城鎮(zhèn)化視角下的居民消費(fèi)儲蓄行為分析

摘 要：本文選擇中國城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民1978—2012年間的省際面板數(shù)據(jù)，采用固定效應(yīng)-工具變量法對我國城鎮(zhèn)、農(nóng)村居民預(yù)防性儲蓄動機(jī)強(qiáng)度進(jìn)行實(shí)證研究。結(jié)果表明，我國城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民都存在很強(qiáng)的預(yù)防性儲蓄動機(jī)，且城鎮(zhèn)居民的預(yù)防性儲蓄動機(jī)強(qiáng)于農(nóng)村居民。在社保制度不完善的前提下，提高城鎮(zhèn)化率未必能有效降低居民的預(yù)防性儲蓄，反而可能增加，最后對我國城鄉(xiāng)居民儲蓄快速增長提出了若干政策建議。

關(guān)鍵詞：城鎮(zhèn)居民；農(nóng)村居民；預(yù)防性儲蓄；城鎮(zhèn)化

中圖分類號：F323.8 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1003-9031（2013）11-0012-05 DOI：10.3969/j.issn.1003-9031.2013.11.03

一、文獻(xiàn)綜述

Leland（1968）把預(yù)防性儲蓄定義為由于未來收入的不確定性而導(dǎo)致的額外儲蓄。由遞減的絕對風(fēng)險厭惡，他證明了當(dāng)效用函數(shù)的三階導(dǎo)數(shù)大于零時，預(yù)防性儲蓄與收入不確定性為正相關(guān)關(guān)系[1]。Kimball（1990，1991）對風(fēng)險規(guī)避和預(yù)防性儲蓄動機(jī)之間的關(guān)系進(jìn)一步擴(kuò)張，提出的絕對謹(jǐn)慎和相對謹(jǐn)慎理論，認(rèn)為伴隨著絕對謹(jǐn)慎系數(shù)和相對謹(jǐn)慎系數(shù)的上升，給定未來收入的不確實(shí)性將導(dǎo)致邊際消費(fèi)傾向的不斷降低[2]。Deton（1991）和Carroll（1994）結(jié)合預(yù)防性儲蓄和流動性約束假說，提出“緩沖儲蓄”模型，假設(shè)消費(fèi)者進(jìn)行儲蓄的目的在于使消費(fèi)免受未預(yù)期到的收入波動的影響[3-4]。

我國居民的高儲蓄率引起學(xué)術(shù)界的重視，對是否存在預(yù)防性儲蓄動機(jī)及其強(qiáng)度大小進(jìn)行了大量的實(shí)證檢驗(yàn)，但由于使用的模型、數(shù)據(jù)、特別是對預(yù)防性儲蓄動機(jī)的測度方法不同，所得的結(jié)論存在較大差異。龍志和、周浩明（2000）的研究表明1991—1998年間我國城鎮(zhèn)居民的“預(yù)防性儲蓄”動機(jī)的相對謹(jǐn)慎性系數(shù)約為5.2[5]，施建淮和朱海婷（2004）的研究表明中國35個大中城市1999—2003年間的居民相對謹(jǐn)慎系數(shù)僅為0.878[6]，周建（2005）利用1978—2003年樣本數(shù)據(jù)估計出我國農(nóng)民的相對謹(jǐn)慎系數(shù)為5.144[7]，杜海韜、鄧翔（2005）利用1978—

2002年的城鄉(xiāng)數(shù)據(jù)，估計出農(nóng)村居民相對謹(jǐn)慎系數(shù)為5.755，城鎮(zhèn)居民相對謹(jǐn)慎系數(shù)為8.138[8]。易行健等（2008）利用1992—2006年間的省際面板數(shù)據(jù)，得出我國農(nóng)村居民存在很強(qiáng)的預(yù)防性儲蓄動機(jī)，相對謹(jǐn)慎系數(shù)為11.534[9]。

二、預(yù)防性儲蓄動機(jī)強(qiáng)度估計模型

本文采用Dynan（1993）所提出的預(yù)防性儲蓄模型進(jìn)行“預(yù)防性儲蓄”動機(jī)估測[10]。假設(shè)代表性消費(fèi)者的目標(biāo)是預(yù)期效用最大化，其消費(fèi)路徑滿足下述動態(tài)優(yōu)化問題：

maxEt[■（1+？啄）-jU（Ct+j）]（1）

約束條件為At+j+1=（1+r）At+j-Ct+j+Yt+j+1，其中？啄為時間偏好率，r為實(shí)際利率，At為消費(fèi)者時刻的財富水平，邊界約束條件為沒有遺產(chǎn)：At+1=0，T為生命期，Ct是消費(fèi)水平，Yt為收入水平，效用函數(shù)U（Ct）滿足U'>0，U''<0，U'''>0。利用動態(tài)最優(yōu)化的Bellman方程求解該消費(fèi)方程模型，得到時的歐拉方程：

[（1+r）/（1+？啄）Et[U''（Ct+1）]=U'（2）

應(yīng)用U'（Ct+1）的二階泰勒展開式，可得到：

U'（Ct+1）=U'（Ct）+U''（Ct）（Ct+1-Ct）+■U'''（Ct）（Ct+1-Ct）2

+o（Ct+1-Ct）2（3）

代入歐拉方程并忽略掉高階無窮小項可得：

Et[■]=■（■）+■Et[（■）2]（4）

其中，？孜=-Ct（U''/U'）為相對厭惡系數(shù)，而？籽=-Ct（U'''/U''）為相對謹(jǐn)慎性系數(shù)。由于我們在前面假設(shè)消費(fèi)者的效用函數(shù)U（Ct）滿足U'>0，U''<0，U'''>0，因此從理論上講？籽=-Ct（U'''/U''）是一個大于零的正值。在具體估測預(yù)防性儲蓄動機(jī)強(qiáng)度時，式（4）中的消費(fèi)的平均增長率及其平方分別采用消費(fèi)序列的對數(shù)的一階差分形式及其平方表示，因此可得一個利用消費(fèi)的面板數(shù)據(jù)估計預(yù)防性動機(jī)強(qiáng)度的實(shí)證模型：

？駐lnCit+ui=■（■）+■（？駐lnCit）2+vi（5）

其中，？駐lnCit是消費(fèi)者i在時期t的消費(fèi)增長率，ui和vi分別表示用樣本均值替代式（4）中的預(yù)測值所產(chǎn)生的誤差項。合并誤差項，經(jīng)整理后可得最終估計模型為：

？駐lnCit=■（■）+■（？駐lnCit）2+？著i（6）

三、模型估計

（一）數(shù)據(jù)說明

1.數(shù)據(jù)選取和處理。本文采用的數(shù)據(jù)來源于《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》、《中國統(tǒng)計年鑒》除港、澳、臺以外的31個省、自治區(qū)、直轄市1978—2012年的年度數(shù)據(jù)，包括各地區(qū)城鎮(zhèn)家庭人均可支配收入、農(nóng)村家庭人均純收入、各地區(qū)城鎮(zhèn)家庭人均全年消費(fèi)性支出、農(nóng)村家庭人均全年消費(fèi)支出、各地區(qū)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)價格指數(shù)、農(nóng)村居民消費(fèi)價格指數(shù)，以及人均實(shí)際GDP和城鎮(zhèn)化率，各個數(shù)據(jù)均以1978年為基期，消除價格因素影響。

2.工具變量的選擇。本文參照易行?。?008）等選取收入增長率和消費(fèi)者價格指數(shù)的平方作為工具變量，估計農(nóng)村居民消費(fèi)支出增長率平方的系數(shù)。同時，為了更加準(zhǔn)確的估計模型中的相對謹(jǐn)慎性系數(shù)，在回歸方程中分別控制了省際人均GDP和城市化水平。

（二）全國與分地區(qū)預(yù)防性儲蓄動機(jī)強(qiáng)度估計

1.全國城鎮(zhèn)、農(nóng)村預(yù)防性儲蓄動機(jī)強(qiáng)度估計

本研究利用Eviews6.0軟件，對全國城鎮(zhèn)、農(nóng)村居民預(yù)防性儲蓄動機(jī)強(qiáng)度進(jìn)行了估計。通過對城鎮(zhèn)和農(nóng)村數(shù)據(jù)進(jìn)行截面隨機(jī)效應(yīng)檢驗(yàn)，均在1%的置信度下拒絕了隨機(jī)效應(yīng)，從而采用固定效應(yīng)（見表1）。使用固定效應(yīng)可以消除省際不可觀察到的異質(zhì)性，保持其估計結(jié)果的一致性。此外，為減少由于截面數(shù)據(jù)造成的異方差影響，我們采用了截面加權(quán)法（Cross-section weights），即先用相同權(quán)數(shù)做最初的回歸權(quán)數(shù)估計，然后再用估計權(quán)數(shù)做加權(quán)最小二乘法，消除異方差性。為便于比較，我們分別報告了應(yīng)用簡單OLS，固定效應(yīng)模型（FE）和固定效應(yīng)-工具變量模型（FE-IV）回歸的結(jié)果（見表2）。

一般而言，對工具變量的要求是在第一階段各自單獨(dú)顯著，且其聯(lián)合F值應(yīng)該超過10。從估計結(jié)果來看，聯(lián)合F檢驗(yàn)值超過10且顯著，Hansen J檢驗(yàn)值也表明，接受所有工具變量都是有效的原假設(shè)。為便于比較起見，我們將FE-IV的估計結(jié)果視為基準(zhǔn)回歸結(jié)果來進(jìn)行討論。利用FE-IV的估計出來的結(jié)果，城鎮(zhèn)居民的系數(shù)為6.167，農(nóng)村居民的系數(shù)為2.734，即城鎮(zhèn)居民預(yù)期的消費(fèi)增長率的平方每增加1單位，就會導(dǎo)致預(yù)期消費(fèi)增長6.167單位的變動；農(nóng)村居民預(yù)期的消費(fèi)增長率的平方每增加1單位，就會導(dǎo)致預(yù)期消費(fèi)增長2.734單位的變動。未來的不確定性越大，預(yù)期未來的消費(fèi)增長就越大，預(yù)防性儲蓄也就越多。從城鄉(xiāng)對比來看，城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)比農(nóng)村居民更加謹(jǐn)慎，其相對謹(jǐn)慎系數(shù)（？籽=12.334）大于農(nóng)村居民（？籽=5.468）。

2.分地區(qū)城鎮(zhèn)、農(nóng)村預(yù)防性儲蓄動機(jī)強(qiáng)度估計

比較東中西部三個地區(qū)的結(jié)果發(fā)現(xiàn)，1978—2012年間，三個地區(qū)的城鎮(zhèn)居民預(yù)防性儲蓄動機(jī)強(qiáng)度均高于農(nóng)村居民；從城鎮(zhèn)來看，東部地區(qū)城鎮(zhèn)居民預(yù)防性儲蓄動機(jī)強(qiáng)度最高，西部次之，中部最低；如果不含西藏地區(qū)，則西部地區(qū)城鎮(zhèn)居民預(yù)防性儲蓄動機(jī)強(qiáng)度最低，呈現(xiàn)出東、中、西依次下降的特點(diǎn)，表明中國經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)、市場化水平越高的地區(qū)，其城鎮(zhèn)居民預(yù)防性動機(jī)強(qiáng)度越高。從農(nóng)村來看，中部地區(qū)農(nóng)村居民預(yù)防性儲蓄動機(jī)強(qiáng)度最高，其次是東部，最后是西部，顯示出中間高、兩頭低的特點(diǎn)。

3.全國與分地區(qū)城鄉(xiāng)居民預(yù)防性儲蓄動機(jī)強(qiáng)度時序變化

為觀察1978—2012年間全國與分地區(qū)城鎮(zhèn)、農(nóng)村居民的預(yù)防性儲蓄動機(jī)強(qiáng)度的時序變化，我們以5年為一個窗口對相對謹(jǐn)慎系數(shù)進(jìn)行滾動回歸估計，得出回歸結(jié)果（見表4）。從表中可看出，全國城鎮(zhèn)居民預(yù)防性儲蓄動機(jī)強(qiáng)度可分為1978—1997年和1998—2012年兩個上升區(qū)間，且在1993—1997年間達(dá)到最高，在1998—2002年間城鎮(zhèn)居民預(yù)防性儲蓄動機(jī)強(qiáng)度有所下降，之后逐漸加強(qiáng)。從分地區(qū)的情況看，東部城鎮(zhèn)居民預(yù)防性儲蓄動機(jī)呈波浪式平穩(wěn)滾動，且在2008—2012年間達(dá)到最高，其走勢與全國趨勢較為接近；中西部地區(qū)城鎮(zhèn)居民預(yù)防性儲蓄動機(jī)均在1988—1992年間達(dá)到最高，在這期間，中西部地區(qū)城鎮(zhèn)數(shù)據(jù)發(fā)生明顯的結(jié)構(gòu)性轉(zhuǎn)變，居民預(yù)防性儲蓄動機(jī)顯著增強(qiáng)，之后有所下降。其中，中部城鎮(zhèn)居民的預(yù)防性動機(jī)強(qiáng)度在1993—1997年間顯著下降后處于平穩(wěn)上升態(tài)勢，西部城鎮(zhèn)居民的預(yù)防性儲蓄動機(jī)則持續(xù)下降，于2003—2007年間降到最低，在2008—2012年顯著上升。

全國農(nóng)村居民預(yù)防性儲蓄在1978—2002年間持續(xù)上升，并在1998—2002年期間達(dá)到最高，之后持續(xù)回落。分地區(qū)的滾動回歸結(jié)果表明各地區(qū)農(nóng)村居民預(yù)防性儲蓄動機(jī)強(qiáng)度都是在1998—2002年期間達(dá)到最高。東部農(nóng)村居民預(yù)防性儲蓄動機(jī)在1988—1992年間顯著增強(qiáng)，之后保持平穩(wěn)，2008—2012年間有所下降；中西部農(nóng)村居民預(yù)防性儲蓄動機(jī)呈波浪式滾動上升，在1998—2002年間達(dá)到最高點(diǎn)后均有所回落。西部地區(qū)若除去西藏數(shù)據(jù)，則動機(jī)強(qiáng)度波動較大，且在1978—1982年間估計結(jié)果僅為2.273，預(yù)防性儲蓄動機(jī)較弱。

四、主要結(jié)論和政策啟示

本文對1978—2012年我國城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民預(yù)防性儲蓄動機(jī)的地區(qū)差異和時序變化進(jìn)行了理論和實(shí)證分析，得出以下幾點(diǎn)結(jié)論：

一是在樣本區(qū)間內(nèi)我國城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民都存在很強(qiáng)的預(yù)防性儲蓄動機(jī)，而且城鎮(zhèn)居民的預(yù)防性儲蓄動機(jī)強(qiáng)于農(nóng)村居民。其原因可能在于：雖然城鎮(zhèn)居民的社會保障水平更高、面臨著的流動性約束較小、抵御風(fēng)險能力更強(qiáng)，但面臨更大的不確定性，迫使其采取比農(nóng)村居民更強(qiáng)的“事前”防范措施，即更強(qiáng)的預(yù)防性儲蓄動機(jī)。

二是在樣本區(qū)間內(nèi)東部地區(qū)城鎮(zhèn)居民預(yù)防性儲蓄動機(jī)強(qiáng)于中西部城鎮(zhèn)居民，原因可能在于東部地區(qū)的城鎮(zhèn)化、市場化水平更高，面臨的不確定性高于中西部城鎮(zhèn)，其城鎮(zhèn)居民預(yù)防性動機(jī)強(qiáng)度越高。而農(nóng)村地區(qū)卻是中部農(nóng)村居民預(yù)防性儲蓄動機(jī)強(qiáng)度最高，其次是東部，最后是西部，顯示出中間高、兩頭低的特點(diǎn)。

三是城鎮(zhèn)化和市場化的加速影響了城鄉(xiāng)居民預(yù)防性儲蓄動機(jī)強(qiáng)度的時序變化。在經(jīng)濟(jì)體制發(fā)生巨大變遷的1988—1992年間，中西部城鎮(zhèn)居民預(yù)防性儲蓄動機(jī)達(dá)到最強(qiáng)，在2000年西部大開發(fā)戰(zhàn)略實(shí)施后，農(nóng)村的城鎮(zhèn)化、市場化進(jìn)程加快，全國和東中西部地區(qū)的農(nóng)村居民預(yù)防性儲蓄動機(jī)在1998—2002年間都達(dá)到最強(qiáng)。

四是提高城鎮(zhèn)化率和人均GDP水平未必能有效降低居民的預(yù)防性儲蓄，反而可能增加。從城鎮(zhèn)化的角度來看，由于城鎮(zhèn)居民的預(yù)防性儲蓄動機(jī)強(qiáng)于農(nóng)村居民，城鎮(zhèn)化率的提高，必然給原來的農(nóng)村居民帶來較大的、更加不確定的轉(zhuǎn)移成本，迫使新獲得城鎮(zhèn)戶口的居民增加預(yù)防性儲蓄，從而強(qiáng)化整個城鄉(xiāng)居民的預(yù)防性動機(jī)[11]。此外，當(dāng)居民的收入極低時，居民沒有能力以增加儲蓄來應(yīng)付未來的不確定性；當(dāng)?shù)褪杖氲貐^(qū)的城鎮(zhèn)化率提高時，居民的平均收入水平提高，預(yù)防性儲蓄也相應(yīng)提高。

針對上述結(jié)論，我們對緩解我國城鄉(xiāng)居民儲蓄快速增長，有效提高居民消費(fèi)水平，從而增強(qiáng)內(nèi)需提出以下政策建議：

一是加快建立惠及城鄉(xiāng)居民的全方位社會保障體系，降低不確定性因素導(dǎo)致的預(yù)防性儲蓄傾向。無論是城鎮(zhèn)還是農(nóng)村，社會保障制度的完善都能降低居民的預(yù)防性儲蓄動機(jī)強(qiáng)度，而且由于城鎮(zhèn)居民的預(yù)防性儲蓄動機(jī)更高，醫(yī)療保險制度對促進(jìn)其增加消費(fèi)的效果更加明顯。臧文斌等人（2012）的研究結(jié)果表明，在其他條件相同的情況下，參保的城鎮(zhèn)居民的年非醫(yī)療消費(fèi)支出比未參保家庭約高13.0%[12]。白重恩等人（2012）的研究結(jié)果表明，新型農(nóng)村合作醫(yī)療使得非醫(yī)療支出類家庭消費(fèi)增加了約5.6%[13]。

二是通過采取綜合性措施，有效扭轉(zhuǎn)城鄉(xiāng)居民、城鎮(zhèn)內(nèi)部不同階層間收入差距不斷擴(kuò)大的趨勢。收入差距的縮小一方面可以降低收入最高階層的居民儲蓄能力，另一方面也減少他們的財富示范效應(yīng)，從而一定程度上降低收入較低的居民的競爭性儲蓄傾向，整體減少城鄉(xiāng)居民預(yù)防性儲蓄動機(jī)強(qiáng)度。

三是在推進(jìn)城鎮(zhèn)化發(fā)展的進(jìn)程中，應(yīng)更加注重社會福利體系的完善，由農(nóng)村居民的“戶口城鎮(zhèn)化”轉(zhuǎn)向“福利城鎮(zhèn)化”。首先需要解決進(jìn)城農(nóng)民的就業(yè)問題，穩(wěn)定提高居民的收入預(yù)期；其次是解決好住房問題、社會保障問題和隨遷子女的教育問題；再次是完善城鎮(zhèn)化與工業(yè)化進(jìn)程中的征地補(bǔ)償?shù)戎贫龋档统擎?zhèn)化與工業(yè)化給現(xiàn)有農(nóng)村居民帶來的轉(zhuǎn)移成本，從而降低其預(yù)防性儲蓄動機(jī)。■

（責(zé)任編輯：王艷）

參考文獻(xiàn)：

[1]Leland，Hayne E.“Saving and Uncertainty： The Precautionary Demand for Saving [J].Quarterly Journal of Economics， Vol.82，August，1968：465.

[2]Kimball，Miles S.Precautionary Saving in the Small and in the Large[J].Econometrica，Vol.58，January，1990：53-73.

[3]Deaton，Angus S. Saving and Liquidity Constraints[J].

Econometrica 59（5），1991：221-48.

[4]Carroll ，Christopher .How Does Future Income Affect Consumption？ [J].Quarterly Journal of Economics， Vol.109， February ，1994：111 - 147.

[5]龍志和，周浩明.中國城鎮(zhèn)居民預(yù)防性儲蓄實(shí)證研究[J].經(jīng)濟(jì)研究，2000（11）.

[6]施建淮，朱海婷.中國城市居民預(yù)防性儲蓄及預(yù)防性儲蓄動機(jī)：1999-2003[J].經(jīng)濟(jì)研究，2004（10）.

[7]周建.經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型期中國居民預(yù)防性儲蓄研究——1978

—2003 年實(shí)證研究[J].財經(jīng)研究，2005（8）.

[8]杜海韜，鄧翔.“流動性約束和不確定狀態(tài)下的預(yù)防性儲蓄研究[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊），2005（2）.

[9]易行健，王俊海，易君健.“預(yù)防性儲蓄動機(jī)強(qiáng)度的時序變化與地區(qū)差異[J].經(jīng)濟(jì)研究，2008（2）.

[10]Dynan， Karen E.How Prudent are Consumers？[M].

Journal of Political Economy，Vol.101，December，1993.

[11]萬廣華等.轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)中儲蓄行為：中國的實(shí)證研究[J].經(jīng)濟(jì)研究，2003（5）.

[12]臧文斌，劉國恩，徐菲，熊先軍.中國城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險對家庭消費(fèi)的影響”，統(tǒng)計研究，2012（7）.

[13]白重恩，李宏彬，吳斌珍.醫(yī)療保險與消費(fèi)：來自新型農(nóng)村合作醫(yī)療的證據(jù)[J].經(jīng)濟(jì)研究，2012（2）.