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      新常態(tài)下我國(guó)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄影響因素的實(shí)證分析

      2016-07-04 14:58:16葉允最
      2016年20期
      關(guān)鍵詞:實(shí)證分析儲(chǔ)蓄城鎮(zhèn)居民

      葉允最

      摘 要:“三期疊加”背景下我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)進(jìn)入了提質(zhì)增效的換擋期,儲(chǔ)蓄率過(guò)高而引致消費(fèi)需求不足已經(jīng)成為我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展瓶頸。本文實(shí)證分析了我國(guó)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄的主要影響因素,結(jié)果表明,我國(guó)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(guó)民生產(chǎn)總值和存款實(shí)際利率對(duì)我國(guó)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(guó)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(guó)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(guó)內(nèi)市場(chǎng)潛力,擴(kuò)大內(nèi)需。近年來(lái),我國(guó)居民存款儲(chǔ)蓄呈現(xiàn)跳躍式增長(zhǎng),2014年達(dá)到了1173735億元,是1990年的164.86倍,抑制了我國(guó)居民消費(fèi)水平,我國(guó)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(guò)高的儲(chǔ)蓄率,抑制消費(fèi)需求已經(jīng)成為我國(guó)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(guó)內(nèi)需求潛力,開(kāi)拓發(fā)展更大空間,增強(qiáng)消費(fèi)拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的基礎(chǔ)作用。Beck T&RossLevine(2013)實(shí)證模擬了中國(guó)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(guó)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(guó)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(guó)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(guó)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(guó)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(guó)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(guó)儲(chǔ)蓄率,擴(kuò)大內(nèi)需提供有益借鑒。

      二、我國(guó)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄發(fā)展現(xiàn)狀

      由圖1可以看出,我國(guó)儲(chǔ)蓄的增長(zhǎng)速度高于我國(guó)經(jīng)濟(jì)總量的增長(zhǎng)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(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值,且其增長(zhǎng)的速度基本上與我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度保持一致,但2008年之后,我國(guó)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(wàn)億上升到2014年的117.37萬(wàn)億,提高了5倍。同時(shí),我國(guó)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(wàn)億上升到2014年的39.12萬(wàn)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(guó)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(guó)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(wèn)題進(jìn)行解釋?zhuān)蔡岢隽撕芏嗬碚?,比如斯密的絕對(duì)收入假說(shuō)、杜森貝利的相對(duì)收入假說(shuō)、弗里德曼的持久收入假說(shuō)和莫迪利亞尼的生命周期假說(shuō)等,這些理論為研究我國(guó)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(guó)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(guó)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(lái)源,根據(jù)弗里德曼的持久收入假說(shuō)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(shuō),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(qián)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(qián)投入股市等,而不是將錢(qián)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(shuō)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(qián)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(gòu)買(mǎi)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(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值對(duì)儲(chǔ)蓄也會(huì)產(chǎn)生影響,一國(guó)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(lái)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(guò)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(guó)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(guó)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(lái)源及處理

      相關(guān)數(shù)據(jù)均來(lái)源于1991年~2015年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、1990年~2014年的《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》以及中國(guó)經(jīng)濟(jì)信息網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)。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(guò)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(guò)Eviews8軟件,對(duì)選取的變量數(shù)據(jù)序列進(jìn)行ADF檢驗(yàn)(見(jiàn)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(guò)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(shuō)明模型的整體擬合程度較好;F=378.812,且Prob=0,說(shuō)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(méi)有通過(guò)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(méi)有通過(guò)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(shuō)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(méi)有通過(guò)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(méi)有通過(guò)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(shuō)明模型3在整體上能夠?qū)Ρ唤忉屪兞窟M(jìn)行解釋?zhuān)籘檢驗(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(shuō)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(guó)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(guò)了T檢驗(yàn),他們對(duì)我國(guó)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(shuō)明模型3沒(méi)有存在序列自相關(guān)問(wèn)題??梢?jiàn),模型3的估計(jì)效果良好,滿(mǎn)足各項(xiàng)要求,可以對(duì)中國(guó)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(shuō)明物價(jià)指數(shù)和城鎮(zhèn)居民就業(yè)人數(shù)對(duì)中國(guó)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(guó)內(nèi)需求潛力,開(kāi)拓發(fā)展更大空間;增強(qiáng)消費(fèi)拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的基礎(chǔ)作用。因此,我國(guó)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(zhǎng)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(yíng)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(wàn)眾創(chuàng)新,提高城鎮(zhèn)居民生活水平

      在大眾創(chuàng)新、萬(wàn)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(mén)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(mén)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(guó)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(guó)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。

      參考文獻(xiàn):

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