邢志平

（武夷學(xué)院 商學(xué)院，福建 南平 353000）

轉(zhuǎn)軌時(shí)期中國(guó)居民消費(fèi)率持續(xù)下降研究
——基于消費(fèi)支出的不確定性

邢志平

（武夷學(xué)院 商學(xué)院，福建 南平 353000）

為了解釋轉(zhuǎn)軌時(shí)期中國(guó)居民消費(fèi)率持續(xù)下降現(xiàn)象，本文引入了一個(gè)包含了不確定性和消費(fèi)增長(zhǎng)率的預(yù)防性儲(chǔ)蓄模型，用消費(fèi)增長(zhǎng)率本身的波動(dòng)和利率的波動(dòng)來度量不確定性，進(jìn)而分析利率和消費(fèi)波動(dòng)對(duì)中國(guó)居民消費(fèi)的影響.

中國(guó)居民；預(yù)防性儲(chǔ)蓄；消費(fèi)支出不確定性

1 問題背景

1978年以來，中國(guó)最終消費(fèi)率一直處于較低水平并有繼續(xù)走低的態(tài)勢(shì)（根據(jù)中國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局定義，“最終消費(fèi)”是指常住單位從本國(guó)經(jīng)濟(jì)領(lǐng)土和國(guó)外購(gòu)買的貨物和服務(wù)的支出.它不包括非常住單位在本國(guó)經(jīng)濟(jì)領(lǐng)土內(nèi)的消費(fèi)支出.最終消費(fèi)分為居民消費(fèi)和政府消費(fèi)，最終消費(fèi)率由此可進(jìn)一步分解為“居民消費(fèi)率”和“政府消費(fèi)率”兩部分，即居民消費(fèi)和政府消費(fèi)分別占國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的比重），最終消費(fèi)率從1978年的62.1％下降到2009年的48％，從圖1可以看到，2000年以后中國(guó)最終消費(fèi)率急劇下降，2009年降到1978年以來的最低點(diǎn).中國(guó)最終消費(fèi)率明顯偏低，并且其中又有15％左右是政府的最終消費(fèi)，所以中國(guó)居民的最終消費(fèi)率就顯得更加偏低.中國(guó)居民的最終消費(fèi)率過低（與此相對(duì)應(yīng)的是高儲(chǔ)蓄率、高投資率和高銀行存貸差）已經(jīng)成為中國(guó)經(jīng)濟(jì)面臨的重要問題之一.過低的居民最終消費(fèi)率以及與之相伴的高儲(chǔ)蓄率使得國(guó)內(nèi)的消費(fèi)需求相對(duì)不足，經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)過度依賴投資的增長(zhǎng)，在外部需求受金融危機(jī)影響不能持續(xù)增長(zhǎng)的情況下，投資增長(zhǎng)最終會(huì)受消費(fèi)增長(zhǎng)制約.毫無疑問，中國(guó)居民最終消費(fèi)率過低已經(jīng)越來越嚴(yán)重地制約著其經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展.本文的主要目的即在于尋找中國(guó)居民消費(fèi)率持續(xù)下降的相關(guān)原因.

1978-2009年中國(guó)最終消費(fèi)率

2 預(yù)防性儲(chǔ)蓄模型描述

從支出角度來講，無論是家庭還是整個(gè)社會(huì)，其收入除極少量用于捐贈(zèng)之外，要么用于儲(chǔ)蓄要么用于消費(fèi)，消費(fèi)與儲(chǔ)蓄是此消彼漲的互補(bǔ)關(guān)系，消費(fèi)的另一面就是儲(chǔ)蓄.儲(chǔ)蓄是消費(fèi)的余項(xiàng)，儲(chǔ)蓄與消費(fèi)緊密相連，不可分割.研究消費(fèi)必須研究?jī)?chǔ)蓄.

這里首先建立一個(gè)預(yù)防性儲(chǔ)蓄模型，用典型消費(fèi)者的消費(fèi)水平的變化和利率的變化來度量預(yù)防性儲(chǔ)蓄的存在.我們假設(shè)消費(fèi)者的生命期為T；用β表示效用的時(shí)間貼現(xiàn)率；CNi,t表示消費(fèi)者i在t期的非耐用品消費(fèi)；CDi,t+1表示消費(fèi)者i在t+1期的耐用品消費(fèi)；Ki,t表示由耐用消費(fèi)存量形成的t期固定資產(chǎn).由于當(dāng)期的效用來自非耐用品的消費(fèi)CNi,t和固定資產(chǎn)Ki,t的使用，故消費(fèi)者i在t期的效用函數(shù)可以表示為U（CNi,t,Ki,t）.假設(shè)消費(fèi)者的勞動(dòng)收入是不確定的，消費(fèi)者的效用是分時(shí)可加的，且消費(fèi)者的效用函數(shù)滿足光滑、單調(diào)、邊際效用遞減等基本性質(zhì)U'CN>0，U'K>0，U"CN<0，U"K<0，U'"CN>0，U'"K>0.

在t時(shí)期典型消費(fèi)者在未來收入的限制下，求得未來預(yù)期的，并經(jīng)過折現(xiàn)后的消費(fèi)效用總和的最大值，通過一個(gè)最優(yōu)化的消費(fèi)序列{CNi,t,Ki,t}以實(shí)現(xiàn)這個(gè)最大值.

典型消費(fèi)者在t時(shí)期的動(dòng)態(tài)最優(yōu)化問題可以表述為：

約束條件（2）中Ai,t是消費(fèi)者i在t期的非人力財(cái)富，Ai,j給定；rt+1表示從第t期到t+1期的稅后實(shí)際利率，在第t期初是隨機(jī)變量；PD表示耐用品和非耐用品的相對(duì)價(jià)格比；Yi,t表示消費(fèi)者i在t期的可支配收入；在固定資產(chǎn)的動(dòng)態(tài)變化方程（3）中δ表示耐用品存量的折舊率，假設(shè)其為常量.邊界約束條件為沒有遺產(chǎn)：Ai,T+1=0.

易知：Ki,t+1=（1-δ）Ki,t+CDi,t+1

假設(shè)在生命初期沒有資本，即K0=0，則有

由以上描述可見，該模型中的不確定性主要來源于利率rt+1和可支配收入Yi,t（主要是勞動(dòng)收入）.

上述極大化問題的Euler方程為：

由（6）式、（7）式歐拉方程可直觀地看到，降低利率將減少未來的利息收入，消費(fèi)者將通過減少未來消費(fèi)CNi,t+1來增加當(dāng)前消費(fèi)CNi,t，從而儲(chǔ)蓄減少.然而這與1978年以來經(jīng)歷的兩次實(shí)際情況并不相符：①1997年亞洲金融危機(jī)爆發(fā)以后，中國(guó)人民銀行自1997年10月23日-2006年8月19日期間連續(xù)6次下調(diào)存貸款利率，并從1999年11月開始征收高達(dá)20％的利息稅，以刺激消費(fèi)，拉動(dòng)內(nèi)需，但我國(guó)居民儲(chǔ)蓄率高速增長(zhǎng)，而消費(fèi)增長(zhǎng)水平一直在減緩；②2008年美國(guó)發(fā)生次貸危機(jī)以后，中國(guó)人民銀行自2007年12月21日-2010年10月20日期間連續(xù)4次下調(diào)存款利率和5次下調(diào)貸款利率，同樣是為了刺激居民消費(fèi)，拉動(dòng)國(guó)內(nèi)需求，但我國(guó)居民儲(chǔ)蓄率仍高速增長(zhǎng)，居民最終消費(fèi)率依舊在下降.這些都表明利率對(duì)現(xiàn)期中國(guó)居民的儲(chǔ)蓄作用很弱.這是主要是因?yàn)檗D(zhuǎn)軌時(shí)期中國(guó)居民對(duì)未來有較強(qiáng)的不確定性預(yù)期，盡管利率下調(diào)對(duì)儲(chǔ)蓄有著負(fù)的影響，但其他不確定性的風(fēng)險(xiǎn)對(duì)儲(chǔ)蓄產(chǎn)生更大的正的影響.在20世紀(jì)90年代，如失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)，國(guó)企改革導(dǎo)致了大批城鎮(zhèn)職工的下崗失業(yè)，下崗的壓力使在職職工減少當(dāng)期消費(fèi)，增加儲(chǔ)蓄來防范未來的失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)；如養(yǎng)老問題，由于養(yǎng)老保險(xiǎn)制度并未成熟，退休后的收入面臨著更大的不確定性，消費(fèi)者不得不增加儲(chǔ)蓄.進(jìn)入21世紀(jì)以后，政府陸續(xù)出臺(tái)了若干重大改革措施，如住房、機(jī)構(gòu)、醫(yī)療、社保等，雖然這些改革措施從長(zhǎng)遠(yuǎn)看有利于經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)期發(fā)展，但從短期看，居民對(duì)未來的不確定性預(yù)期增強(qiáng)，從而降低當(dāng)期消費(fèi)，增大預(yù)防性儲(chǔ)蓄；同時(shí)由于高通脹水平下收入分配制度改革相對(duì)滯后，居民實(shí)際收入水平的相對(duì)而言要比名義收入水平少得多，加上居民平均壽命的延長(zhǎng)，所以居民需要提高工作期間的儲(chǔ)蓄率以保證老年以后的生活水平不至于降低太多.

3 利率波動(dòng)與消費(fèi)增長(zhǎng)率本身的不確定性

一直以來人們對(duì)不確定性有著各種度量方法.不同的度量方法得出的結(jié)論也不盡相同.如Gusio（1992）的研究表明預(yù)防性儲(chǔ)蓄只能解釋總資產(chǎn)積累的2％，Lusard（i1998）的研究表明預(yù)防性儲(chǔ)蓄能夠解釋總資產(chǎn)積累的13％，而Carroll和Samwick（1998）用等價(jià)預(yù)防溢價(jià)，家庭收入方差與收入的對(duì)數(shù)三種方法描述不確定性，研究結(jié)果表明該比例為39％至46％.這里我們基于Deaton的預(yù)防性儲(chǔ)蓄模型，用利率和預(yù)期消費(fèi)增長(zhǎng)率來度量不確定性.在實(shí)際計(jì)算中，由于相對(duì)風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避行為比絕對(duì)風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避行為表現(xiàn)出更大的不確定性，這里我們?nèi)∠M(fèi)者的即期效用函數(shù)為常數(shù)相對(duì)風(fēng)險(xiǎn)厭惡（CRRA）形式：

這里θ是非耐用品的相對(duì)風(fēng)險(xiǎn)厭惡系數(shù)，γ是耐用品消費(fèi)存量的相對(duì)風(fēng)險(xiǎn)厭惡系數(shù).假設(shè)它們均為常值，即假設(shè)消費(fèi)者對(duì)非耐用品和耐用品的相對(duì)風(fēng)險(xiǎn)厭惡系數(shù)與其消費(fèi)無關(guān).CRRA形式的效用函數(shù)反映了消費(fèi)者在不同時(shí)期轉(zhuǎn)換消費(fèi)的愿望：

θ（γ）越小，隨著消費(fèi)的上升，非耐用品（耐用品）消費(fèi)的邊際效用下降得越慢，消費(fèi)者也就越愿意接受非耐用品（耐用品）消費(fèi)在不同時(shí)期的變動(dòng).當(dāng)θ（γ）接近零的時(shí)候，效用幾乎是消費(fèi)的線性函數(shù)，此時(shí)消費(fèi)者愿意接受消費(fèi)的大波動(dòng).

將CRRA的效用函數(shù)（8）式分別代入Euler方程（6）和（7）中，則有

易化為

注意到當(dāng)隨機(jī)變量ξ服從正態(tài)分布N（μ,σ2）的時(shí)候，隨機(jī)變量expξ的均值即為.不妨假設(shè)ln（1+rt+1）和非耐用品的對(duì)數(shù)增長(zhǎng)率△lnCNt+1服從聯(lián)合正態(tài)分布，則由（11）式易得：

同樣的，假設(shè)ln（1+rt+1）和△lnCNi,t+1服從聯(lián)合正態(tài)分布，則由（12）式易得：

這里Et[△lnKi,t+1]是t時(shí)期的預(yù)期非耐用品消費(fèi)增長(zhǎng)率,Et[△lnKi,t+1]是t時(shí)期的預(yù)期資本存量的增長(zhǎng)率（反映對(duì)應(yīng)的耐用品的消費(fèi)增長(zhǎng)）.

（13）式、（14）式變形易得

可見，利率的變化對(duì)預(yù)期耐用品消費(fèi)和非耐用品消費(fèi)的增長(zhǎng)率的改變有兩方面的影響.（15）式右邊第一項(xiàng)表明降低利率將會(huì)導(dǎo)致預(yù)期非耐用品消費(fèi)增長(zhǎng)率的降低，即消費(fèi)者會(huì)選擇提前消費(fèi)，增加t期非耐用品消費(fèi)CNi,t,減少t+1期非耐用品的消費(fèi)CNi,t+1.同樣的，（16）式右邊第一項(xiàng)表明降低利率會(huì)導(dǎo)致耐用品消費(fèi)增長(zhǎng)率的降低，消費(fèi)者增加Ki,t，減少資產(chǎn)Ki,t+1，因此耐用品消費(fèi)減少.另一方面，上兩式右邊第三項(xiàng)代表了消費(fèi)者所面臨的不確定性，消費(fèi)者的預(yù)期非耐用品和耐用品消費(fèi)增長(zhǎng)率隨著不確定性的增加而增大，于是與前面的影響相反的，消費(fèi)者會(huì)延遲消費(fèi)，減少t期的消費(fèi)CNi,t,增加儲(chǔ)蓄以增加t+1期地消費(fèi)水平CNi,t+1，可視這一部分為預(yù)防性儲(chǔ)蓄的影響.總的影響將取決于這兩個(gè)方面的共同作用.當(dāng)利率的影響較大的時(shí)候，總變化表現(xiàn)為儲(chǔ)蓄減少，消費(fèi)增多；相反的，當(dāng)不確定對(duì)消費(fèi)的負(fù)的影響大于利率降低帶來的正的影響的時(shí)候，總變化表現(xiàn)為儲(chǔ)蓄增多，而消費(fèi)減少.

結(jié)合我國(guó)1992年以來的經(jīng)歷的兩次實(shí)際情況，盡管一直降低利率，可是消費(fèi)水平增長(zhǎng)率一直減緩的現(xiàn)狀，可以解釋為后一種效應(yīng)超過了前一種.盡管利率下調(diào)對(duì)儲(chǔ)蓄有著負(fù)的影響，但其他不確定性的風(fēng)險(xiǎn)對(duì)儲(chǔ)蓄產(chǎn)生更大的正的影響，即預(yù)防性儲(chǔ)蓄對(duì)我國(guó)居民消費(fèi)水平產(chǎn)生了顯著的影響.

由于計(jì)算風(fēng)險(xiǎn)厭惡系數(shù)是十分困難的，θ、γ均為未知的參數(shù)，因此很難對(duì)（15）式、（16）式進(jìn)行回歸分析.我們注意到不確定部分可以很清楚的分解為兩部分（著名的股金溢價(jià)之謎說明了計(jì)算風(fēng)險(xiǎn)厭惡系數(shù)十分困難.這里參考陳彥斌，徐緒松在“預(yù)防性儲(chǔ)蓄模型及其不確定性分解”（《數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究》2003年第2期）中對(duì)不確定性的分解）：一方面來自利率波動(dòng)的不確定性部分，即而另一方面則來自非耐用品消費(fèi)增長(zhǎng)本身的不確定性部分，即vart[△lnCNi,t+1].

首先對(duì)利率和非耐用品消費(fèi)增長(zhǎng)的條件方差進(jìn)行分解：

同樣的，對(duì)利率與資本存量增長(zhǎng)的條件方差進(jìn)行分解：

將（17）式、（18）式分別代入（15）式、（16）式可得：

這樣，在（19）式和（20）式中，我們可以看到，四個(gè)解釋變量中已經(jīng)不再包含相對(duì)風(fēng)險(xiǎn)厭惡系數(shù)了.將這四個(gè)解釋變量分別定義為：x1=Et[ln（1+rt+1）]，x2=Vart[ln（1+rt+1）]，x3=Vart[△lnCNt+1]，x4=Vart[△lnKi,t+1].則有以下非線性回歸方程：

如果能夠求出了利率的條件方差，非耐用品消費(fèi)的條件方差，以及由耐用品積累而成的各期固定資產(chǎn)的條件方差，就可以對(duì)以上兩個(gè)方程進(jìn)行非線性回歸，并最終具體求出預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)的顯著性.本文旨在分析中國(guó)居民消費(fèi)率持續(xù)下降率的成因，并非一篇實(shí)證分析的論文，而且前面已經(jīng)提到各種不確定性的度量方法對(duì)于實(shí)證分析的結(jié)果影響較大，回歸分析結(jié)果對(duì)本文意義不大，同時(shí)考慮到數(shù)據(jù)收集和計(jì)算的復(fù)雜性，在此不對(duì)具體的影響進(jìn)行度量（具體計(jì)算時(shí)可以用GARCH模型來模擬利率的條件方差和消費(fèi)增長(zhǎng)率的條件方差，對(duì)預(yù)防性儲(chǔ)蓄進(jìn)行實(shí)證分析.首先對(duì)利率和耐用品消費(fèi)增長(zhǎng)率的時(shí)間序列數(shù)據(jù)用GARCH模型檢驗(yàn)是否存在GARCH效應(yīng)，如果該效應(yīng)顯著，求得利率條件方差和消費(fèi)增長(zhǎng)率的條件方差，再將二者條件標(biāo)準(zhǔn)差的時(shí)間序列數(shù)據(jù)代入方程（21）式和（22）式，對(duì)之進(jìn)行非線性回歸）.

4 結(jié)論

總的來說：轉(zhuǎn)軌帶來不確定因素增加使居民對(duì)未來的不確定性預(yù)期增強(qiáng).人們?cè)诳紤]收入的支配時(shí)，防患意識(shí)明顯提高.與此同時(shí)，與轉(zhuǎn)軌時(shí)期改革相適應(yīng)的各種制度也相應(yīng)發(fā)生了巨大的變化，由此所帶來的不確定因素使中國(guó)居民面臨更多的未來消費(fèi)支出不確定性，這種未來消費(fèi)支出不確定性會(huì)進(jìn)一步增強(qiáng)居民對(duì)未來的不確定性預(yù)期，從而使人們?cè)诳紤]收入的分配時(shí)，防患意識(shí)明顯提高，預(yù)防性儲(chǔ)蓄會(huì)明顯增加，從而降低現(xiàn)期消費(fèi)，進(jìn)而導(dǎo)致1978年以來中國(guó)居民消費(fèi)率一直偏低且呈持續(xù)下降態(tài)勢(shì).所以，國(guó)家刺激居民消費(fèi)需求的政策應(yīng)著眼于合理矯正居民對(duì)制度的預(yù)期和未來消費(fèi)支出的預(yù)期，擴(kuò)張國(guó)內(nèi)居民的消費(fèi)需求，提高我國(guó)最終消費(fèi)比率，促進(jìn)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的良性發(fā)展.

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A

1673-260X（2011）10-0058-04