社會資本、信貸約束與居民消費水平實證分析

閆慧楚

（山西省財政稅務專科學校財稅學院 山西太原 030000）

引言

我國經濟發展由高速增長階段轉向高質量發展階段，投資和進出口對經濟增長的帶動作用逐步下滑，作為“三駕馬車”之一的消費正逐漸成長為經濟增長的主要動力。在此背景下探究社會資本、信貸約束與居民消費關聯性就具有一定的必要性了。劉一偉（2017）利用我國2000-2015年的省際面板數據，構建動態面板數據模型探究收入差距、社會資本與居民消費的關聯性，研究得出了收入差距擴大抑制了居民消費，而社會資本增加擴大了居民消費的結論。南永清等（2018）利用我國30個省市的面板數據探究了農村地區社會資本與居民消費的關聯性，結果顯示近年來我國政府加大了對農村地區社會資本投入，有效提升了農村居民消費水平。韓雷等（2019）利用北京大學的CFPS家戶數據，構建多元線性回歸模型，探究社會資本、信貸約束與居民消費關聯性，結果顯示，社會資本規模增大能夠促進居民消費水平上升，而信貸約束增大在一定程度上限制了居民消費。

社會資本、信貸約束與居民消費水平關聯性實證分析

（一）變量選取與數據來源

本文主要探究的是社會資本、信貸約束與居民消費水平關聯性，因此本文將居民消費水平作為被解釋變量，參考現有文獻使用居民人均消費支出總額表示，用Y表示，1990-2018年居民人均消費支出總額數據來源于國家統計局，缺失數據使用插值法進行了補充。社會資本使用全社會固定資產投資總額表示，使用X1表示。信貸約束衡量當前社會信貸的松緊程度，使用年度平均貸款利率表示，數據來源于Wind數據庫，使用X2表示。考慮到居民消費與經濟發展水平存在較大的關聯性，本文將經濟發展水平作為控制變量，使用生產總值衡量，用X3表示。為避免異方差問題，本文對原始數據進行了對數化處理。

（二）變量單位根檢驗

時間序列建立模型，首先要對數據的平穩性進行檢驗，非平穩的序列建立模型可能會導致“偽回歸”現象的出現。本文使用VAR模型探究社會資本、信貸約束與居民消費水平關聯性，VAR模型是時間序列模型的一種，要求原始序列是平穩序列或者非平穩序列但滿足協整關系。因此，本文首先使用ADF檢驗對y、lnx1、lnx2、lnx3進行平穩性檢驗，結果如表1所示。

如表1所示y、lnx1、lnx2、lnx3的原始序列在1%-10%的顯著性水平上均不是平穩的時間序列，隨后本文對其進行了一階差分處理并檢驗其平穩性，結果顯示dy、dlnx2、dlnx3在1%的顯著性水平下為平穩序列，而dlnx1在5%的顯著性水平下為平穩序列。說明y、lnx1、lnx2、lnx3的一階差分都是I（0）過程。

表1 ADF檢驗結果

（三）協整檢驗

本文協整關系的檢驗方法為Johansen校驗法，結果如表2和表3所示。

表2為特征根跡檢驗（trace檢驗）結果，表3為最大特征值檢驗，在假設0個協整向量的情況下，跡檢驗值為147.965，高于5%顯著性水平下的臨界值（47.563）。同樣的，最大特征值為74.151，高于5%的顯著性水平下的臨界值（27.584）。說明特征根跡檢驗和最大特征值檢驗均拒絕0個協整向量的原假設，所以可以得出結論在VAR模型中，y、lnx1、lnx2、lnx3存在協整關系，換言之就是我國的社會資本、信貸約束、經濟發展水平與居民消費水平之間存在長期均衡關系。

（四）VAR模型分析

理論模型。多維時間序列模型的最核心內容之一就是向量自回歸（VAR）模型 。VAR（k）的數學表達式為：

其中：∏j是待估系數矩陣，Yt為k維內生變量列向量；Xt為d維外生變量列向量；k為滯后階數，T為樣本個數。ut代表k維的向量白噪音并且其均值為0 。

VAR模型最佳滯后期選擇。本文使用AIC信息準則和SC準則判斷最佳滯后期。結果如表4所示。

如表4所示，滯后階數為2階時AIC和SC值分別為-11.755、-9.981，二者均達到最小值，根據AIC準則和SC準則可以判斷2階為本文構建的VAR模型最佳滯后階數。

VAR模型輸出結果。以2階為滯后階數，構建VAR（2）模型，輸出結果如表5所示。

VAR模型穩健性分析。穩健性結果分別如表6和圖1所示。

本文構建的VAR（2）模型的AR根均小于1，AR根均落于單位圓內，說明VAR（2）模型是穩健的。

格蘭杰因果關系檢驗。社會資本、信貸約束、經濟發展是否是引起居民消費水平提升的直接因素，居民消費水平提升對社會資本、信貸約束、經濟發展是否具有影響，這一因果關系還有待進一步檢驗，本文使用格蘭杰因果關系對y、lnx1、lnx2、lnx3進行格蘭杰因果檢驗，結果如表7所示。

如表7所示：Y不是引起LNX1的格蘭杰原因的P值為0.011，說明拒絕原假設，即Y是引起LNX1的格蘭杰原因，也就是說居民消費水平增加是引起社會資本增加的格蘭杰原因；Y不是引起LNX3的格蘭杰原因的P值為0.000，說明拒絕原假設，即Y是引起LNX3的格蘭杰原因，也就是說社會資本增加是引起居民消費增長的格蘭杰原因。由此說明社會資本增加和居民消費水平提升之間互為格蘭杰因果關系。Y不是引起LNX2的格蘭杰原因的P值為0.205，說明接受原假設，即Y不是引起LNX1的格蘭杰原因，也就是說居民消費水平增加不是引起信貸約束增加的格蘭杰原因；Y不是引起LNX3的格蘭杰原因的P值為0.071，說明拒絕原假設，即Y是引起LNX3的格蘭杰原因，也就是說信貸約束增加是引起居民消費變動的格蘭杰原因。 Y不是引起LNX3的格蘭杰原因的P值為0.014，說明拒絕原假設，即Y是引起LNX4的格蘭杰原因，也就是說居民消費水平增加是引起經濟發展水平提升的格蘭杰原因；Y不是引起LNX3的格蘭杰原因的P值為0.028，說明拒絕原假設，即Y是引起LNX3的格蘭杰原因，也就是說經濟發展水平提升是引起居民消費增長的格蘭杰原因。由此說明經濟發展水平提升和居民消費水平提升之間互為格蘭杰因果關系。LNX2不是引起LNX1的格蘭杰原因的P值為0.098，說明拒絕原假設，即信貸約束是引起社會資本變動的格蘭杰原因。LNX3不是引起LNX1的格蘭杰原因的P值為0.066，說明拒絕原假設，即經濟發展水平提升是引起社會資本變動的格蘭杰原因。脈沖響應分析如圖2所示。

表2 特征根跡檢驗（trace檢驗）結果

表3 最大特征值檢驗

表4 VAR模型最佳滯后期

表5 VAR模型輸出結果

表6 VAR模型AR根

表7 格蘭杰因果關系檢驗結果

圖1 VAR模型AR圖

如圖2所示：左側表示對y施加lnx1、lnx2、lnx3的沖擊后，y的脈沖響應結果，右側表示分別對lnx1、lnx2、lnx3施加一個y的沖擊后，lnx1、lnx2、lnx3的脈沖響應結果。首先是y的脈沖響應結果，對y施加一個lnx1的沖擊后，y的響應程度呈現先緩慢下降后趨于平穩的態勢；對y施加一個lnx2的沖擊后，y的響應程度呈現緩慢上升態勢；對y施加一個lnx3的沖擊后，y的響應程度呈現緩慢上升態勢。說明我國社會資本、信貸約束、經濟增長對居民消費具有一定影響。對lnx1施加一個y的沖擊后，lnx1呈現先迅速上升后緩慢下降的態勢；對lnx2施加一個y的沖擊后，lnx2呈現波動態勢；對lnx3施加一個y的沖擊后，lnx3呈現先迅速上升，后波動，最后趨于平穩態勢。說明我國居民消費對社會資本、信貸約束、經濟增長也同樣具有較強的影響。

圖2 脈沖響應結果

結論與政策啟示

（一）結論

我國的社會資本、信貸約束、經濟發展水平與居民消費水平之間存在長期均衡關系。格蘭杰因果關系檢驗表明：社會資本增加和居民消費水平提升之間互為格蘭杰因果關系；居民消費水平增加不是引起信貸約束增加的格蘭杰原因，信貸約束增加是引起居民消費變動的格蘭杰原因；經濟發展水平提升和居民消費水平提升之間互為格蘭杰因果關系；信貸約束是引起社會資本變動的格蘭杰原因、經濟發展水平提升是引起社會資本變動的格蘭杰原因。脈沖響應分析表明：我國社會資本、信貸約束、經濟增長對居民消費變動具有一定影響，而居民消費對社會資本、信貸約束、經濟增長具有較強的影響。

（二）啟示

第一，增加社會資本投資力度。本文實證分析表明社會資本投資增加對居民消費具有一定的正向推動作用。為此，我國政府應該適度增加財政支出在固定資產投入方面的支出額度，完善交通、醫療等社會基礎設施。第二，加強對信貸管理力度，完善社會信用體系。信貸約束適度放開對居民消費水平增加具有一定程度的正向作用，但是過度信貸消費必然會限制居民的長期消費能力，因此我國人民銀行、銀保監等金融監管部門應該加強對信貸體系的監管力度，同時完善社會信用體系，防范化解信貸風險。第三，穩定經濟發展水平，增加居民收入。經濟發展水平的提升能夠帶動居民收入水平上升，進而帶動居民消費水平上升。因此我國政府應尊重市場規律，以市場為基礎，適度對經濟運行進行宏觀調控，保持現有的經濟增長速度。