李燕橋　劉明偉

[內(nèi)容摘要]本文從實證角度探討分析消費信貸對擴大消費、降低居民儲蓄率的作用效果問題。利用2004-2011年我國各省城鎮(zhèn)居民作為研究樣本，運用動態(tài)面板GMM估計量對居民儲蓄率決定因素的實證檢驗顯示：消費信貸確實能在一定程度上抑制我國城鎮(zhèn)居民的高儲蓄率水平。在其他因素保持不變的前提下，消費信貸增長率每提高1個百分點，城鎮(zhèn)居民儲蓄率將會下降0.039個百分點。但消費信貸的作用僅在于降低儲蓄率過快上升的趨勢，其影響居民儲蓄率的效果還存在諸多限制。

[關(guān)鍵詞]消費信貸；居民儲蓄率；面板數(shù)據(jù)

一、引言

消費信貸與居民消費行為的研究在國際上已經(jīng)逐漸受到重視。從世界范圍內(nèi)的研究來看，許多研究都已表明消費信貸對消費者行為的影響是顯著且廣泛存在的，而利用貨幣政策來調(diào)控消費者行為也越來越受到國外中央銀行的青睞。我國消費信貸的快速發(fā)展始于20世紀(jì)90年代末，尤其是1997年亞洲金融危機以后，面對突然出現(xiàn)的消費不足現(xiàn)象，國家迅速而及時地出臺了一系列擴大內(nèi)需的重要舉措，而發(fā)展消費信貸則是其中的一項重點。以1999年中國人民銀行發(fā)布的《關(guān)于開展個人消費信貸的指導(dǎo)意見》為標(biāo)志，在經(jīng)濟發(fā)展方式轉(zhuǎn)變、居民消費結(jié)構(gòu)升級、國家鼓勵政策頻出等因素的推動下，消費信貸在我國快速發(fā)展起來。

然而，從現(xiàn)有研究看，無論是國內(nèi)還是國外，還沒有對我國消費信貸作用效果進(jìn)行評價的文獻(xiàn)，對消費信貸效果的衡量也沒有一個統(tǒng)一的標(biāo)準(zhǔn)。從現(xiàn)實經(jīng)驗看，尤其是20世紀(jì)90年代中期以后，我國居民消費不足的一個重要表現(xiàn)就是，盡管我國居民的人均可支配收入水平仍然較低，但居民儲蓄率持續(xù)處于高位并存在不斷攀升的趨勢。目前這一現(xiàn)象已經(jīng)受到國內(nèi)外眾多學(xué)者的關(guān)注，更被賦予“中國高儲蓄率之謎”的研究稱謂。很多學(xué)者從決定我國居民儲蓄率的影響因素出發(fā)進(jìn)行實證分析，通過比較各類因素的作用效果來尋找我國居民高儲蓄率現(xiàn)象的原因。本文借鑒和延續(xù)了這一研究模式，以我國城鎮(zhèn)居民儲蓄率作為衡量消費信貸作用效果的因變量，對消費信貸作用于城鎮(zhèn)居民消費儲蓄行為的效果進(jìn)行探討。

二、模型與數(shù)據(jù)說明

（一）模型

由于現(xiàn)代消費儲蓄理論的多樣化，當(dāng)前尚不存在一種能夠囊括所有儲蓄率決定因素的理論框架。本文參照Loayza，Schmidt-Hebbel和Serven（2000）、Schrooten和Stephan（2005）、Horioka和Wan（2007）的研究模式，以我國城鎮(zhèn)居民儲蓄率作為因變量的簡約線性方程（Reduced-Form Linear Equation）作為基準(zhǔn)計量模型。模型中的自變量采用最通常用的居民儲蓄率定義，即：居民儲蓄率=（當(dāng)年可支配收入一當(dāng)年消費性支出）/當(dāng)年可支配收入。

儲蓄率的慣性（Inertia）或持續(xù)性（Persistence）（下文表述均以儲蓄率慣性來代表）被認(rèn)為是廣泛存在的。一方面，如果在消費理論中承認(rèn)習(xí)慣形成的作用，那么在特定的效用函數(shù)假定下，通過消費者效用最大化方程可以準(zhǔn)確地導(dǎo)出儲蓄率慣性的存在（Messie和Lusardi，1997等）；另一方面，在經(jīng)驗研究中，Loayza，Schmidt-Hebbel和Serven（2000）表明在世界多數(shù)國家，Schrooten和Stephan（2005）表明在歐盟國家，Horioka和Wan（2007）表明在我國，儲蓄率慣性都是顯著存在的。因此，本文在實證中將儲蓄率的一階滯后項納入分析，并將核心計量方程設(shè)定為如下的動態(tài)面板形式：

式中，Sr代表居民儲蓄率，Cred代表消費信貸變量，X代表一組影響居民儲蓄率的其他因素，η代表無法觀測的且不隨時間變化的省際截面效應(yīng)（比如各省的文化傳統(tǒng)、消費儲蓄習(xí)慣等），ε代表白噪聲誤差項，下標(biāo)i、t分別代表截面維度、時間維度。

消費信貸變量（Cred）是本文關(guān)注的重點。下文主要分析以消費信貸增長率（△Cred）來代表的消費信貸變量，Bacchetta和Gerlach（1997）認(rèn)為該指標(biāo)可以較好地代表個人信貸條件的松緊程度。

除儲蓄率的一階滯后項和消費信貸變量以外，本文以現(xiàn)代消費儲蓄理論和現(xiàn)有的經(jīng)驗分析為指導(dǎo)選取了一組其他的儲蓄率決定因素（X）。具體包括：

收入增長率（Dly）：定義為居民個人可支配收入的實際年增長率；

實際利率（Rr）：定義為一年期名義存款利率減去當(dāng)年通貨膨脹率，當(dāng)年通貨膨脹率以居民消費價格指數(shù)的變化代表；

收入不確定性（Unc）：定義為當(dāng)年實際收入增長率與平均實際收入增長率偏差的平方，其中平均實際收入增長率以研究期內(nèi)各年度實際收入增長率的均值代表；

收入分配差距（Ydev）：定義為五個不同收入組居民當(dāng)年可支配收入方差的自然對數(shù)；

幼兒負(fù)擔(dān)系數(shù)（Young）：定義為社會中0-14歲人口占15-64歲人口的比重；

老年負(fù)擔(dān)系數(shù)（Old）：定義為社會中65歲以上人口占15-64歲人口的比重；

其中，收入增長率（Dly）和人口特征變量（Young，Old）是為了驗證生命周期理論在我國的適用性，Modiliani和Cao認(rèn)為這兩類變量是導(dǎo)致我國高儲蓄的主要原因，本文將探討在新的時間區(qū)間、數(shù)據(jù)來源以及計量方法下該結(jié)果的穩(wěn)健性；實際利率（Rr）用來衡量居民的跨期消費行為，但由于實際利率對居民消費在理論上存在收入效應(yīng)和替代效應(yīng)兩種不同方向的影響，因此實證中該變量的符號取決于這兩種效應(yīng)的對比；收入不確定性（Unc）用來衡量預(yù)防性動機的影響，近年來利用預(yù)防性儲蓄理論來解釋我國高儲蓄率的文獻(xiàn)已頗為常見；收入分配差距過大已成為當(dāng)前我國經(jīng)濟社會發(fā)展中面臨的一個突出問題，儲蓄傾向隨收入遞增的經(jīng)驗現(xiàn)實預(yù)示著過大的收入分配差距可能會導(dǎo)致較高的居民儲蓄率。

從本質(zhì)上講，方程（1）考察的是在控制儲蓄率慣性以及各類其他儲蓄率影響因素的前提下，消費信貸是否能對我國城鎮(zhèn)居民儲蓄率產(chǎn)生影響。此外，由于消費信貸影響居民消費儲蓄行為的渠道有多種，且不同經(jīng)濟社會條件下消費信貸對居民儲蓄行為的影響程度可能存在差異，因此本文還檢驗了消費信貸與其他儲蓄率決定因素間是否存在對居民儲蓄率的交互作用。此時計量模型可設(shè)定為：

式中，x代表儲蓄率決定因素中的某一類，Cred*x代表消費信貸與某類儲蓄率決定因素的交互項。下文檢驗中，重點考察儲蓄率一階滯后項、收入增長率、收入不確定性以及收入分配差距與消費信貸之間的交互作用。

（二）數(shù)據(jù)來源及描述性統(tǒng)計

本文所用數(shù)據(jù)是2004-2011年我國大陸30個省的城鎮(zhèn)居民生活數(shù)據(jù)。居民收入消費數(shù)據(jù)、人口特征數(shù)據(jù)來自各年度《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國城鎮(zhèn)居民生活與價格年鑒》和各省《統(tǒng)計年鑒》。消費信貸、實際利率數(shù)據(jù)來自中國人民銀行公布的數(shù)據(jù)。限于數(shù)據(jù)來源限制，人口特征變量、消費信貸變量用各省總水平數(shù)據(jù)代替，實際利率變量用全國統(tǒng)一的名義利率減去各省城鎮(zhèn)通脹率代替。為消除名義價格影響，如無特殊說明，本文所用數(shù)據(jù)均按照城鎮(zhèn)居民消費價格指數(shù)折算成2003年實際值。表1列出了本文所用變量的定義和基本描述性統(tǒng)計特征。

三、實證結(jié)果分析

（一）基本檢驗結(jié)果

表2列出了消費信貸與我國城鎮(zhèn)居民儲蓄率關(guān)系的動態(tài)面板檢驗結(jié)果，其中本文重點關(guān)注的是方程4。方程4利用兩步系統(tǒng)GMM估計量進(jìn)行估計，其中僅放于差分方程的工具變量為：儲蓄率的滯后2-3期、其他弱外生變量的滯后2期。通過對工具變量的Hansen檢驗和差分Hamen檢驗發(fā)現(xiàn)，方程4的工具變量整體上滿足弱外生性的假定，同時水平方程的額外工具變量也是有效的。另外，殘差項自相關(guān)檢驗結(jié)果發(fā)現(xiàn)，無一階自相關(guān)的原假設(shè)在1%的顯著性水平下被拒絕，而無二階自相關(guān)的原假設(shè)沒有被拒絕，這表明原方程殘差項無序列相關(guān)的假定也是可以滿足的。因此，本文認(rèn)為，方程4的兩步系統(tǒng)GMM估計量是較為可信的。

從估計結(jié)果來看，儲蓄率的一階滯后項在1%的顯著性水平下顯著，而且系數(shù)估計值達(dá)到0.736，表明我國城鎮(zhèn)居民儲蓄率存在較強的慣性或持續(xù)性，而這種慣性的存在對我國城鎮(zhèn)居民儲蓄率具有較強的正面推動作用。具體來講，滯后一階的儲蓄率每提高1個百分點，居民當(dāng)期儲蓄率將提高0.736個百分點，這表明儲蓄率慣性的影響對居民當(dāng)期儲蓄率水平的影響是非常大的。同時，這也表明如果在儲蓄率決定因素的實證分析中忽略儲蓄慣性的存在，極可能會導(dǎo)致不穩(wěn)健的檢驗結(jié)果。

本文關(guān)注的重點變量消費信貸變量，也在1%的顯著性水平下顯著，系數(shù)估計值達(dá)到-0.039，與本文預(yù)期的方向相符。這表明，即便在控制儲蓄率的其他各類影響因素，以及控制可能存在的變量內(nèi)生性問題以后，消費信貸仍然能夠?qū)用駜π盥十a(chǎn)生一個顯著的負(fù)向作用。從估計系數(shù)來看，消費信貸增長率每提高1個百分點，我國城鎮(zhèn)居民儲蓄率水平將會降低0.039個百分點。這也表明目前我國發(fā)展消費信貸以擴大消費、降低居民儲蓄率的政策指向是正確的。

從其他因素的檢驗結(jié)果來看，本文發(fā)現(xiàn)能夠?qū)ξ覈擎?zhèn)居民儲蓄率產(chǎn)生影響的因素還包括收入不確定性和收入分配差距。收入不確定性在1%的顯著性水平下顯著，估計系數(shù)為0.049；收入分配差距在5%的顯著性水平下顯著，估計系數(shù)為0.036。這表明了收入不確定性的增強和收入分配差距的擴大確實是影響我國城鎮(zhèn)居民儲蓄率水平的重要因素。

另外，本文發(fā)現(xiàn)實際利率、收入增長率、幼兒負(fù)擔(dān)系數(shù)、老年負(fù)擔(dān)系數(shù)對我國城鎮(zhèn)居民儲蓄率并沒有產(chǎn)生顯著影響。實際利率對居民消費儲蓄行為和儲蓄率水平?jīng)]有顯著性影響實際上已得到了許多研究的認(rèn)同。收入增長率和人口負(fù)擔(dān)系數(shù)的檢驗均不顯著，且符號與生命周期理論的預(yù)期相反，這與Modigliani和Cao的研究大不相同。對于人口負(fù)擔(dān)系數(shù)來講，本文的研究與Horioka和Wan的研究較為一致。本文認(rèn)為，Horioka和Wan以及本文結(jié)論與Modigliani和Cao出現(xiàn)分歧的另一個重要因素是研究時間。人口負(fù)擔(dān)系數(shù)的劇變主要出現(xiàn)在20世紀(jì)70年代末至90年代中期，而90年代中期以后變化逐漸趨緩，同時該期間我國經(jīng)濟轉(zhuǎn)型所暴露的眾多突出問題很可能會使人口負(fù)擔(dān)系數(shù)的影響作用不夠明顯。因此，如果研究期間重點在于70年代末至90年代中期，那么人口負(fù)擔(dān)系數(shù)可能是顯著的；而如果僅研究90年代中期以后，或者2004年至今，人口負(fù)擔(dān)系數(shù)就很可能并不顯著。

收入增長率的回歸系數(shù)是本文與現(xiàn)有文獻(xiàn)結(jié)果間的最大差異所在?，F(xiàn)有文獻(xiàn)，無論顯著與否，均發(fā)現(xiàn)收入增長率對居民儲蓄率的影響為正。對于收入增長率系數(shù)為負(fù)的一個可能的解釋是，如果經(jīng)濟社會中面臨的不確定性較大，那么收入增長率的提高反而會降低居民的預(yù)防性動機，從而增加消費、降低儲蓄率。本文將這一設(shè)想付諸于計量模型進(jìn)行檢驗，即在方程7中加入了收入不確定和收入增長率的交互項。通過檢驗，本文發(fā)現(xiàn)該交互項的系數(shù)為顯著負(fù)，即收入增長率的提高能夠顯著的降低不確定對居民儲蓄率的提升作用。同時，加入交互項以后，本文發(fā)現(xiàn)收入增長率的系數(shù)變?yōu)檎c生命周期理論的預(yù)期相符，盡管它仍不顯著。這為本文的設(shè)想提供了一定的經(jīng)驗證據(jù)，也表明在當(dāng)前不確定性仍然較大的環(huán)境下，進(jìn)一步提高居民收入增長率，反而可能會增強居民的消費信心、降低當(dāng)前的居民儲蓄率水平。

此外，為保證實證檢驗的穩(wěn)健性，本文在表2中列出了各種其他計量設(shè)定的檢驗結(jié)果。表2中，方程1為混合面板Pool估計，方程2為固定效應(yīng)FE估計，方程3為兩步差分GMM估計，方程5和方程6分別基于方程4對用于差分方程的工具變量進(jìn)行了調(diào)整，其中方程5將用于工具變量的滯后項全部調(diào)為滯后2-3期，方程6將其全部調(diào)整為滯后2-4期。從表2中的結(jié)果來看，各類計量方程檢驗與方程4的結(jié)果總體上保持高度一致，特別是除方程5外，消費信貸變量系數(shù)均為負(fù)值，且均在5%及以上水平上顯著，較好地驗證了消費信貸對居民儲蓄率水平的抑制作用。

由于動態(tài)面板設(shè)定中包含自變量的一階滯后項，因此混合面板Pool回歸和固定效應(yīng)FE回歸都是有偏誤的。但Bond的研究表明，這兩種估計方法導(dǎo)致回歸系數(shù)的偏倚方向正好相反，而正確的估計系數(shù)應(yīng)該處于這兩種估計方法的結(jié)果之間，這為實證中判別GMM方法的工具變量選取是否合適提供了一個途徑。從表2的估計結(jié)果來看，處于Pool和FE回歸系數(shù)之間的結(jié)果只有方程4和方程5。但考慮到方程5中的工具變量數(shù)量較多，且消費信貸變量的回歸系數(shù)較為意外的并不顯著，因此本文認(rèn)為方程4的結(jié)果是較為合理可行的，下文檢驗中對工具變量的選取將主要以方程4為基準(zhǔn)來進(jìn)行。

（二）消費信貸與儲蓄率決定因素的交互作用檢驗

為檢驗消費信貸是否隨儲蓄率其他決定因素的不同而對居民儲蓄率產(chǎn)生不同的作用效果，本文在方程1的基礎(chǔ)上引入消費信貸和儲蓄率其他決定因素的交互項進(jìn)行進(jìn)一步檢驗。

儲蓄慣性在理論上和經(jīng)驗分析中都被證明是廣泛存在的。表3的方程1對消費信貸與儲蓄率慣性的交互作用進(jìn)行了檢驗。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，該交互項系數(shù)為正，且在10%的顯著性水平下顯著。這表明消費信貸發(fā)展較快的年份（或省份），居民儲蓄慣性系數(shù)卻相對更高，與理論預(yù)期存在較大的分歧。本文認(rèn)為，出現(xiàn)這種現(xiàn)象的原因可能與當(dāng)前我國特定的經(jīng)濟社會環(huán)境有關(guān)。一方面，當(dāng)前我國居民利用消費信貸的目的多是因為自身收入無法承受當(dāng)前較大的剛性支出，而并不是由于預(yù)期到未來收入提升而主動進(jìn)行跨期消費，這使得消費信貸促進(jìn)居民積極消費的作用大打折扣；另一方面，諸如住房、教育、婚嫁等消費成本不斷升高，導(dǎo)致利用消費信貸進(jìn)行短暫過渡的居民往往陷入沉重的債務(wù)負(fù)擔(dān)中，為及時清償債務(wù)，居民的當(dāng)期消費意愿可能會不升反降。因此，消費信貸的較快發(fā)展，同樣也意味著居民債務(wù)規(guī)模的提升，在當(dāng)前消費環(huán)境不盡完善的經(jīng)濟背景下，居民的儲蓄慣性反而可能會提高。

方程2檢驗了消費信貸與收入不確定性的交互作用。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，消費信貸與收入不確定性的交互項系數(shù)為負(fù)，但并不具有統(tǒng)計上的顯著性。本文認(rèn)為，盡管該交互項系數(shù)的估計符號與消費保險的理論預(yù)期一致，即消費信貸的發(fā)展能夠在居民收入意外下降時提供額外的應(yīng)急資金，從而降低收入不確定性對居民儲蓄的正向影響，但它在統(tǒng)計上并不顯著，因此可以說當(dāng)前消費信貸的“消費保險”作用還是相對較弱的。

方程3和方程4檢驗了兩類收入指標(biāo)與消費信貸的交互作用。方程3的結(jié)果表明，消費信貸與收入增長率的交互項系數(shù)為正，且在10%的顯著性水平下顯著，這表明了在收入增長率較快的年份（或省份），消費信貸降低居民儲蓄率的作用效果反而更弱一些。另外，與之前不同的是，方程3中收入增長率對居民儲蓄率的影響變?yōu)樵?%的顯著性水平下顯著。本文認(rèn)為，這種現(xiàn)象的產(chǎn)生可能反映了居民在進(jìn)行消費決策時對資源的利用順序。也即，居民在收入增長率較快時，首先考慮用的是收入，而不是消費信貸，因而此時居民對消費信貸的敏感度較低，消費信貸對居民消費儲蓄的影響程度也就較弱；而當(dāng)收入增長率變慢時，居民更加需要借助于外部信貸才能完成一些大額消費，因而此時消費信貸對居民消費儲蓄的作用效果會相應(yīng)更強一些。這也反映了當(dāng)前我國居民利用消費信貸時，往往是一種“被迫”的過渡性行為，而不是主動、積極地將其作為跨期消費的工具。

方程4檢驗了消費信貸與收入分配差距的交互作用。收入分配差距越大，消費信貸對居民總體儲蓄率的影響效果應(yīng)該越弱。方程4對消費信貸與收入分配差距的交互項進(jìn)行了檢驗，結(jié)果發(fā)現(xiàn)該交互項系數(shù)為正，在一定程度上證明了本文的分析，但它并不具有統(tǒng)計上的顯著性。

（三）消費信貸作用效果分析

上文的實證檢驗可知，當(dāng)前消費信貸對擴大消費、降低居民儲蓄率是能夠產(chǎn)生一定影響的。以表2中的方程4的結(jié)果為基準(zhǔn)，消費信貸增長率每提高1%，我國城鎮(zhèn)居民儲蓄率水平將會下降0.039%。以2004-2011年我國消費信貸年均增長率24.83%（8年的簡單均值）計算，在其他儲蓄率決定因素不變的前提下，消費信貸每年能夠壓降城鎮(zhèn)居民儲蓄率0.97個百分點，而同期城鎮(zhèn)居民儲蓄率平均水平為27.37%，以此計算當(dāng)前消費信貸對儲蓄率的作用強度僅占儲蓄率總水平的3.5%。

鑒于2004-2011年我國消費信貸的增長波動幅度較大，本文利用表2中的方程4的基準(zhǔn)結(jié)果，逐年計算出消費信貸對城鎮(zhèn)居民儲蓄率的作用效果。從表4和下圖可以看出，消費信貸增長率與實際儲蓄率變化之間存在一定的負(fù)向關(guān)系，尤其是2009年，隨著消費信貸的迅速擴大，實際儲蓄率相比2008年下降0.17個百分點；而根據(jù)測算，該年度消費信貸對儲蓄率的作用效果為1.90%，占到當(dāng)年儲蓄率水平的6.64%。但總體上講，我國城鎮(zhèn)居民儲蓄率仍然呈現(xiàn)出持續(xù)上升趨勢，利用消費信貸來拉動內(nèi)需似乎只能夠起到抑制儲蓄率過快上升的作用。

四、結(jié)論

本文主要從實證角度探討分析消費信貸對擴大消費、降低居民儲蓄率的作用效果問題。利用2004-2011年我國各省城鎮(zhèn)居民作為研究樣本，運用動態(tài)面板GMM估計量對居民儲蓄率決定因素的實證檢驗顯示：研究期間消費信貸確實能在一定程度上抑制我國城鎮(zhèn)居民的儲蓄率水平；從數(shù)量關(guān)系上講，消費信貸增長率每提高1個百分點，在其他因素保持不變的前提下，城鎮(zhèn)居民儲蓄率將會下降0.039個百分點；以2004-2011年我國消費信貸增長率均值計算，期間消費信貸每年能夠壓降城鎮(zhèn)居民儲蓄率0.97個百分點，但以此計算，消費信貸影響居民儲蓄率的程度大約僅占居民總儲蓄率水平的3.5%。本文也清楚地發(fā)現(xiàn)，消費信貸的作用僅是在降低儲蓄率過快上升的趨勢，但它并不能改變高儲蓄率的根本，同時關(guān)于消費信貸與儲蓄率決定因素的交換作用檢驗也表明消費信貸降低居民儲蓄率的作用效果還存在諸多的限制。

責(zé)任編輯：邵華明