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。本文實證分析了我國城鎮(zhèn)居民儲蓄的主要影響因素，結(jié)果表明，我國居民儲蓄總體規(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)總值和存款實際利率對我國城鎮(zhèn)居民儲蓄呈正相關(guān)；A股籌資額、城鎮(zhèn)居民恩格爾系數(shù)與中國城鎮(zhèn)居民儲蓄呈負(fù)相關(guān)。

關(guān)鍵詞：新常態(tài)；城鎮(zhèn)居民；儲蓄；實證分析

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)由依靠對外出口拉動轉(zhuǎn)為挖掘國內(nèi)市場潛力，擴(kuò)大內(nèi)需。近年來，我國居民存款儲蓄呈現(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)拉動經(jīng)濟(jì)增長的基礎(chǔ)作用。Beck T&RossLevine（2013）實證模擬了中國居民儲蓄和生活水平的最優(yōu)水平，并構(gòu)建了儲蓄結(jié)構(gòu)與投資的有效轉(zhuǎn)化模型，為中國降低居民儲蓄率提供模型參考[1]。Terada-Hagiwara（2014）實證檢驗了亞洲發(fā)展中國家儲蓄的影響因素，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農(nóng)村居民儲蓄行為影響顯著[3]?，F(xiàn)有文獻(xiàn)大多著眼于單變量因素對我國居民儲蓄的影響，而少在模型中同時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)居民儲蓄行為的區(qū)別。因此，本文針對城鎮(zhèn)居民的儲蓄構(gòu)建多變量的計量經(jīng)濟(jì)模型，探討我國城鎮(zhèn)居民儲蓄的主要影響因素，以期在“三期疊加”背景下，降低我國儲蓄率，擴(kuò)大內(nèi)需提供有益借鑒。

二、我國城鎮(zhèn)居民儲蓄發(fā)展現(xiàn)狀

由圖1可以看出，我國儲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。在2008年之前，居民存款儲蓄總量小于國內(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，我國居民儲蓄出現(xiàn)快速上升的發(fā)展趨勢，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，我國城鎮(zhèn)居民存款儲蓄總額也在2008年之后也出現(xiàn)了快速上升的趨勢，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)險而造成的居民儲蓄率的快速上升，并保持居高不下的水平。雖然我國居民儲蓄的總體規(guī)模很大，且保持著快速發(fā)展的勢頭，但人均居民儲蓄率卻相對較低。

三、我國城鎮(zhèn)居民儲蓄影響因素分析

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)—儲蓄函數(shù)對儲蓄的影響因素問題進(jìn)行解釋，也提出了很多理論，比如斯密的絕對收入假說、杜森貝利的相對收入假說、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)合我國社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展的實際情況，選擇了以下變量作為影響我國城鎮(zhèn)居民儲蓄的主要因素。

（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，城鎮(zhèn)居民的儲蓄也會相應(yīng)的提高，因此其與城鎮(zhèn)居民儲蓄呈正相關(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)會成本。從理論上說，當(dāng)存款利率較高時，意味著消費(fèi)的機(jī)會成本也會隨著上升，居民就會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，居民會增加儲蓄或者將錢投入股市等，而不是將錢存入銀行。因此，儲蓄存款利率與城鎮(zhèn)居民儲蓄也是呈正相關(guān)關(guān)系。

（三）物價水平

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

（四）A股籌資額

證券市場對居民的儲蓄具有一定的分流作用，當(dāng)證券市場的收益比銀行存款利率高時，證券市場就會吸引更多的投資者，但是證券市場具有一定的風(fēng)險性，作為對風(fēng)險的補(bǔ)償，其收益率一般都會比銀行存款率相對要高。[17]因此，A股籌資額與城鎮(zhèn)居民儲蓄呈反向關(guān)系。

（五）GDP

國內(nèi)生產(chǎn)總值對儲蓄也會產(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)，他們會將一部分收入作為儲蓄支出。[19]因此，城鎮(zhèn)居民就業(yè)人數(shù)的提高也會促進(jìn)城鎮(zhèn)居民儲蓄的提高。

（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)支出就會越大，從而導(dǎo)致儲蓄水平的降低。

（八）制度因素

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

四、我國城鎮(zhèn)居民儲蓄影響因素的實證分析

（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)居民儲蓄（CX）作為被解釋變量，并引入7個解釋變量，分別是：城鎮(zhèn)居民可支配收入（SR）、存款實際利率（LL）、物價水平（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)計年鑒》、1990年～2014年的《中國城市統(tǒng)計年鑒》以及中國經(jīng)濟(jì)信息網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。由于各項指標(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度法對各指標(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

1、單位根檢驗

直接用非平穩(wěn)的時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析會造成“偽回歸”等不良后果[6]。本文通過Eviews8軟件，對選取的變量數(shù)據(jù)序列進(jìn)行ADF檢驗（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)的時間序列數(shù)據(jù)。在對其進(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)整檢驗的條件[7]。

2、參數(shù)估計

在以上檢驗的基礎(chǔ)上，本文通過Eviews8軟件對模型進(jìn)行OLS估計，估計結(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；從經(jīng)濟(jì)意義上看，物價指數(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。

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檢驗的lnCPI剔除，然后進(jìn)行OLS估計，得出模型2的估計結(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；模型2的D.W=1.44<2，殘差序列可能存在自相關(guān)性，需要對其殘差項進(jìn)行LM檢驗，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檢驗的lnJY剔除，并進(jìn)行OLS估計得到模型3的估計結(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（C）、城鎮(zhèn)居民可支配收入（SR）、存款實際利率（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，他們對我國城鎮(zhèn)居民儲蓄均有顯著的影響。D.W檢驗上：D.W=1.581941，根據(jù)D.W檢驗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的估計效果良好，滿足各項要求，可以對中國城鎮(zhèn)居儲蓄與影響因素間的變動關(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)居民儲蓄呈正相關(guān)，且他們每上升一個單位，就會對城鎮(zhèn)居民儲蓄分別上升0.217、0.3798、0.209個單位；其次，變量lnAG、lnER的系數(shù)為負(fù)數(shù)，與城鎮(zhèn)居民儲蓄呈負(fù)相關(guān)，且其每上升一個單位，就會對城鎮(zhèn)居民儲蓄分別上升0.166、0.129個單位；最后，根據(jù)模型1和模型2的估計結(jié)果，將變量lnCPI、lnJY從模型中剔除，說明物價指數(shù)和城鎮(zhèn)居民就業(yè)人數(shù)對中國城鎮(zhèn)居民儲蓄的影響并不顯著。

五、對策建議

（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，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城鎮(zhèn)勞動力的就業(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)出臺相應(yīng)的配套優(yōu)惠政策，鼓勵城鎮(zhèn)剩余勞動人口參與創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)，轉(zhuǎn)移城鎮(zhèn)剩余拉動力。

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

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

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