少居民從消費中所獲得的福利。為了規避或降低消費風險，提高消費的福利水平，消費者通常會進行消費風險的分擔。消費風險分擔是指消費者在面臨特定風險時(通常是指外生的產出或收入沖擊)，通過各種渠道(主要是資本市場和信貸市場)規避或化解該風險，降低消費的波動程度，提高消費的平滑性，從而提升消費的福利水平。鑒于消費風險分擔的重要作用，相關研究正逐漸興起，通過文獻梳理和歸納，我們發現，已有研究主要圍繞風險分擔的水平、影響因素及其福利收益三個方面展開。

學者通常用消費與產出或收入的關系來衡量消費風險分擔水平。Asdrubali et al.(1996)研究了美國1963—1990年間的風險分擔水平，結果發現，美國的收入沖擊有75%得到平滑，其中資本市場貢獻了39%，借貸市場貢獻了23%，財政體系貢獻了13%。Sorensen et al.(1998)發現，不管是歐盟國家還是OECD國家，國家間的消費風險分擔水平并不高，這與Crucini(1999)的研究結論保持一致，后者認為一國內部的風險分擔水平比國家間要高。Kim et al. (2003)的研究發現，東亞國家的消費風險分擔和消費平滑水平均低于歐盟國家和OECD國家。鄭海青(2008)、俞穎(2011)對東亞國家間消費風險分擔的研究結果也表明，東亞地區的消費風險分擔水平還很低，并且沒有表現出隨時間不斷增強的趨勢。Kose et al.(2009)對不同國家群體的研究結果顯示，發達國家之間的風險分擔水平顯著高于發展中國家和新興市場國家。

現有對消費風險分擔影響因素的研究主要集中在以下方面：一是金融市場一體化。Sorensen et al. (2007)對OECD國家的研究表明，國際金融一體化能有效促進風險分擔水平的提高；Prasad et al. (2009)也發現，金融一體化對消費風險分擔具有促進作用。二是信貸市場。Asdrubali et al. (1996)認為，借助信貸市場這一渠道，消費者可以顯著提高風險分擔水平；俞穎(2011)、何青等(2014)的研究也表明，信貸市場發展能促進消費風險的分擔。三是交易成本。Obstfeld et al. (2001)發現，較高的國際商品和資產交易成本會弱化市場主體進行跨國消費風險分擔的動機；Fitzgerald(2012)認為，地區間的市場摩擦和壁壘會增加產出和收入跨地區分配交換的成本，進而削弱風險分擔機制的作用，降低風險分擔水平。四是不可貿易品。Ho et al. (2015)發現，不可貿易品的存在阻礙了貿易的發展，從而抑制了產出和收入在地區間的分配交換，這會導致風險分擔水平的下降。

消費風險分擔能在消費水平不變的條件下提升消費者的福利，因而引起了學者的關注。Lucas(1987,2003)認為，美國從消費風險分擔中所能獲得的潛在福利并不高，這可能與美國現有較高的風險分擔水平有關(由于潛在福利水平是指從現有風險分擔水平提升至完全風險分擔水平時所能獲得的福利收益，故現有風險分擔水平越高，提升至完全風險分擔水平所能獲得的潛在福利就越少)；Cole et al.(1991)基于產出不確定性的一般均衡模型，從理論上探討了國際消費風險分擔收益，認為即使實現了消費風險的完全分擔，從中獲得的收益也很小；Mendoza(1995)、Tesar et al.(1995)的研究發現，消費風險分擔的收益較小，其大小與Cole et al.(1991)的研究結論基本一致；Rangvid et al.(2014)基于16個國家1875—2012年的研究結果也顯示，從消費風險分擔獲得的潛在福利并不大；Wincoop(1994,1999)則發現，一些OECD國家從消費風險分擔中所獲得的福利較多，遠高于Cole et al.(1991)所認為的水平；鄭海青(2008)基于東亞13個經濟體的研究結果也表明，東亞各經濟體風險分擔的福利收益是比較高的。

相比于研究國際消費風險分擔的大量文獻，探討中國國內消費風險分擔的文獻較少，筆者只發現Tochkov(2007)、Xu(2008)、Du et al.(2010,2011)、何青等(2014)曾研究過中國消費風險分擔問題，但這幾篇文獻只涉及消費風險分擔的測度和影響因素分析，并沒有對福利效應展開研究。基于此，本文不僅要測度中國消費風險分擔水平，分析其影響因素，還要探究其福利效應；同時，前述研究福利效應的文獻僅分析了潛在的福利，并沒有探討已實現的福利，而這正是本文貢獻之所在*潛在的福利是指風險分擔由目前水平提升至完全風險分擔水平時，將來能夠實現的福利收益；已現實的福利是指在現有風險分擔水平下已經實現了的福利收益。。

二、中國省級消費風險分擔測度

(一)測度方法

如果存在消費風險分擔機制，意味著消費者在面臨特定的產出或收入沖擊時，可以通過各種渠道規避該風險，降低消費的波動程度，提高消費的平滑性。完全消費風險分擔是指一個地區的消費增長與該地區的產出或收入增長完全無關，也就是說，即使存在特定的產出或收入沖擊，也可以通過各種渠道加以化解，使其無法傳導至消費。當完全不存在消費風險分擔時，特定的外生沖擊會完全傳導至消費，一個地區的消費增長與該地區的產出或收入增長就會密切相關。由此可知，消費風險分擔水平可以用消費增長與產出或收入增長之間關系的密切程度來衡量。實踐中通常有兩種方法測度風險分擔水平：一是相關性分析，即計算消費增長與產出或收入增長之間的相關系數；二是回歸分析，即以消費增長為因變量，以產出或收入增長為解釋變量進行回歸分析，用得到的估計系數來衡量風險分擔水平。本文將采用回歸分析來度量中國省級消費風險分擔水平，具體地，使用如下回歸方程進行估計：

dcit=α+βdyit+εit

(1)

其中：dcit為省區i在t年的人均消費增長，即dcit=cit-ci,t-1，cit表示省區i在t年的人均最終消費(包括居民消費和政府消費兩部分)；dyit為省區i在t年的人均產出增長，即dyit=yit-yi,t-1，yit表示省區i在t年的人均GDP；εit為隨機干擾項。式(1)中的β能反映出消費風險分擔水平的高低，其取值在0～1之間，越接近于1，表明消費增長與產出增長之間關系越密切，風險分擔水平越低；反之，越接近于0，表明風險分擔水平越高。本文用1-β來衡量消費風險分擔水平，其值越大，表明消費風險分擔水平越高；反之則越低。人均最終消費和人均GDP數據用居民消費價格指數(CPI)折算為按1978年不變價格計算的實際變量，最終消費和GDP數據均來源于相應年份中國統計年鑒和各省區的統計年鑒。此外，在估計前，本文預先對變量進行對數處理，從而能在一定程度上緩解異方差和偏態性問題(Wooldridge,2003)。

(二)測度結果及分析

基于式(1)，本文使用中國29個省區1978—2013年的相關數據*本文研究樣本包括除港澳臺、西藏和重慶以外的29個省區。西藏由于數據缺失，沒有包含在研究樣本中；重慶是1997年才設立的直轄市，1996年以前的數據無法得到，故將1997年以后的數據合并到四川省。，以1991、2001年為時間節點分別對全時段和三個子時段中國省級消費風險分擔水平進行測度，此外，將29個省區劃分為東、中、西部三大地區*東部地區包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南，中部地區包括山西、黑龍江、吉林、安徽、江西、河南、湖北、湖南，西部地區包括內蒙古、廣西、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆。，進行風險分擔情況分析，結果如表1所示。

表1　1978—2013年中國省級消費風險分擔情況

注：括號里的數值表示估計的標準差；***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平下顯著。下同。

從全國情況看：1978—2013年的消費風險分擔水平為0.4546，而美國各州在1963—1990年間平均的消費風險分擔水平在0.6～0.7之間(Asdrubali et al. ,1996)，可見，中國的風險分擔水平與發達國家相比有明顯差距；從時間趨勢上看，全國的風險分擔水平上升趨勢明顯，從1978—1991年的0.4131上升到1992—2001年的0.5901，再提高到2002—2013年的0.6501。從三大地區情況看：1978—2013年東部地區風險分擔水平最高(0.5218)、中部次之(0.4655)、西部最低(0.3752)；與全國情況相似，三大地區的風險分擔水平也呈現明顯的上升趨勢。進一步觀察風險分擔的時間趨勢可以發現，全國和三大地區在1992—2001年間的上升趨勢最明顯。本文認為，這與1992年黨的十四大明確提出建立社會主義市場經濟體制的目標有關，社會主義市場經濟體制改革確立了市場的主體地位，充分發揮了市場在資源配置中的主導作用，使得分擔消費風險的渠道所受的束縛逐漸減少，從而有效提高了風險分擔水平。

三、消費風險分擔影響因素分析

(一)模型、變量與數據

消費風險分擔主要是通過資本市場和信貸市場兩條渠道發揮作用，資本市場和信貸市場可以將不同地區的產出以資本性的方式進行分配交換，使某地區特定的產出沖擊不至于完全傳導至消費，因而能平滑該地區消費，降低該地區消費與產出的相關程度。例如，大的自然災害(地震、臺風等)會對當地經濟造成巨大破壞，形成特定的產出沖擊，如果當地居民通過資本市場和信貸市場持有非災害地區的資產，就可以通過資產收益，或者出售所持有的資產來對沖收入的下降以保持消費的平穩。本文除重點關注資本市場和信貸市場這兩個核心變量外，還加入了一些對消費風險分擔有重要影響的因素作為控制變量，包括地方政府財政支出水平、服務業占GDP的比重、受教育水平、財政轉移支付。在實證分析消費風險分擔的影響因素時，本文借鑒Kose et al.(2009)的如下方法，即在式(1)的基礎上，引入上述影響因素與人均產出增長(dyit)的交叉項。

(2)

其中：dcit、dyit的含義與式(1)相同。CIit表示省區i在t年的資本市場發展水平，用資本市場整合水平表示，其數據使用F-H模型估計得到，即通過投資-儲蓄關系來刻畫資本市場整合水平，具體方法參見徐冬林等(2009)、王維國等(2014)，在此不贅述。Creditit表示省區i在t年的信貸市場發展水平，用金融機構年末貸款余額占GDP的比重表示。Financeit表示省區i在t年的財政支出水平，用財政支出占GDP的比重表示。Serviceit表示省區i在t年的服務業發展水平，用服務業增加值占GDP的比重表示。Eduit表示省區i在t年的人均受教育水平，用人均受教育年限表示，其計算借鑒陳釗等(2004)的方法，即將每一種受教育水平折算成一定的受教育年限，然后將其與該受教育水平的人數相乘，加總后再除以相應的總人口，就可以得到人均受教育年限的數據，由于1986年以前各省受教育水平的人口結構數據無法獲取，故只能得到該變量1987—2013年的數據。Transferit表示省區i在t年的財政轉移支付水平，用各省中央補助收入與上解中央支出之和占GDP的比重表示，1989年以前各省中央補助收入與上解中央支出的數據無法獲取，故只能得到該變量1990—2013年的數據。

對于面板數據而言，通常應考慮無法直接觀測的且會對因變量造成影響的個體效應和時期效應，否則會導致有偏和非一致估計，但就式(2)而言，只要考慮時期效應(αt)而不需考慮個體效應，其原因在于，dcit、dyit為表示人均消費增長和產出增長的一階差分項，非時變的個體效應會因一階差分的存在而被消除，故不需考慮個體效應。時期效應可分為固定效應和隨機效應，如果αt與解釋變量相關，就應采用固定效應(FE，Fixed Effects)模型進行估計；反之，則應采用隨機效應(RE，Random Effects)模型進行估計。實踐中，通常用Hausman檢驗來對固定效應和隨機效應進行取舍。此外，式(1)中，筆者用1-β來衡量消費風險分擔水平，故在式(2)引入交叉項后，可用下式表示風險分擔水平：

1-β0-β1CIit-β2Creditit-β3Financeit-β4Serviceit-β5Eduit-β6Transferit

由上式可知：如果式(2)中交叉項的估計系數為負，則表明該因素對風險分擔水平具有促進作用；反之，則表明該因素會阻礙風險分擔水平的提高。

(二)估計結果及分析

表2報告了中國省級消費風險分擔影響因素的實證分析結果，其中，第(1)列給出了只含有核心變量資本市場和信貸市場而不含其他控制變量的估計結果，其他各列在此基礎上依次加入控制變量進行估計。

由表2第(1)列的估計結果可知，人均產出增長與資本市場整合(CIit)交叉項、與信貸市場(Creditit)交叉項的系數均為負，且都是高度顯著的，表明資本市場整合程度提高、信貸市場發展都能有效促進消費風險的分擔。此外，資本市場交叉項的系數絕對值遠大于信貸市場，這表明資本市場整合對消費風險分擔的作用更大。第(2)—(5)列分別加入了財政支出水平(Financeit)、服務業發展水平(Serviceit)、人均受教育水平(Eduit)、財政轉移支付水平(Transferit)與人均產出增長的交叉項，從各列的估計結果可以看到，加入各控制變量后，資本市場、信貸市場交叉項的系數依然高度顯著為負，說明資本市場、信貸市場確實是促進消費風險分擔的重要渠道。此外，在所有能促進消費風險分擔的因素中，資本市場整合交叉項的系數絕對值最大，表明其對消費風險分擔的促進作用最大。第(2)列中財政支出水平交叉項的系數顯著為正，表明財政支出水平的提高會降低風險分擔水平，這意味著地方政府對本地經濟的干預程度越深，越有可能阻礙風險分擔水平的提高，其原因可能是，微觀主體與宏觀主體的目標函數存在差異，居民的經濟行為是以自身利益最大化為原則，而地方政府通常則是以促進本地經濟增長和就業為目標，與地方政府相比，居民更注重通過消費風險的分擔來提高個人福利，因此地方政府對本地經濟干預越多，越有可能降低風險分擔水平。第(3)列中服務業發展水平交叉項的系數為正，且高度顯著，表明服務業中大量存在的非貿易品會對消費風險分擔產生阻礙作用，這與Ho et al.(2015)的研究結論一致。第(4)列中人均受教育水平交叉項的系數顯著為負，表明受教育水平的提高有助于提高風險分擔水平，這可能是因為個人素質隨受教育水平的提高而提高后，主觀上更能深刻認識到消費風險分擔有利于提高個人福利，因而積極采取各種措施分擔消費風險。第(5)列中財政轉移支付水平交叉項的系數為負，且高度顯著，表明中央政府與地方政府間的轉移支付能提高風險分擔水平，這是因為中央政府對地方政府的轉移支付能夠在一定程度上緩解地區特定的產出沖擊，故而有助于提高風險分擔水平。第(6)列將所有控制變量都引入模型，結果發現，核心變量和各控制變量系數的符號都保持不變，但各變量的顯著性有所下降，特別是財政支出水平交叉項和財政轉移支付水平交叉項系數變得不再顯著，這很可能與解釋變量間存在的多重共線性有關。

表2　中國消費風險分擔影響因素實證分析

注：固定效應與隨機效應的確定根據Hausman檢驗結果得出，下同；第(4)列中人均受教育水平變量只有1987—2013年的數據，故其觀測次數為783，第(5)、(6)列中財政轉移支付水平變量只有1990—2013年的數據，故其觀測次數為696，下同。

(三)穩健性檢驗

為了提高研究結果可靠性，本文對風險分擔影響因素的實證分析進行以下穩健性檢驗：

首先，由于人均消費增長(dcit)和人均產出增長(dyit)存在著雙向影響關系，即在產出影響消費的同時，消費也對產出有影響，因此，在用式(2)進行估計時，必須要考慮這種雙向影響所導致的內生性問題。內生性問題會造成模型的估計偏誤，為此，就需要為人均產出增長尋找一個合適的工具變量。選擇合適的工具變量通常比較困難，但在面板數據條件下卻存在很好的選擇，即用該變量的滯后項來作為工具變量。人均產出增長的滯后項通常與當期的人均產出增長高度相關，但當期的人均消費增長卻無法對前期的人均產出增長產生影響，從而很適合作為工具變量。具體地，本文采用滯后1期的人均產出增長作為工具變量。結果如表3第(1)和第(2)列所示。在只含有核心解釋變量資本市場和信貸市場的第(1)列中，這兩個變量交叉項的系數依然高度顯著為負；第(2)列引入全部控制變量后，核心解釋變量和各控制變量交叉項系數的符號與表2第(6)列保持一致，且各變量交叉項系數的顯著性也無明顯變化，引入工具變量后，模型的穩健性良好。

其次，在分析消費風險分擔影響因素的類似文獻中，部分使用人均居民消費增長作為因變量(何青 等,2014；趙國慶 等, 2010)，而不是人均最終消費增長，故本文也嘗試用人均居民消費增長作為因變量進行穩健性檢驗。結果如表3的第(3)和第(4)列所示。可以看到，不管是只含有核心解釋變量的交叉項，還是包含核心解釋變量和全部控制變量的交叉項，各變量系數的符號都沒有發生改變，其顯著性也只有少許變化，表明模型并沒有因為因變量的改變而發生太大變化，模型具有良好的穩健性。

表3　中國消費風險分擔影響因素穩健性分析

最后，對于核心解釋變量信貸市場發展水平而言，本文之前用金融機構年末貸款余額占GDP的比重表示，但信貸市場中不僅有貸款，也有存款，有文獻用金融機構年末存款余額占GDP的比重來反映信貸市場發展水平(何青 等, 2014)，因此，本文也用存款占比替代貸款占比作為核心解釋變量引入模型中進行穩健性檢驗。結果如表3的第(5)和第(6)列所示。對于只含有核心解釋變量的第(5)列而言，資本市場和信貸市場的交叉項系數依然為負，且高度顯著；引入全部控制變量后，第(6)列中各變量系數的符號依然不變，除人均受教育水平交叉項的估計系數變得不顯著外，其他變量的顯著性水平都變化不大。因此，更換信貸市場發展水平這一核心解釋變量后，模型依然具有較好的穩健性。

從風險分擔影響因素及其穩健性分析結果來看：資本市場整合、信貸市場發展、人均受教育水平、財政轉移支付對消費風險分擔具有積極的促進作用，其中，資本市場整合的作用力度最大；地方政府財政支出增長、服務業發展則會阻礙消費風險的分擔。

四、消費風險分擔福利效應分析

消費風險分擔可以通過各種渠道規避特定的產出沖擊風險，降低消費的波動性，使消費變得更加平滑，因而能提高消費者的效用，增進其福利。本部分擬分析中國省級消費風險分擔的福利效應，具體探討以下兩個問題：一是在目前的風險分擔水平下，已實現的福利收益；二是如果風險分擔由目前的水平提升至完全風險分擔水平時，能夠實現的福利收益，即潛在的福利收益。

(一)福利收益分析方法

在計算消費風險分擔福利收益時，現有文獻通常使用如下的常數相對風險厭惡(CRRA)效應函數：

(3)

其中：Ut為t年從消費中所獲得的效用；Ct為t年的消費；θ為相對風險厭惡系數，其值通常取為3(Wincoop,1999)。潛在的福利收益等于完全風險分擔條件下福利水平與現有風險分擔條件下福利水平之差。完全風險分擔條件下與現有風險分擔條件下福利水平的計算可借鑒Rangvid et al.(2014) 的思想，他們是在計算16個國家消費風險分擔福利收益時提出該思想的，本文對其進行簡單修正，以適應一國內部不同地區的情形。該思想可以簡述為：如果實現了完全風險分擔，則意味著省區特定的產出沖擊風險會被完全消除，但完全風險分擔也無法消除系統性的產出沖擊風險，各省區依然存在的系統性風險使得各省區的消費波動與全國的消費波動完全一致，因此，完全風險分擔條件下的福利水平應該是將全國的消費水平帶入式(3)計算得到的福利水平，具體地，以各省區GDP為權數，先計算全國加權平均的消費水平，然后帶入式(3)計算福利水平。現有風險分擔條件下的福利水平則是先利用式(3)計算各省區在現有消費水平下的福利水平，然后以GDP為權數，計算各省區福利水平的加權平均數得到。

對于已實現的福利收益，現有文獻很少涉及，原因在于已實現的福利收益是用現有風險分擔條件下的福利水平減去完全無風險分擔條件下的福利水平，由于完全無風險分擔條件下的消費水平無法獲得，故難以計算已實現的福利水平。在此，本文將采用一個簡單而巧妙的方法來解決這一問題。完全無風險分擔表明任何特定的產出沖擊都完全無法消除，這意味著產出的波動會完全傳導至消費，再假定消費者會將當期收入全部用于當期消費，當期儲蓄為零，因此，可以用產出水平來代替完全無風險分擔條件下的消費水平，將其帶入式(3)計算完全無風險分擔條件下的福利水平，然后以GDP為權數，計算各省區福利水平的加權平均數，此加權平均數即為完全無風險分擔條件下的福利水平。

(二)福利收益計算及分析

根據前述方法，筆者對中國1978—2013年已實現的福利收益和潛在的福利收益進行逐年計算，結果如圖1所示。從中可見，已實現的福利收益呈逐年上升之勢(2003年略有下降)，從1978年的0.50%提高到2013年的1.02%，由于已實現的福利收益隨著消費風險分擔水平的提高而提高，因此，這與表1所表現出的消費風險分擔水平的上升趨勢是相符的。與已實現的福利收益呈上升趨勢相反，潛在的福利收益則呈下降趨勢(1989年稍有提高)，從1978年的1.19%下降到2013年的0.58%，這也不難理解，隨著消費風險分擔水平的提高，其與完全消費風險分擔水平的差距會縮小，故從已有消費風險分擔水平提升至完全消費風險分擔水平所能獲得的潛在福利收益就縮小。1978—2013年間，平均的潛在福利收益為0.86%，這表明如果實現了完全的消費風險分擔，在消費水平不變的條件下，通過完全的消費平滑，消費者的福利會增加0.86%；反過來也可以說，消費者愿意在現有消費水平上減少0.86%的消費，以實現完全的消費風險分擔，此時，其福利水平依然保持不變。

圖1　消費風險分擔的福利效應

五、結論與政策建議

本文使用中國29個省區1978—2013年的省級面板數據，從消費增長與收入增長關系的視角出發，測度了中國省級消費風險分擔水平，并進一步探討其影響因素和福利效應。研究結論如下：(1)雖然中國省級消費風險分擔水平與發達國家相比明顯偏低，但在研究的樣本期內其上升趨勢明顯；分地區看，東部地區的風險分擔水平最高、中部次之、西部最低。(2)資本市場整合、信貸市場發展、人均受教育水平、財政轉移支付對消費風險分擔具有積極的促進作用，其中，資本市場整合的作用力度最大；地方政府財政支出增長、服務業發展則會阻礙消費風險的分擔。(3)1978—2013年期間，已實現的福利收益呈逐年上升之勢，而將現有消費風險分擔水平提升至完全消費風險分擔水平的潛在福利收益則呈現出下降趨勢。

在消費水平不變的條件下，隨著消費風險分擔水平的提高，消費者的福利也會相應增加。為了增加中國居民的消費福利，應盡快提高相對較低的消費風險分擔水平。基于本文研究結論，筆者認為應該采取以下措施：第一，由于資本市場整合水平的提高對消費風險分擔具有重要的促進作用，因此，需要加快推進資本市場整合進程。為此，各級地方政府應該高瞻遠矚，摒棄“本地思維”，逐漸減少直至最終廢除已實施的各項地方保護主義政策和措施，消除人為造成的市場分割，逐步提高資本市場整合水平。第二，金融監管部門應該從促進信貸市場發展的角度出發，賦予金融市場主體更大權力以提高其創新活力，并制定相應制度，保護和鼓勵金融創新行為，從而進一步豐富金融市場的投融資渠道和方式，促進信貸市場的繁榮與發展。第三，各級政府在加大教育投入的同時，還應鼓勵和動員社會力量投身到教育事業中來，以此提高國民素質，增強國民分擔消費風險的主觀能動性，進而提高消費風險分擔水平。第四，進一步完善財政轉移支付體系，充分發揮財政轉移支付的“收入減震器”功能，從而提高消費風險分擔水平，平滑消費。第五，各級地方政府應盡量縮減不必要的地方財政支出，只要是市場能夠解決的問題，地方政府就不要加以干預，并且要盡可能按市場經濟規律的要求來安排財政資金支出。

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(責任編輯彭江)

Provincial Consumption Risk Sharing in China:Measurement, Influence Factors and Welfare Effect

HONG Yong

(School of Economy and Management, Jiujiang University, Jiujiang 332005)

Based on provincial panel data from 1978 to 2013, this paper measures provincial consumption risk sharing in China and studies its influence factors and welfare effect from the view of relationships of consumption growth and output growth. The results show that although the level of consumption risk sharing is low, it shows a clear upward trend in the sample period. Capital market integration, credit market development, per capita level of education and financial transfer payment can promote the sharing level of consumption risk, among these factors, capital market integration is the most important factor. However, local government expenditure and service industry development will impede the sharing level of consumption risk. The realized welfare is on a upward trend, but the potential welfare shows a downward trend from 1978 to 2013.

consumption risk sharing; capital market integration; welfare benefits

2015-11-24

洪勇(1975--)，男，湖北武漢人，經濟學博士，九江學院經濟與管理學院副教授。

國家社會科學基金項目“企業規模分布視域下的中部地區城市規模分布與產業圈層耦合機制研究”(13BJY047)；教育部人文社會科學青年基金項目“中國制造業參與國際分工的代價測度：生態效率的視角”(15YJC790042)。

F063.2

A

1001-6260(2016)05-0010-09