葉允最

摘 要：“三期疊加”背景下我國經(jīng)濟(jì)增長進(jìn)入了提質(zhì)增效的換擋期，儲(chǔ)蓄率過高而引致消費(fèi)需求不足已經(jīng)成為我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展瓶頸。本文實(shí)證分析了我國城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄的主要影響因素，結(jié)果表明，我國居民儲(chǔ)蓄總體規(guī)模依然較大、且發(fā)展快；城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、國民生產(chǎn)總值和存款實(shí)際利率對(duì)我國城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄呈正相關(guān)；A股籌資額、城鎮(zhèn)居民恩格爾系數(shù)與中國城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄呈負(fù)相關(guān)。

關(guān)鍵詞：新常態(tài)；城鎮(zhèn)居民；儲(chǔ)蓄；實(shí)證分析

一、引言

新常態(tài)背景下，我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)入了提質(zhì)增效的換擋期，經(jīng)濟(jì)發(fā)展的著力點(diǎn)由依靠對(duì)外出口拉動(dòng)轉(zhuǎn)為挖掘國內(nèi)市場(chǎng)潛力，擴(kuò)大內(nèi)需。近年來，我國居民存款儲(chǔ)蓄呈現(xiàn)跳躍式增長，2014年達(dá)到了1173735億元，是1990年的164.86倍，抑制了我國居民消費(fèi)水平，我國最終消費(fèi)支出占GDP比重由1990年的64.39%下降到2014年的51.76%。過高的儲(chǔ)蓄率，抑制消費(fèi)需求已經(jīng)成為我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展瓶頸。李克強(qiáng)總理在2016年政府工作報(bào)告中明確指出，要深挖國內(nèi)需求潛力，開拓發(fā)展更大空間，增強(qiáng)消費(fèi)拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長的基礎(chǔ)作用。Beck T&RossLevine（2013）實(shí)證模擬了中國居民儲(chǔ)蓄和生活水平的最優(yōu)水平，并構(gòu)建了儲(chǔ)蓄結(jié)構(gòu)與投資的有效轉(zhuǎn)化模型，為中國降低居民儲(chǔ)蓄率提供模型參考[1]。Terada-Hagiwara（2014）實(shí)證檢驗(yàn)了亞洲發(fā)展中國家儲(chǔ)蓄的影響因素，認(rèn)為人口結(jié)構(gòu)的變遷、收入水平、金融發(fā)展水平等是抬高亞洲發(fā)展中國家儲(chǔ)蓄率的主要因素[2]。宋明月，臧旭恒（2016）從微觀數(shù)據(jù)的角度指出不確定性收入對(duì)農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄行為影響顯著[3]。現(xiàn)有文獻(xiàn)大多著眼于單變量因素對(duì)我國居民儲(chǔ)蓄的影響，而少在模型中同時(shí)引入多變量影響因素，且多以我國居民為研究尺度，而忽視了農(nóng)村居民與城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄行為的區(qū)別。因此，本文針對(duì)城鎮(zhèn)居民的儲(chǔ)蓄構(gòu)建多變量的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，探討我國城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄的主要影響因素，以期在“三期疊加”背景下，降低我國儲(chǔ)蓄率，擴(kuò)大內(nèi)需提供有益借鑒。

二、我國城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄發(fā)展現(xiàn)狀

由圖1可以看出，我國儲(chǔ)蓄的增長速度高于我國經(jīng)濟(jì)總量的增長速度，且二者間的差額有不斷拉大的趨勢(shì)。在2008年之前，居民存款儲(chǔ)蓄總量小于國內(nèi)生產(chǎn)總值，且其增長的速度基本上與我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度保持一致，但2008年之后，我國居民儲(chǔ)蓄出現(xiàn)快速上升的發(fā)展趨勢(shì)，其總量由2008年的20.25萬億上升到2014年的117.37萬億，提高了5倍。同時(shí)，我國城鎮(zhèn)居民存款儲(chǔ)蓄總額也在2008年之后也出現(xiàn)了快速上升的趨勢(shì)，由2008年的13.94萬億上升到2014年的39.12萬億。這可能是在金融危機(jī)下，為了規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)而造成的居民儲(chǔ)蓄率的快速上升，并保持居高不下的水平。雖然我國居民儲(chǔ)蓄的總體規(guī)模很大，且保持著快速發(fā)展的勢(shì)頭，但人均居民儲(chǔ)蓄率卻相對(duì)較低。

三、我國城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄影響因素分析

在西方經(jīng)濟(jì)理論中，很多學(xué)者從不同的視角圍繞消費(fèi)—儲(chǔ)蓄函數(shù)對(duì)儲(chǔ)蓄的影響因素問題進(jìn)行解釋，也提出了很多理論，比如斯密的絕對(duì)收入假說、杜森貝利的相對(duì)收入假說、弗里德曼的持久收入假說和莫迪利亞尼的生命周期假說等，這些理論為研究我國城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄提供了理論借鑒。因此本文在參照這些研究成果的基礎(chǔ)上，結(jié)合我國社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的實(shí)際情況，選擇了以下變量作為影響我國城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄的主要因素。

（一）城鎮(zhèn)居民人均可支配收入

收入是城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄和消費(fèi)的主要資金來源，根據(jù)弗里德曼的持久收入假說理論，持久性收入是居民消費(fèi)和儲(chǔ)蓄的主要成分。當(dāng)城鎮(zhèn)居民的收入水平不斷提高的同時(shí)，城鎮(zhèn)居民的儲(chǔ)蓄也會(huì)相應(yīng)的提高，因此其與城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄呈正相關(guān)。

（二）存款利率

存款利率是存款利息與存款本金的比例，是消費(fèi)的機(jī)會(huì)成本。從理論上說，當(dāng)存款利率較高時(shí)，意味著消費(fèi)的機(jī)會(huì)成本也會(huì)隨著上升，居民就會(huì)將更多的錢投入銀行賺取利息，從而減少當(dāng)前的消費(fèi)支出；反之，居民會(huì)增加儲(chǔ)蓄或者將錢投入股市等，而不是將錢存入銀行。因此，儲(chǔ)蓄存款利率與城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄也是呈正相關(guān)關(guān)系。

（三）物價(jià)水平

物價(jià)水平越高，說明單位消費(fèi)所需要的支出就越多，能用于儲(chǔ)蓄的貨幣會(huì)相應(yīng)的減少。在名義利率不變的情況下，物價(jià)不斷上漲就會(huì)導(dǎo)致實(shí)際利率的下降，最終會(huì)導(dǎo)致居民存在銀行的錢所獲得的利息會(huì)減少，從而驅(qū)使人們減少儲(chǔ)蓄。同時(shí)，物價(jià)上漲意味貨幣購買力的下降，從而影響儲(chǔ)蓄的下降。因此，物價(jià)水平與城鎮(zhèn)居民的儲(chǔ)蓄呈反向關(guān)系。

（四）A股籌資額

證券市場(chǎng)對(duì)居民的儲(chǔ)蓄具有一定的分流作用，當(dāng)證券市場(chǎng)的收益比銀行存款利率高時(shí)，證券市場(chǎng)就會(huì)吸引更多的投資者，但是證券市場(chǎng)具有一定的風(fēng)險(xiǎn)性，作為對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的補(bǔ)償，其收益率一般都會(huì)比銀行存款率相對(duì)要高。[17]因此，A股籌資額與城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄呈反向關(guān)系。

（五）GDP

國內(nèi)生產(chǎn)總值對(duì)儲(chǔ)蓄也會(huì)產(chǎn)生影響，一國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，經(jīng)濟(jì)發(fā)展越穩(wěn)定，居民生活水平會(huì)相應(yīng)的提高，其收入水平的提高使他們有跟多的閑散資金用于儲(chǔ)蓄。

（六）城鎮(zhèn)居民就業(yè)人數(shù)

城鎮(zhèn)居民的就業(yè)率越高，他們有了收入來源，除了將一部分用于消費(fèi)，他們會(huì)將一部分收入作為儲(chǔ)蓄支出。[19]因此，城鎮(zhèn)居民就業(yè)人數(shù)的提高也會(huì)促進(jìn)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄的提高。

（七）城鎮(zhèn)居民恩格爾系數(shù)

城鎮(zhèn)居民恩格爾系數(shù)是指城鎮(zhèn)居民的在食品消費(fèi)上的支出占個(gè)人消費(fèi)支出總額的比重。[20]城鎮(zhèn)居民恩格爾系數(shù)的大小是衡量城鎮(zhèn)居民生活水平的重要因素，家庭收入越少，家庭中用于食物中的消費(fèi)支出就越大。城鎮(zhèn)居民的恩格爾系數(shù)表征了城鎮(zhèn)居民的生活水平，當(dāng)恩格爾系數(shù)越大，城鎮(zhèn)居民用于食物消費(fèi)支出就會(huì)越大，從而導(dǎo)致儲(chǔ)蓄水平的降低。

（八）制度因素

制度因素對(duì)在社會(huì)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展過程具有深刻的影響，合理的制度安排會(huì)提高社會(huì)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的效率，降低交易的成本，同時(shí)制度因素也會(huì)影響居民對(duì)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的心理預(yù)期，從而影響居民的儲(chǔ)蓄行為。

四、我國城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄影響因素的實(shí)證分析

（一）模型的設(shè)定

秉承系統(tǒng)性、層次性和可操作性原則，本文選取城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄（CX）作為被解釋變量，并引入7個(gè)解釋變量，分別是：城鎮(zhèn)居民可支配收入（SR）、存款實(shí)際利率（LL）、物價(jià)水平（CPI）、A股籌資額（AG）、國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）、城鎮(zhèn)居民就業(yè)人數(shù)（JY）、城鎮(zhèn)居民恩格爾系數(shù)（ER）。并構(gòu)建如下的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型[4]：

（二）數(shù)據(jù)來源及處理

相關(guān)數(shù)據(jù)均來源于1991年～2015年的《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、1990年～2014年的《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》以及中國經(jīng)濟(jì)信息網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫。由于各項(xiàng)指標(biāo)的度量單位不同，具有不同的性質(zhì)含義，因此本文采用上限效果測(cè)度法對(duì)各指標(biāo)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，其處理過程如下[5]：

（三）模型的檢驗(yàn)

1、單位根檢驗(yàn)

直接用非平穩(wěn)的時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析會(huì)造成“偽回歸”等不良后果[6]。本文通過Eviews8軟件，對(duì)選取的變量數(shù)據(jù)序列進(jìn)行ADF檢驗(yàn)（見表1）。

由表1可知，變量lnCZ、lnRGDP在相應(yīng)的顯著性水平下均不能拒絕存在單位根的原假設(shè)，即都是非平穩(wěn)的時(shí)間序列數(shù)據(jù)。在對(duì)其進(jìn)行一階差分之后，在10%的顯著性水平下均能拒絕存在單位根的原假設(shè)，即服從I（1），符合進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)的條件[7]。

2、參數(shù)估計(jì)

在以上檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，本文通過Eviews8軟件對(duì)模型進(jìn)行OLS估計(jì)，估計(jì)結(jié)果如表2所示。

在模型1中的擬合優(yōu)度達(dá)到了0.99以上，說明模型的整體擬合程度較好；F=378.812，且Prob=0，說明回歸方程總體顯著；D.W僅為1.144，可能表明模型存在較弱的自相關(guān)性，需做進(jìn)一步的檢驗(yàn)；從經(jīng)濟(jì)意義上看，物價(jià)指數(shù)（CPI）的系數(shù)為負(fù)，且其t值為1.308647，小于α=0.05的顯著性水平下，自由度為25的臨界值1.708，沒有通過t檢驗(yàn)。

為了消除模型1中可能存在的自相關(guān)性，在模型1中引入AR（1）進(jìn)行修正，并將沒有通過t檢驗(yàn)的lnCPI剔除，然后進(jìn)行OLS估計(jì)，得出模型2的估計(jì)結(jié)果。模型2的R2=0.992798，R2=0.98959，說明模型的整體擬合程度較好；變量城鎮(zhèn)居民就業(yè)人數(shù)（lnJY）的t值為1.419006<1.708，沒有通過t檢驗(yàn)；模型2的D.W=1.44<2，殘差序列可能存在自相關(guān)性，需要對(duì)其殘差項(xiàng)進(jìn)行LM檢驗(yàn)，結(jié)果如表3所示。

由表3可知，F(xiàn)=2.004758，且其概率p=0.1014>0.05；P（LM）=0.1059>0.05，不能拒絕原假設(shè)，所以認(rèn)為模型2的殘差序列不存在自相關(guān)性。

最后，在模型2的基礎(chǔ)上將沒有通過t檢驗(yàn)的lnJY剔除，并進(jìn)行OLS估計(jì)得到模型3的估計(jì)結(jié)果。模型3的擬合優(yōu)度由0.9927變?yōu)?.9933，取得了更好的擬合效果；F檢驗(yàn)上：在α=0.05的顯著性水平下，F(xiàn)=513.8676>F0.05（5，25）=2.6，且其對(duì)應(yīng)的概率值P=0，說明模型3在整體上能夠?qū)Ρ唤忉屪兞窟M(jìn)行解釋；T檢驗(yàn)上：在α=0.05的顯著性水平下，根據(jù)t分布表，t（25）=1.078，而t（C）=0.805<1.708、t（SR）=1.6496<1.708、t（LL）=1.464931<1.708、|t（AG）|=|-1.1649|<1.708、t（GDP）=1.7084<1.708、|t（ER）|=|-0.4742|<1.708，說明常數(shù)項(xiàng)（C）、城鎮(zhèn)居民可支配收入（SR）、存款實(shí)際利率（LL）、國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）、A股籌資額（AG）、城鎮(zhèn)居民恩格爾系數(shù)（ER）都通過了T檢驗(yàn)，他們對(duì)我國城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄均有顯著的影響。D.W檢驗(yàn)上：D.W=1.581941，根據(jù)D.W檢驗(yàn)的上下界表可以知道，在5%的顯著性水平下，n=25，K=4的上下限分別為DL=1.18，DU=1.65，所以DLDU，說明模型3沒有存在序列自相關(guān)問題?？梢?，模型3的估計(jì)效果良好，滿足各項(xiàng)要求，可以對(duì)中國城鎮(zhèn)居儲(chǔ)蓄與影響因素間的變動(dòng)關(guān)系進(jìn)行較好的揭示。

3、模型結(jié)果分析

根據(jù)模型3的檢驗(yàn)結(jié)果可以看出：首先，解釋變量lnSR、lnGDP、lnLL的系數(shù)都是正的，與城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄呈正相關(guān)，且他們每上升一個(gè)單位，就會(huì)對(duì)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄分別上升0.217、0.3798、0.209個(gè)單位；其次，變量lnAG、lnER的系數(shù)為負(fù)數(shù)，與城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄呈負(fù)相關(guān)，且其每上升一個(gè)單位，就會(huì)對(duì)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄分別上升0.166、0.129個(gè)單位；最后，根據(jù)模型1和模型2的估計(jì)結(jié)果，將變量lnCPI、lnJY從模型中剔除，說明物價(jià)指數(shù)和城鎮(zhèn)居民就業(yè)人數(shù)對(duì)中國城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄的影響并不顯著。

五、對(duì)策建議

（一）適度擴(kuò)大內(nèi)需，著力加強(qiáng)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革

李克強(qiáng)總理在2016年政府工作報(bào)告中明確指出，深挖國內(nèi)需求潛力，開拓發(fā)展更大空間；增強(qiáng)消費(fèi)拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長的基礎(chǔ)作用。因此，我國應(yīng)當(dāng)促進(jìn)原有消費(fèi)的轉(zhuǎn)型升級(jí)，適度培育和擴(kuò)大新的消費(fèi)增長點(diǎn)，擴(kuò)大需求總量的同時(shí)著力加強(qiáng)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，提高供給體系的質(zhì)量和效率；破除制約消費(fèi)行為的政策障礙，建立健全消費(fèi)公共服務(wù)的保障機(jī)制，營造良好的消費(fèi)外部環(huán)境，增強(qiáng)居民的消費(fèi)信心。

（二）鼓勵(lì)大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新，提高城鎮(zhèn)居民生活水平

在大眾創(chuàng)新、萬眾創(chuàng)業(yè)的時(shí)代背景下，政府應(yīng)當(dāng)積極引導(dǎo)城鎮(zhèn)人口順利就業(yè)，增加城鎮(zhèn)居民的可支配收入。

一方面，政府部門可以加大對(duì)城鎮(zhèn)勞動(dòng)力的就業(yè)技能培訓(xùn)，提高就業(yè)水平。另一方面，政府部門應(yīng)當(dāng)出臺(tái)相應(yīng)的配套優(yōu)惠政策，鼓勵(lì)城鎮(zhèn)剩余勞動(dòng)人口參與創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)，轉(zhuǎn)移城鎮(zhèn)剩余拉動(dòng)力。

（三）建立合理的利率制定機(jī)制，以發(fā)揮市場(chǎng)的基礎(chǔ)作用

利率水平與中國城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，利率的提高會(huì)形成城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄行為內(nèi)在激勵(lì)，因此利率水平的確定應(yīng)當(dāng)根據(jù)國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展的實(shí)際水平和反映市場(chǎng)運(yùn)行狀況的實(shí)際情況，以便發(fā)揮市場(chǎng)在配置社會(huì)資本的基礎(chǔ)性作用，從而提高經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的效率。

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