中部地區(qū)農(nóng)民預(yù)防性儲蓄行為分析：以山西省為例

渠鯤飛，楊晉華

（1.晉中學(xué)院 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，山西 晉中030600；2.晉華中學(xué)，山西 晉中030600）

多年來，山西人以善于存錢全國聞名，存款數(shù)額多次超過了全國平均水平。資料顯示，1990年之前山西省平均儲蓄傾向就達(dá)到10%。在隨后幾年中，這一數(shù)據(jù)經(jīng)過一度下降之后近年又有上漲趨勢。按照凱恩斯的消費(fèi)理論分析，隨著收入水平的提高，邊際消費(fèi)傾向會降低，進(jìn)而儲蓄會隨著收入的提高而增加。因此就有很多人把高儲蓄現(xiàn)象簡單歸因為收入的增加。改革三十多年來，我國人均收入有顯著提高，全國儲蓄普遍增加，山西也不例外。但山西收入增速，全國靠后：人均收入多年來，一直在全國二十位之后，人均存款卻一直在全國前十位。那些收入比山西省高的省份，并沒有山西的存款多，為此我們需要從理論和實證上進(jìn)行分析。

另一方面，近年來的金融危機(jī)，全球經(jīng)濟(jì)低迷，我國靠出口拉動的發(fā)展模式遇到了挑戰(zhàn)。投資拉動也遇到瓶頸，在這種背景下，拉動內(nèi)需，顯得尤為重要。我國作為農(nóng)業(yè)大國，農(nóng)村有7億多人口，2億多家庭，（2011年 《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》）消費(fèi)潛力巨大。深入分析農(nóng)民的消費(fèi)特點，啟動農(nóng)村消費(fèi)市場，有極強(qiáng)的現(xiàn)實意義?，F(xiàn)有的實證論文更多是從全國的數(shù)據(jù)出發(fā)，忽略各地區(qū)的區(qū)域特點。我國幅員廣大，區(qū)域發(fā)展不平衡，各區(qū)域消費(fèi)梯形和層次性存在差異，需要在研究中考慮各地區(qū)的特殊性。為此我們選擇山西省農(nóng)戶，作為中部地區(qū)代表來研究區(qū)域儲蓄特點。該省存款自改革開放以來，不論規(guī)模還是增幅都位于中部六省之首，有較強(qiáng)的典型性。

一、理論模型

（一）預(yù)防性儲蓄模型

1.消費(fèi)作為有效需求的核心，被認(rèn)為是拉動經(jīng)濟(jì)增長的三駕馬車之一，而過度的儲蓄會成為經(jīng)濟(jì)周期波動和長期停滯的主要根源。而消費(fèi)函數(shù)先后經(jīng)歷了相對收入假說，生命周期理論，持久收入理論，上述理論雖然各有側(cè)重，但卻都是在收入這個確定因素下分析消費(fèi)行為。

經(jīng)歷了確定性研究之后，越來越多的經(jīng)濟(jì)學(xué)家把注意力集中在不確定性對消費(fèi)的影響上。按照leland（1967）提出的定義，預(yù)防性儲蓄是風(fēng)險厭惡者為防范未來收入下降，而從當(dāng)期消費(fèi)中額外增加的儲蓄。對于普通的消費(fèi)者來說，如果未來的收入具有不確定性，就會產(chǎn)生預(yù)防性儲蓄動機(jī)。但如果是確定的，受高預(yù)期收入的影響，消費(fèi)者就會希望其消費(fèi)超過現(xiàn)在的收入。［1］其中代表性的是deaton和carro提出的緩沖儲備模型，它在理性生命周期假說中引入謹(jǐn)慎、缺乏耐心和流動性約束，認(rèn)為由于存在內(nèi)外流動性約束，消費(fèi)者只能增加財富積累來抵御風(fēng)險，即未雨綢繆的含義。該模型暗示，對于一個理性的消費(fèi)者來說，他有一個與其收入和收入風(fēng)險相適應(yīng)的財富目標(biāo)，當(dāng)實際財富低于該目標(biāo)時，預(yù)防性儲蓄動機(jī)就會增強(qiáng)。緩沖儲備模型的基本結(jié)構(gòu)如下：

消費(fèi)者的目標(biāo)是：

動態(tài)約束條件：

其中α是時間偏好率α＝1／ （1＋δ），δ是折現(xiàn)因子，E表示期望，而u（c）是相對風(fēng)險厭惡效用函數(shù)。R是固定利率，W、C、Y分別是對應(yīng)時間的非人力財富、消費(fèi)、勞動收入，P是持久收入，G是收入增長率，V、N都服從均值為1的對數(shù)正態(tài)分布，代表對收入的暫時沖擊。小標(biāo)t和t＋1代表時間。［2］

2.模型的兩個假設(shè)條件

（1）缺乏耐心

它的涵義是對于某位消費(fèi)者，如果他認(rèn)為等待成本大于延遲消費(fèi)的回報，他就會選擇現(xiàn)時消費(fèi)。這一條件的數(shù)學(xué)表達(dá)式：

通常情況下，G＝1。它是保證邊際消費(fèi)傾向為正的必要條件。

（2）流動性約束

Deaton假設(shè)借貸約束是外生的，即始終大于或等于零，消費(fèi)者不能負(fù)債。而Carroll則假設(shè)消費(fèi)者由于失業(yè)、生病，有可能為零，即某一時期的收入也為零。他已經(jīng)證明在這種情況下，消費(fèi)者的最優(yōu)選擇是增加儲蓄，而不是借貸。

在同時考慮內(nèi)外流動性的條件下，carroll和samwick用倒推法得到的模擬結(jié)果說明，財富與收入的不確定性，持久收入存在如下關(guān)系：

其中ω代表收入不確定性，β0，β1，β2，分別是常數(shù)項和變量系數(shù)。本論文根據(jù)研究需要，將財富Wt用儲蓄額St代替，即本論文基本模型是：

它的含義是影響農(nóng)戶儲蓄S的因素是持久收入P和 收入不確定性ω緩沖儲備考慮了流動性約束、缺乏耐心和謹(jǐn)慎三方面的特征，將預(yù)防性儲蓄理論推進(jìn)了一步。對深入實證分析居民的消費(fèi)提供了有力的工具。但這個模型隱含著一個重要假設(shè)是，消費(fèi)者的效用只與當(dāng)期的收入有關(guān)，這顯然不符合實際，為此需要引入習(xí)慣因素。

（二）加入習(xí)慣因素的模型

習(xí)慣形成是一種分析效用的理論，它的含義是本期消費(fèi)產(chǎn)生的效用不僅與本期的收入引致的消費(fèi)有關(guān)，還與消費(fèi)的增量有關(guān)。習(xí)慣存量是過去消費(fèi)的加權(quán)平均數(shù)。［2］通常假定是1，即當(dāng)期消費(fèi)產(chǎn)生的效用只與上一期的消費(fèi)有關(guān)。它的重要性在于它能降低預(yù)防性儲蓄的強(qiáng)度。它對我們分析儲蓄的啟示是，影響本期儲蓄的不僅與本期的收入有關(guān)，還與過去的儲蓄有關(guān)。結(jié)合儲蓄的特點，我們將公式 （5）調(diào)整為：

其中S′t是不存在習(xí)慣形成時儲蓄的合意值，δ是調(diào)整速度，0＜δ＜1，1－δ是習(xí)慣形成參數(shù)，St－1是上一期的儲蓄。（7）表明儲蓄的實際變動只是最優(yōu)變動的一部分，消費(fèi)的慣性越強(qiáng)，調(diào)整速度就越慢，這將導(dǎo)致消費(fèi)過度平滑。［3］

把 （7）代入 （6）經(jīng)整理得：

加上擾動項，就是本論文最終用以分析的模型，從模型看前一期的儲蓄影響越大，本期持久收入的邊際儲蓄傾向就越小，這是因為消費(fèi)者不習(xí)慣于生活水平的降低，為保持消費(fèi)水平的長期穩(wěn)定增長，不得不把持久收入中更大的比例來儲蓄。同時收入的不確定性對儲蓄的影響是負(fù)相關(guān)，這說明習(xí)慣因素迫使消費(fèi)者積累更多財富，來應(yīng)對收入波動對消費(fèi)的影響。

二、實證分析

（一）數(shù)據(jù)處理

根據(jù)上述分析，結(jié)合數(shù)據(jù)情況，建立如下分析模型：

（本文數(shù)據(jù)來自歷年 《山西省統(tǒng)計年鑒》，利用EVIEW6.0軟件處理）

1.為減小數(shù)據(jù)波動的影響，對儲蓄和收入均采用自然對數(shù)Ln.為了消除物價的影響，歷年消費(fèi)、儲蓄均經(jīng)過處理，本文采用 《中國統(tǒng)計年鑒》中的的歷年物價指數(shù)，以1980年為基期設(shè)為100，把歷年相關(guān)數(shù)據(jù)換算成可比數(shù)據(jù)，消除了價格影響。

2.用人均可支配收入Y代替持久收入P。Friedman認(rèn)為，對于普通消費(fèi)者，平均后的收入“暫時”成分趨向于零。因此收入的平均數(shù)等于持久收入的平均數(shù)，此處用平均收入代替持久收入。

3.對于不確定性指標(biāo)的選取，目前通用的做法是采取失業(yè)率和收入變化方差。但我國統(tǒng)計年鑒里只有城鎮(zhèn)失業(yè)率。收入變化方差準(zhǔn)確地衡量了收入的不穩(wěn)定性，可以作為不確定性的指標(biāo)，但由于對于平均指標(biāo)，總收入的波動基本上被相互抵消了，也只能放棄。另外可通過發(fā)放問卷調(diào)查方式，但限于人力物力一般不采取。上述三種方法在實際使用中都存在著困難。最終借鑒了國內(nèi)專家的作法，選取農(nóng)業(yè)產(chǎn)品價格變動率的平方，作為衡量不確定性的指標(biāo)。［4，5］

4.由于模型 （8）中存在著滯后被解釋變量St－1，與擾動項相關(guān)，需要找工具變量，經(jīng)過全面考慮，選LnSt－1的估計值LnS＇t－1，它一方面與LnSt－1高度相關(guān)，另一方面，與ut不相關(guān)。

5.由于時間跨度為30年，其中1997至2002年由于農(nóng)產(chǎn)品價格下降，醫(yī)療，教育費(fèi)用上漲，這幾年平均消費(fèi)傾向偏低，因此設(shè)置虛擬變量D，在這幾年取值為1，其他年份是0。

（二）模型估計結(jié)果

我們利用了工具變量，采用二階段最小二乘法，用EVIEW6.0軟件估計出如下結(jié)果：

Dependent Variable：LNS

Method：Least Squares

Date：07／31／12Time：17：29

Sample（adjusted）：1981 2010

Included observations：30after adjustments

Variable Coefficient Std.Error t－Statistic Prob.－2.116367 0.859511 －2.462293 0.0210 D 0.361467 0.127291 2.839693 0.0088 LNY 0.951205 0.274156 3.469575 0.0019 E－0.219620 0.252575 －0.869523 0.3928 LNS （－1） 0.217466 0.192732 1.128336 0.0199 R－squared 0.922388 Mean dependent var 4.645060 Adjusted R－squared 0.909970 S.D.dependent var 0.713128 S.E.of regression 0.213974 Akaike info criterion －0.094915 Sum squared resid 1.144619 Schwarz criterion 0.138618 Log likelihood 6.423729 F－statistic 74.27906 Durbin－Watson stat 1.474307 Prob （F－statistic）C 0.000000

（三）結(jié)果說明

結(jié)果顯示，除收入不確定性之外各解釋變量對儲蓄額的影響，在統(tǒng)計學(xué)上檢驗是顯著的，并且模型擬合優(yōu)度良好，說明數(shù)據(jù)對模型擬合的質(zhì)量高，估計結(jié)果是可靠的。

1.收入依舊是影響儲蓄的主要因素，數(shù)據(jù)顯示，三十年來，山西省農(nóng)民收入每增加1%，儲蓄就增加0.95%，儲蓄對收入的彈性偏高。

2.習(xí)慣形成參數(shù)的估計是0.217，即前一期的儲蓄增加1%，本期的儲蓄就增0.217%。說明，影響本期儲蓄的不僅有本期收入，習(xí)慣因素對該省儲蓄影響不容忽視。

3.收入的不確定性是導(dǎo)致居民存款增加的主要因素，當(dāng)收入風(fēng)險加大時，農(nóng)民傾向于增加存款。指標(biāo)的選取有待改進(jìn)。

4.從各個參數(shù)的關(guān)系，我們還可得出由于消費(fèi)的習(xí)慣因素，當(dāng)收入和不確定性改變時，農(nóng)民只能對當(dāng)期消費(fèi)進(jìn)行部分調(diào)整，調(diào)整系數(shù)的估計值是0.79。

四、結(jié)論

本文的研究表明，中部地區(qū)農(nóng)民的高儲蓄現(xiàn)象，可從以下幾方面來說明：

1.收入的不確定。絕大多數(shù)農(nóng)民的增收主要依靠農(nóng)作物生產(chǎn)和輔助性農(nóng)副產(chǎn)品生產(chǎn)，這些收入來源具有階段性、累積性的特點，受政策、自然條件及市場因素影響很大。

2.支出的不確定性。我國社會保障體系不完善，醫(yī)療、衛(wèi)生、教育、養(yǎng)老等社會保險覆蓋范圍還不大，在農(nóng)村則更為薄弱。在教育、養(yǎng)老、醫(yī)療等預(yù)期消費(fèi)壓力下，農(nóng)村居民的消費(fèi)心理障礙增加，致使其不敢大膽消費(fèi)，從而降低了消費(fèi)能力。

3.流動性的約束。當(dāng)前農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)不能有效保障農(nóng)業(yè)發(fā)展的有效需求，農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)規(guī)模小、覆蓋面低。農(nóng)民獲得貸款難度加大，受到的流動性約束強(qiáng)。

4.習(xí)慣形成的影響。啟動農(nóng)村消費(fèi)市場，必須對各種習(xí)慣因素給予考慮，農(nóng)民的消費(fèi)心理普遍較為謹(jǐn)慎。受農(nóng)村崇儉消費(fèi)觀念的影響，農(nóng)民形成“量入為出”的勤儉節(jié)約型消費(fèi)傳統(tǒng)，帶有預(yù)防性儲蓄傾向。在制定有關(guān)政策時，必須要有前瞻性，持續(xù)性。［6］

5.農(nóng)民的收入水平依舊是導(dǎo)致農(nóng)民高儲蓄的主要因素。而制約農(nóng)民增收的主要表現(xiàn)，在以下幾個方面：農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)薄弱，農(nóng)民增收基礎(chǔ)部不牢固；農(nóng)產(chǎn)品加工轉(zhuǎn)化能力不強(qiáng)，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不合理；農(nóng)產(chǎn)品技術(shù)含量偏低，農(nóng)民素質(zhì)有待提高；農(nóng)業(yè)組織化程度不高，農(nóng)戶難以承擔(dān)風(fēng)險。

［1］陳忠斌，蔡東漢.總消費(fèi)增長路徑選擇 ［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2012（2）：230－239.

［2］雷欽禮.增量效用函數(shù)：家庭消費(fèi)理論的重新構(gòu)建 ［J］.統(tǒng)計研究，2003（12）：7－12.

［3］杭斌.基于財富目標(biāo)的居民儲蓄行為 ［J］.統(tǒng)計研究，2008（2）：65－70.

［4］Carrol Coverland J and Weil，d.2000saving and growth with habit formation America Economic review ［J］.90.pp，390－406.

［5］羅楚亮.經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌，不確定性與城鎮(zhèn)居民消費(fèi)行為 ［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2004（4）：100－106.

［6］徐瑞娥.關(guān)于我國農(nóng)村消費(fèi)的現(xiàn)狀及對策思路綜述 ［J］.經(jīng)濟(jì)研究參考，2008（24）：37－42.