馬喜立

(1.華夏銀行博士后科研工作站，北京100032；2.清華大學博士后科研流動站，北京100084)

改革開放以來，中國居民總儲蓄率一直居高不下，并且持續(xù)上升，Shiller認為中國的儲蓄率是所有大國里最高的[1]。一方面，與改革開放幾乎同步實行的計劃生育政策推動了中國人口年齡結構的迅速轉型，這為評估生育率的外生變化對儲蓄率的影響，以及檢驗生命周期理論提供了新的視角。另一方面，中國宏觀經(jīng)濟環(huán)境發(fā)生較大變化，導致居民收入不確性加大，這就產(chǎn)生了一種怪象：在某些真實利率為負的年份中，居民并未因此而減少收入中的儲蓄比例，平均儲蓄傾向反而呈現(xiàn)穩(wěn)中有升的趨勢。因此，分析人口結構變化、收入不確定性對儲蓄率的關系具有較重要的實踐意義。

近年來，不同學者從多個角度研究了高儲蓄率問題，毛盛志等[2]構建了三期世代交疊模型，比較了異質(zhì)主體進城務工和永久定居的農(nóng)民工儲蓄率的差異性，采用CHIP2013年數(shù)據(jù)進行實證研究，發(fā)現(xiàn)戶籍制度導致了進城務工的農(nóng)民儲蓄率顯著高于永久定居的農(nóng)民，并提出深化戶籍改革制度。徐麗芳等[3]研究了金融發(fā)展程度對企業(yè)和家庭儲蓄率的影響，并采用1973-2005年世界銀行的跨國數(shù)據(jù)進行動態(tài)面板回歸分析，發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展程度越高則家庭儲蓄動機越弱，企業(yè)儲蓄動機也降低而投資需求增加。汪德華和李瓊[4]通過測算政府資金流量，基于財稅的視角，分析了政府儲蓄情況，并對比了中美英德日五國的政府儲蓄各構成項數(shù)據(jù)，結果表明，扣除社保繳款后的宏觀稅負過高是導致中國政府儲蓄率過高的重要因素,也是高于其他國家儲蓄率的主要原因。吳偉東[5]采用上海、深圳和天津三地調(diào)查的微觀數(shù)據(jù),通過分位數(shù)回歸分析,醫(yī)療保險是影響農(nóng)民工儲蓄水平的原因，兩者呈現(xiàn)顯著的正向作用關系，且這種作用強度隨著0.25、0.5和0.75的分位的提高而明顯降低。席晶等[6]采用2000-2010年的省際面板數(shù)據(jù)對儲蓄率和經(jīng)濟增長率的關系進行格蘭杰因果關系檢驗，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟增長率與儲蓄率呈現(xiàn)同向變動，且這種變動關系幾乎不存在區(qū)域異質(zhì)性。陳瑞[7]提出了采用組內(nèi)差分方法估計預防性儲蓄動機強度與消費者異質(zhì)性關系的分析思路，這種思路需要在調(diào)查獲取異卵雙胞胎相關數(shù)據(jù)后方能估計預防性儲蓄動機強度。李雪松和黃彥彥[8]構建了內(nèi)生轉換模型校正樣本選擇性偏誤，采用CHFS數(shù)據(jù)進行實證研究，發(fā)現(xiàn)房價上漲是家庭居民儲蓄決策的重要影響因素,并且，在房地產(chǎn)上行階段，房價越上漲而居民越儲蓄，這是由于人們不得不為購房而儲蓄，也不得不為償貸而儲蓄。李燕橋等[9]探討了消費信貸對居民儲蓄率的影響效果，基于2004-2011年省級城鎮(zhèn)居民數(shù)據(jù)的動態(tài)面板GMM估計量結果顯示，在控制其他因素影響的前提下，消費信貸在一定程度上抑制城鎮(zhèn)居民的儲蓄意愿，大致的數(shù)量關系是消費信貸增加100個百分點,儲蓄率下降4個百分點。李蕾和吳斌珍[10]從中國家庭結構的視角為“年齡結構—儲蓄率”的非倒U型關系提供了一個分析框架:年輕人生活成本高，更傾向于選擇依賴父母承擔部分日常消費成本，導致儲蓄率高；而老年人養(yǎng)老保障不完善，對突如其來的病痛難以抵擋，在沒有額外生活來源的情況下，被迫儲蓄更多，這種內(nèi)生選擇性導致了非倒U型關系。陳斌開和楊汝岱[11]采用UHS2002-2007年面板數(shù)據(jù)，從土地供給、住房價格的角度分析了居民儲蓄，結果表明：房價上漲時，居民更傾向于購房儲蓄，且房價上升100個百分點,儲蓄率相應上升67個百分點,以土地供給作為房價的工具變量進行2SLS回歸，也證實了土地供給通過作用房價而影響儲蓄率。

更多學者則從人口結構的角度分析了對儲蓄率的影響。Higgins發(fā)現(xiàn)，在亞洲國家，人口結構會抑制儲蓄[12,13]。傅程遠利用區(qū)域面板數(shù)據(jù)，以人口結構因素進行分析，發(fā)現(xiàn)人口增長率與儲蓄率負向相關[14]。高冉等通過構建三期疊加模型，得出嬰兒出生率和老年撫養(yǎng)比會使居民減少儲蓄[15]。也有學者得出了不同結論，趙昕東研究發(fā)現(xiàn)，人口老齡化促使居民增加儲蓄[16]。還有一些文獻則關注到收入不確定性對儲蓄的影響。沈坤榮使用中國綜合社會調(diào)查數(shù)據(jù)檢驗了不確定性對城鎮(zhèn)居民儲蓄率的影響，分位數(shù)回歸結果表明收入不確定性的影響強度隨儲蓄率分位的上升而下降[17]。李超利用2010-2014年的中國家庭微觀調(diào)查數(shù)據(jù)進行面板分析，發(fā)現(xiàn)老齡化導致預防性儲蓄動機，這種不確定性感受對儲蓄率產(chǎn)生正向影響，且作用程度的強度大于生命周期消費模式對儲蓄率的負向影響程度[18]。

基于此，可以發(fā)現(xiàn)既有的研究多采用宏觀層面的數(shù)據(jù)，或者是僅分析人口結構對儲蓄率的影響，或者僅分析不確定性對對儲蓄率的影響，本文將人口結構、不確定性對儲蓄率影響納入一個經(jīng)濟系統(tǒng)中進行分析，并采用不同的計量方法來研究，同時通過對西部①、非西部地區(qū)分別進行回歸分析，以得到穩(wěn)健的結果。

一、 模型設定和估計

經(jīng)典經(jīng)濟學以建構性的理性主義為基礎，強調(diào)經(jīng)濟系統(tǒng)應當存在著一般均衡。因此，從均衡的角度出發(fā)，西方個人儲蓄理論的目標必然是著重解釋個人是如何實現(xiàn)一生效用最大化的。在確定性的條件下，效用最大化的計算進而個人儲蓄量的確定都是很容易的。然而，現(xiàn)實中卻充滿著不確定性，這使我們不得不懷疑經(jīng)典經(jīng)濟學中的理性人假設在現(xiàn)實中的可行性，也促使我們必須從真正意義上的不確定性角度，重新考慮個人的儲蓄行為。顯然，如果個人對不確定性的感受程度為0，那么也就沒有儲蓄的意愿或者儲蓄意愿很低。在計劃經(jīng)濟時期，中國政府采用“大鍋飯”式的方法安排居民工作，個人生活已經(jīng)被政府分配好，儲蓄動機被完全的確定性限制住，因此個人的儲蓄意愿相當?shù)?。隨著改革開放的不斷深入，風險由集中控制向分散化轉變，個人需要承擔的成本變得越來越大，如子女上學、住房商品化、失業(yè)下崗、醫(yī)療保健、退休養(yǎng)老等產(chǎn)生的支出。個人不可能再享受到計劃經(jīng)濟時期的那種社會保障，更多地需要依靠自己，這使得個人對不確定性的感受程度逐漸增加，參與儲蓄活動的動機也不斷增強?？梢姡淮_定性感受程度決定著個人儲蓄動機的強弱，進而決定著個人參與儲蓄活動的深度和廣度?；诖?，建立一個數(shù)理模型，然后對變量進行界定，最后查找面板數(shù)據(jù)并作統(tǒng)計性描述。

(一)模型設定

在持續(xù)性收入假說的條件下，家庭的消費和儲蓄決策可以簡單地表示為以下跨期最優(yōu)化問題：

(1)

st.Ai,t+j+1= (1+ri)Ai,t+j+1+

Yi,t+j-Ci,t+j

(2)

其中i表示某個家庭，t代表某個時期，A表示家庭財富擁有了，C表示家庭整體的消費水平，Y表示家庭的持久性收入，r、σ分別表示真實利率和選擇偏好。

求解最優(yōu)化問題，得出：

(3)

在消費者的邊際效用為凸函數(shù)的條件下，上式則可表述為以下形式：

(4)

結合本文的研究思路，構建如下計量模型：

Sit=β0+β1·UNit+β2·POPit+

(5)

式(5)中，i為省份；t為年份；Sit為居民儲蓄率；POPit為人口結構；UNit為不確定性；γi表示個體效應；γt表示時間效應；εit為隨機擾動項。Zk,it代表控制變量,根據(jù)對相關研究的梳理，選擇如下五類主要因素作為控制變量：人均GDP增長率、實際利率、城鄉(xiāng)收入比、總投資率、社會保障②。

(二)變量界定與數(shù)據(jù)描述

居民儲蓄率參照楊思家的做法[19]，采用城鎮(zhèn)人均可支配收入用于消費后的剩余值占人均可支配收入的比值來衡量；人口結構參照楊繼軍和張二震的做法[20]，采用少兒撫養(yǎng)比和老人撫養(yǎng)比之和來表示；收入不確定性參照汪浩瀚等的做法[21]，采用對均值收入偏離值的絕對值來表示。

選取2000-2014年29個省級城市的面板數(shù)據(jù)，剔除西藏和重慶兩個區(qū)域③，數(shù)據(jù)來源于各省市統(tǒng)計年鑒、區(qū)域統(tǒng)計年鑒以及萬德數(shù)據(jù)庫。數(shù)據(jù)統(tǒng)計性描述如表1所示。

表1 各變量的描述性統(tǒng)計

二、 實證分析

分別采取不同的模型來估計不確定性、人口年齡結構對城鎮(zhèn)居民儲蓄率的影響，并分地區(qū)回歸估計來進行穩(wěn)健性檢驗，回歸結果如表2 所示。

表2 靜態(tài)回歸結果

注：括號內(nèi)的數(shù)字為對應系數(shù)的標準差，而***、**、*分別代表1%、5%、10%的顯著性水平

從表2的估計結果來看，盡管不同方法估計的系數(shù)存在一些差別，但主要結論是一致的。模型1顯示，不確定性收入的估計系數(shù)分別約為0.83，且在1%的水平上統(tǒng)計顯著，并大于其他回歸模型中的系數(shù)。從擴大居民消費、降低儲蓄率的角度出發(fā)，相關的宏觀調(diào)控政策應重點著眼于提高居民的持久收入，因為城鎮(zhèn)居民更加傾向于將收入的暫時性增加轉化為儲蓄，而不是用于消費。而人口結構的估計系數(shù)為0.80，在1%的水平上統(tǒng)計顯著，并大于其他回歸模型中的系數(shù)。進入21世紀以來，由于受嚴格的計劃生育政策的影響，少兒撫養(yǎng)比大幅下降，老人撫養(yǎng)比穩(wěn)步上升；一方面，勞動年齡人口的減少導致家庭消費支出相對減少，儲蓄增加；另一方面，人口老齡化進一步導致了儲蓄率的上升。就我國現(xiàn)階段全面放開二胎政策而言，將有助于減少居民儲蓄率。在模型1中加入儲蓄率滯后一期的變量進行動態(tài)面板回歸分析，得到模型2，結果顯示不確定性、人口年齡結構系數(shù)符號仍為正值，這一結果支持了模型1的結論。

模型3和4顯示：西部地區(qū)收入不確定性系數(shù)約為0.83，遠大于非西部地區(qū)。這表明西部地區(qū)對不確定性感受更為敏感，為面對未來發(fā)生的不確定性時間，西部地區(qū)居民將儲蓄更多。而西部地區(qū)人口年齡結構系數(shù)約為0.46，與非西部地區(qū)較為接近。這表明兩地區(qū)城鎮(zhèn)居民儲蓄受人口結構變化的影響差異不大。由此可知，模型3和模型4的結果也支持了模型1和模型2的結論。

在控制變量方面，大多的結果表明：人均GDP增長率、城鄉(xiāng)收入比、總投資率對城鎮(zhèn)居民儲蓄率存在顯著的正向影響，而社會保障顯著降低了城鎮(zhèn)居民儲蓄率。整體而言，在考慮了不同的因素影響后，本文的研究結果仍然是穩(wěn)健的。

三、 結論與展望

從城鎮(zhèn)居民人口結構、收入不確定性兩個因素分析了對儲蓄率的影響，并采用2000-2014年省級面板數(shù)據(jù)進行了實證檢驗。研究結結果表明：人口結構、收入不確定性顯著促進了居民增加儲蓄，且前者因素的影響無差異，而后者因素的影響在西部地區(qū)的作用強度要高于非西部地區(qū)；此外，實際利率、社會保障水平對居民儲蓄率反而起到顯著的抑制作用，這一結論是穩(wěn)健的。

本文結論至少有三方面的政策含義。一是我國已經(jīng)進入老齡化趨勢，老年人口規(guī)模以較高的速度逐年保持增長，導致老年撫養(yǎng)比的上升，老年人口消費訴求與日俱增，勞動力人口經(jīng)濟負擔加重。新生兒人口出生率并未出現(xiàn)明顯的增長，“二孩”政策對提升人口出生率作用有限。然而，嬰兒潮預期有望提高國內(nèi)居民消費水平，催生國內(nèi)的嬰童經(jīng)濟。不過，隨著國民教育水平的不斷提升，帶來的“工程師紅利”將會給勞動力人口帶來額外的勞動收入，從而增加勞動力人口的購買力。二是全面發(fā)展社會保障事業(yè)，盡管養(yǎng)老、醫(yī)療等基本保險覆蓋面已有了大幅提升，但仍需要重視非國有企業(yè)、非行政單位人員的社會保障。三是儲蓄率高④的直接原因是社會保障體系不健全，居民不敢持續(xù)消費，如此一來，高儲蓄率便會轉化為銀行貸款流入市場，在其他投資渠道匱乏的情況下，大部分資金流向了房地產(chǎn)，導致房價泡沫，進一步的危害是實體經(jīng)濟長期被擠壓，這對整個國家的經(jīng)濟持續(xù)增長提出了嚴重挑戰(zhàn)，建議各級政府完善社會保障體系，鼓勵居民消費，由過去的投資、出口拉動經(jīng)濟增長的模式逐步轉變消費、投資、出口共同拉動。

就目前我國情況而言，要使儲蓄率保持在一個合理的水平并不樂觀，從近五年的情況來看，2014年至2018年，我國居民儲蓄率呈現(xiàn)持續(xù)下降的趨勢，與此同時，居民家庭杠桿率⑤由33%升至49%。這對商業(yè)銀行業(yè)務將會產(chǎn)生重要的影響，一方面，居民儲蓄存款占到商業(yè)銀行總存款的絕大部分，若儲蓄存款增長面臨“枯竭”，將會導致“負債荒”，影響金融市場的流動性和貨幣政策的穩(wěn)定性；另一方面，商業(yè)銀行的傳統(tǒng)存貸收入比重下降，資管業(yè)務及相關中間業(yè)務的風險積聚程度加大，迫于利潤增長壓力，商業(yè)銀行將面臨巨大壓力。自此，深化金融改革勢在必行。來自銀保監(jiān)會的統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，2017年底我國資產(chǎn)管理業(yè)務的總規(guī)模超過100萬億元，其中銀行理財約30萬億元，證券基金機構資管約54萬億元，資金類信托資產(chǎn)約21.9萬億元。資管規(guī)模的快速增長在促進了國民經(jīng)濟和金融市場發(fā)展的同時，也積累了內(nèi)部的潛在風險。在資管體系中，銀行既是資管產(chǎn)品的管理人，比如銀行發(fā)行理財產(chǎn)品，并作為管理人進行資產(chǎn)投資；又是資管產(chǎn)品的投資人，比如投資其他銀行的理財產(chǎn)品、券商資管產(chǎn)品等。在以往的業(yè)務實踐中，金融同業(yè)之間以及銀行與非銀投資者之間存在隱性剛兌的默契。作為資管產(chǎn)品管理人，銀行如何更好地識別投資資產(chǎn)的風險，以及作為投資人，銀行如何更好地識別資管產(chǎn)品本身的風險。在資管業(yè)務迅猛發(fā)展的同時，因前期政策寬松堆積的風險和問題逐漸暴露，資管業(yè)務風險的“早識別、早預警”就顯得尤為重要。

展望未來，仍需要關注兩個方面的問題：一方面，提高居民收入，創(chuàng)造良好的投資環(huán)境。按照傳統(tǒng)的復蘇、繁榮、衰退和蕭條四階段來劃分整個經(jīng)濟周期的話，目前國內(nèi)的經(jīng)濟環(huán)境應該是處于第四個階段——蕭條階段。經(jīng)濟出現(xiàn)復蘇和繁榮時需求仍然是上行的，而衰退和蕭條階段總需求是下行的，衰退和蕭條的不同在于，整個經(jīng)濟經(jīng)歷繁榮階段時下游由于需求景氣帶來的通脹往上游傳導，呈現(xiàn)出上游基礎工業(yè)品價格較高，一旦開始步入總需求下行時，就會出現(xiàn)所謂的“滯漲”，目前，上游資源品價格上漲，但是總需求確實下降的，而整體經(jīng)濟也已經(jīng)正式步入“蕭條”階段，這個時候總需求仍然是下行的，而包括上游企業(yè)在內(nèi)的各行各業(yè)都步入了下行周期，今年整個股票市場上市公司盈利增速下行并不是偶然。另一方面，傳統(tǒng)意義的人口紅利其實在逐漸消失，勞動年齡人群結構呈年長化趨勢。中國經(jīng)濟過去20年的高速發(fā)展實際上是人口紅利，尤其是1962-1973年和1985-1989年這兩波人口紅利的疊加推動的。結婚人數(shù)過去十年出現(xiàn)飆升：2002年的結婚登記人數(shù)是1 572萬人，隨后出現(xiàn)了迅速的飆升，躍升到2013年的2 694萬人，這對于中國地產(chǎn)、固定資產(chǎn)投資以及國民經(jīng)濟的各種消費，都是一個根本性的影響。如果按照新出生人口測算，結婚登記人數(shù)又會迅速跌到2025年的1 211萬人，中國人口年齡逐漸呈現(xiàn)出老年化。

結語

關于城鎮(zhèn)居民儲蓄，歸根結底在于儲蓄動機。影響一個人是否儲蓄主要取決于主觀意愿，即儲蓄動機；而儲蓄動機能否實現(xiàn)則取決于客觀能力，即收入水平。前者是儲蓄行為的充分條件，后者是必要條件，二者缺一不可。不論收入有多少，若無動機，個人就不會儲蓄；有儲蓄動機但收入不足，也無法進行儲蓄。在前面的分析中，已經(jīng)說明儲蓄動機決定于個人對不確定性的感受，而影響個人不確定性感受程度的因素有很多，如收入水平、財產(chǎn)、年齡、職業(yè)、地理位置、社會關系、學歷、家庭等，可將它們簡單分為兩類：收入因素和非收入因素，二者共同決定著個人對不確定性的感受程度，進而決定著儲蓄動機強度。例如，一個人的收入水平很低，但如果他有很強的融資能力或一定的財富積累，仍然可以從容面對未來的不確定性，因此他的儲蓄意愿就可能較低?？梢?，在應對未來不確定性時，非收入因素和收入因素存在互補效應。也就是說可以將非收入因素和收入因素視為財富的兩種形態(tài)，這樣二者之間便可以比較。進而，二者的組合便可形成類似于消費者行為理論中的替代品。

此外，就經(jīng)濟增長的動因來看，高儲蓄是能保證國家經(jīng)濟飛速發(fā)展的重要外在因素。從銀行的層面來看，儲蓄率如果能保持在較高的水平，我國國有控股銀行也能有效保證經(jīng)濟運作所需資金的不斷供給，也即，即便實體企業(yè)在某些情況下面臨危機，銀行也能在高儲蓄率的推動下保持其持續(xù)的運營。除此之外，高儲蓄率還能有效對消費本質(zhì)進行轉化，而使其成為一種積累的形式。而就經(jīng)濟增長的內(nèi)在原因來看，主要存在兩種觀點——新古典觀點和結構主義觀點。新古典觀點認為，國民生產(chǎn)總值是資本、勞動力和技術積累長期作用的結果；結構主義觀點認為，經(jīng)濟增長是生產(chǎn)結構轉變的一個方面，在要素流動有限的情況下，勞動和資本從生產(chǎn)率較低的部門向生產(chǎn)率較高的部門轉移，加速經(jīng)濟增長。就整個經(jīng)濟范圍內(nèi)的研究而言，所有基本投入都可以劃分為資本和勞動兩大類，每一類投入又可以根據(jù)它在總產(chǎn)出的份額而被組合起來。總產(chǎn)出增長同資本和勞動加權平均增長的差別，則成為整個經(jīng)濟中權要素生產(chǎn)率增長的計量尺度。由此可以得出，第一，資本增長是經(jīng)濟增長的要素之一，但它的相對貢獻減少了。第二，勞動力也是經(jīng)濟增長的重要源泉之一，相對貢獻仍然下降了，且很多發(fā)展中國家出現(xiàn)了勞動力供給過剩。第三，資源再分配有助于促進經(jīng)濟增長，資本和勞動從農(nóng)業(yè)等傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)向其他生產(chǎn)率較高的產(chǎn)業(yè)轉移。第四，需求和貿(mào)易變化能夠像要素供給一樣影響經(jīng)濟增長。第五，經(jīng)濟增長和結構轉變是相互依存的，收入增長引起國內(nèi)需求和生產(chǎn)結構的變化，而提高投資率以及重新分配勞動力資源又會推動經(jīng)濟總量經(jīng)濟增長。無論是影響經(jīng)濟增長的外在因素還是內(nèi)在動因，只有兩者共同推動經(jīng)濟，才能使經(jīng)濟發(fā)展長期處于一個較好的水平。

注釋：

①根據(jù)國家統(tǒng)計局的劃分，西部地區(qū)包括四川、云南、貴州、廣西、甘肅、青海、寧夏、西藏、新疆、內(nèi)蒙古和重慶。

②采用財政支出占GDP比值。

③數(shù)據(jù)可得性較差故予以剔除。

④儲蓄率過高意味著銀行存款多，銀行利率水平低，其他增值渠道保障措施不完善，風險較大，無法實現(xiàn)財富增長，若通脹水平較高，實際購買力下降，財富間接縮水，從這個角度而言，對家庭來講普遍是不利的。

⑤指家庭債務占GDP的比重。