轉軌時期中國居民消費率持續下降研究
——基于消費支出的不確定性

邢志平

（武夷學院 商學院，福建 南平 353000）

轉軌時期中國居民消費率持續下降研究
——基于消費支出的不確定性

邢志平

（武夷學院 商學院，福建 南平 353000）

為了解釋轉軌時期中國居民消費率持續下降現象，本文引入了一個包含了不確定性和消費增長率的預防性儲蓄模型，用消費增長率本身的波動和利率的波動來度量不確定性，進而分析利率和消費波動對中國居民消費的影響.

中國居民；預防性儲蓄；消費支出不確定性

1 問題背景

1978年以來，中國最終消費率一直處于較低水平并有繼續走低的態勢（根據中國國家統計局定義，“最終消費”是指常住單位從本國經濟領土和國外購買的貨物和服務的支出.它不包括非常住單位在本國經濟領土內的消費支出.最終消費分為居民消費和政府消費，最終消費率由此可進一步分解為“居民消費率”和“政府消費率”兩部分，即居民消費和政府消費分別占國內生產總值的比重），最終消費率從1978年的62.1％下降到2009年的48％，從圖1可以看到，2000年以后中國最終消費率急劇下降，2009年降到1978年以來的最低點.中國最終消費率明顯偏低，并且其中又有15％左右是政府的最終消費，所以中國居民的最終消費率就顯得更加偏低.中國居民的最終消費率過低（與此相對應的是高儲蓄率、高投資率和高銀行存貸差）已經成為中國經濟面臨的重要問題之一.過低的居民最終消費率以及與之相伴的高儲蓄率使得國內的消費需求相對不足，經濟的增長過度依賴投資的增長，在外部需求受金融危機影響不能持續增長的情況下，投資增長最終會受消費增長制約.毫無疑問，中國居民最終消費率過低已經越來越嚴重地制約著其經濟的可持續發展.本文的主要目的即在于尋找中國居民消費率持續下降的相關原因.

1978-2009年中國最終消費率

2 預防性儲蓄模型描述

從支出角度來講，無論是家庭還是整個社會，其收入除極少量用于捐贈之外，要么用于儲蓄要么用于消費，消費與儲蓄是此消彼漲的互補關系，消費的另一面就是儲蓄.儲蓄是消費的余項，儲蓄與消費緊密相連，不可分割.研究消費必須研究儲蓄.

這里首先建立一個預防性儲蓄模型，用典型消費者的消費水平的變化和利率的變化來度量預防性儲蓄的存在.我們假設消費者的生命期為T；用β表示效用的時間貼現率；CNi,t表示消費者i在t期的非耐用品消費；CDi,t+1表示消費者i在t+1期的耐用品消費；Ki,t表示由耐用消費存量形成的t期固定資產.由于當期的效用來自非耐用品的消費CNi,t和固定資產Ki,t的使用，故消費者i在t期的效用函數可以表示為U（CNi,t,Ki,t）.假設消費者的勞動收入是不確定的，消費者的效用是分時可加的，且消費者的效用函數滿足光滑、單調、邊際效用遞減等基本性質U'CN>0，U'K>0，U"CN<0，U"K<0，U'"CN>0，U'"K>0.

在t時期典型消費者在未來收入的限制下，求得未來預期的，并經過折現后的消費效用總和的最大值，通過一個最優化的消費序列{CNi,t,Ki,t}以實現這個最大值.

典型消費者在t時期的動態最優化問題可以表述為：

約束條件（2）中Ai,t是消費者i在t期的非人力財富，Ai,j給定；rt+1表示從第t期到t+1期的稅后實際利率，在第t期初是隨機變量；PD表示耐用品和非耐用品的相對價格比；Yi,t表示消費者i在t期的可支配收入；在固定資產的動態變化方程（3）中δ表示耐用品存量的折舊率，假設其為常量.邊界約束條件為沒有遺產：Ai,T+1=0.

易知：Ki,t+1=（1-δ）Ki,t+CDi,t+1

假設在生命初期沒有資本，即K0=0，則有

由以上描述可見，該模型中的不確定性主要來源于利率rt+1和可支配收入Yi,t（主要是勞動收入）.

上述極大化問題的Euler方程為：

由（6）式、（7）式歐拉方程可直觀地看到，降低利率將減少未來的利息收入，消費者將通過減少未來消費CNi,t+1來增加當前消費CNi,t，從而儲蓄減少.然而這與1978年以來經歷的兩次實際情況并不相符：①1997年亞洲金融危機爆發以后，中國人民銀行自1997年10月23日-2006年8月19日期間連續6次下調存貸款利率，并從1999年11月開始征收高達20％的利息稅，以刺激消費，拉動內需，但我國居民儲蓄率高速增長，而消費增長水平一直在減緩；②2008年美國發生次貸危機以后，中國人民銀行自2007年12月21日-2010年10月20日期間連續4次下調存款利率和5次下調貸款利率，同樣是為了刺激居民消費，拉動國內需求，但我國居民儲蓄率仍高速增長，居民最終消費率依舊在下降.這些都表明利率對現期中國居民的儲蓄作用很弱.這是主要是因為轉軌時期中國居民對未來有較強的不確定性預期，盡管利率下調對儲蓄有著負的影響，但其他不確定性的風險對儲蓄產生更大的正的影響.在20世紀90年代，如失業風險，國企改革導致了大批城鎮職工的下崗失業，下崗的壓力使在職職工減少當期消費，增加儲蓄來防范未來的失業風險；如養老問題，由于養老保險制度并未成熟，退休后的收入面臨著更大的不確定性，消費者不得不增加儲蓄.進入21世紀以后，政府陸續出臺了若干重大改革措施，如住房、機構、醫療、社保等，雖然這些改革措施從長遠看有利于經濟長期發展，但從短期看，居民對未來的不確定性預期增強，從而降低當期消費，增大預防性儲蓄；同時由于高通脹水平下收入分配制度改革相對滯后，居民實際收入水平的相對而言要比名義收入水平少得多，加上居民平均壽命的延長，所以居民需要提高工作期間的儲蓄率以保證老年以后的生活水平不至于降低太多.

3 利率波動與消費增長率本身的不確定性

一直以來人們對不確定性有著各種度量方法.不同的度量方法得出的結論也不盡相同.如Gusio（1992）的研究表明預防性儲蓄只能解釋總資產積累的2％，Lusard（i1998）的研究表明預防性儲蓄能夠解釋總資產積累的13％，而Carroll和Samwick（1998）用等價預防溢價，家庭收入方差與收入的對數三種方法描述不確定性，研究結果表明該比例為39％至46％.這里我們基于Deaton的預防性儲蓄模型，用利率和預期消費增長率來度量不確定性.在實際計算中，由于相對風險規避行為比絕對風險規避行為表現出更大的不確定性，這里我們取消費者的即期效用函數為常數相對風險厭惡（CRRA）形式：

這里θ是非耐用品的相對風險厭惡系數，γ是耐用品消費存量的相對風險厭惡系數.假設它們均為常值，即假設消費者對非耐用品和耐用品的相對風險厭惡系數與其消費無關.CRRA形式的效用函數反映了消費者在不同時期轉換消費的愿望：

θ（γ）越小，隨著消費的上升，非耐用品（耐用品）消費的邊際效用下降得越慢，消費者也就越愿意接受非耐用品（耐用品）消費在不同時期的變動.當θ（γ）接近零的時候，效用幾乎是消費的線性函數，此時消費者愿意接受消費的大波動.

將CRRA的效用函數（8）式分別代入Euler方程（6）和（7）中，則有

易化為

注意到當隨機變量ξ服從正態分布N（μ,σ2）的時候，隨機變量expξ的均值即為.不妨假設ln（1+rt+1）和非耐用品的對數增長率△lnCNt+1服從聯合正態分布，則由（11）式易得：

同樣的，假設ln（1+rt+1）和△lnCNi,t+1服從聯合正態分布，則由（12）式易得：

這里Et[△lnKi,t+1]是t時期的預期非耐用品消費增長率,Et[△lnKi,t+1]是t時期的預期資本存量的增長率（反映對應的耐用品的消費增長）.

（13）式、（14）式變形易得

可見，利率的變化對預期耐用品消費和非耐用品消費的增長率的改變有兩方面的影響.（15）式右邊第一項表明降低利率將會導致預期非耐用品消費增長率的降低，即消費者會選擇提前消費，增加t期非耐用品消費CNi,t,減少t+1期非耐用品的消費CNi,t+1.同樣的，（16）式右邊第一項表明降低利率會導致耐用品消費增長率的降低，消費者增加Ki,t，減少資產Ki,t+1，因此耐用品消費減少.另一方面，上兩式右邊第三項代表了消費者所面臨的不確定性，消費者的預期非耐用品和耐用品消費增長率隨著不確定性的增加而增大，于是與前面的影響相反的，消費者會延遲消費，減少t期的消費CNi,t,增加儲蓄以增加t+1期地消費水平CNi,t+1，可視這一部分為預防性儲蓄的影響.總的影響將取決于這兩個方面的共同作用.當利率的影響較大的時候，總變化表現為儲蓄減少，消費增多；相反的，當不確定對消費的負的影響大于利率降低帶來的正的影響的時候，總變化表現為儲蓄增多，而消費減少.

結合我國1992年以來的經歷的兩次實際情況，盡管一直降低利率，可是消費水平增長率一直減緩的現狀，可以解釋為后一種效應超過了前一種.盡管利率下調對儲蓄有著負的影響，但其他不確定性的風險對儲蓄產生更大的正的影響，即預防性儲蓄對我國居民消費水平產生了顯著的影響.

由于計算風險厭惡系數是十分困難的，θ、γ均為未知的參數，因此很難對（15）式、（16）式進行回歸分析.我們注意到不確定部分可以很清楚的分解為兩部分（著名的股金溢價之謎說明了計算風險厭惡系數十分困難.這里參考陳彥斌，徐緒松在“預防性儲蓄模型及其不確定性分解”（《數量經濟技術經濟研究》2003年第2期）中對不確定性的分解）：一方面來自利率波動的不確定性部分，即而另一方面則來自非耐用品消費增長本身的不確定性部分，即vart[△lnCNi,t+1].

首先對利率和非耐用品消費增長的條件方差進行分解：

同樣的，對利率與資本存量增長的條件方差進行分解：

將（17）式、（18）式分別代入（15）式、（16）式可得：

這樣，在（19）式和（20）式中，我們可以看到，四個解釋變量中已經不再包含相對風險厭惡系數了.將這四個解釋變量分別定義為：x1=Et[ln（1+rt+1）]，x2=Vart[ln（1+rt+1）]，x3=Vart[△lnCNt+1]，x4=Vart[△lnKi,t+1].則有以下非線性回歸方程：

如果能夠求出了利率的條件方差，非耐用品消費的條件方差，以及由耐用品積累而成的各期固定資產的條件方差，就可以對以上兩個方程進行非線性回歸，并最終具體求出預防性儲蓄動機的顯著性.本文旨在分析中國居民消費率持續下降率的成因，并非一篇實證分析的論文，而且前面已經提到各種不確定性的度量方法對于實證分析的結果影響較大，回歸分析結果對本文意義不大，同時考慮到數據收集和計算的復雜性，在此不對具體的影響進行度量（具體計算時可以用GARCH模型來模擬利率的條件方差和消費增長率的條件方差，對預防性儲蓄進行實證分析.首先對利率和耐用品消費增長率的時間序列數據用GARCH模型檢驗是否存在GARCH效應，如果該效應顯著，求得利率條件方差和消費增長率的條件方差，再將二者條件標準差的時間序列數據代入方程（21）式和（22）式，對之進行非線性回歸）.

4 結論

總的來說：轉軌帶來不確定因素增加使居民對未來的不確定性預期增強.人們在考慮收入的支配時，防患意識明顯提高.與此同時，與轉軌時期改革相適應的各種制度也相應發生了巨大的變化，由此所帶來的不確定因素使中國居民面臨更多的未來消費支出不確定性，這種未來消費支出不確定性會進一步增強居民對未來的不確定性預期，從而使人們在考慮收入的分配時，防患意識明顯提高，預防性儲蓄會明顯增加，從而降低現期消費，進而導致1978年以來中國居民消費率一直偏低且呈持續下降態勢.所以，國家刺激居民消費需求的政策應著眼于合理矯正居民對制度的預期和未來消費支出的預期，擴張國內居民的消費需求，提高我國最終消費比率，促進國民經濟的良性發展.

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F126.1

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1673-260X（2011）10-0058-04