□陳劍飛　鐘淑君（華南師范大學計算機學院，廣東　廣州　510631）

中國城鄉(xiāng)居民預防性儲蓄動機的地區(qū)差異和時序演進

□陳劍飛鐘淑君（華南師范大學計算機學院，廣東廣州510631）

本文選取中國1989—2012年度統(tǒng)計數(shù)據(jù)，基于Dynan（1993）模型對我國東、西、中部地區(qū)城鄉(xiāng)居民預防性儲蓄動機的強度進行測度分析。在估計中，我們采用固定效應—工具變量法，通過收入增長率的平方對消費支出增長率的平方作第一階段的OLS估計，并根據(jù)計量模型計算所得消費增長率平方的估計值對預防性儲蓄動機強度進行第二階段的OLS估測。研究結果表明，我國城鄉(xiāng)居民確實存在較為顯著的預防性儲蓄動機，各地區(qū)城鎮(zhèn)居民的預防性儲蓄動機較同期各地區(qū)農(nóng)村居民相對強一些，而在時序變化方面，結果顯示我國各地區(qū)城鄉(xiāng)居民家庭的預防性儲蓄動機均長期穩(wěn)居于高水平?；谏鲜鼋Y論，本文進一步針對我國如何降低預防性儲蓄動機強度和擴大內需提出對策建議。

中國城鄉(xiāng)居民；預防性儲蓄動機；相對謹慎系數(shù)；不確定性

一、引言

改革開放以來，我國國內生產(chǎn)總值呈現(xiàn)持續(xù)快速上升趨勢，從1978年的3645.22億元，到2012年的52373.63億元，年均增速為15.87%。與此同時，隨著國家經(jīng)濟快速發(fā)展，在1978—2012年間，無論是城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入還是農(nóng)村居民家庭人均純收入，均呈現(xiàn)上升趨勢，城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入平均增長率為13.56%，農(nóng)村居民家庭人均純收入增長則為12.97%。然而在1995—2012年期間，全國各地城鄉(xiāng)居民家庭人均全年消費性支出增長率僅為9.5%，其中，城鎮(zhèn)居民家庭人均全年消費性支出增長速度為9.6%；農(nóng)村居民家庭人均全年消費性支出增長速度為9.4%，但同時在1997與1998年，農(nóng)村居民家庭人均全年消費性支出還出現(xiàn)了負增長率。值得深究的是，隨著經(jīng)濟的快速發(fā)展，我國城鄉(xiāng)居民的收入也持續(xù)上升，為何居民消費性支出增長率卻低于其收入增長率，而且對于農(nóng)村居民甚至還出現(xiàn)了負的消費增長率。為了探討這個問題，本文引入城鄉(xiāng)居民人民幣儲蓄存款對此展開分析。相關數(shù)據(jù)顯示，2011年我國城鄉(xiāng)居民人民幣儲蓄存款高達343635.9億元，是1978年人民幣儲蓄存款210.6億元的1631.70倍，其平均增長速率為46.77%。而對比核算可知，我國城鄉(xiāng)居民的儲蓄存款增長率遠遠高于GDP、居民收入以及消費性支出的增長速度，分別為GDP、居民收入以及消費性支出增長速度的2.95倍，3.52倍，4.92倍。可見，相對于我國整體經(jīng)濟、城鄉(xiāng)居民的收入還有消費性支出的增長速度，城鄉(xiāng)居民人民幣儲蓄存款速度更為驚人，而且還將保持著強烈的上升勢頭，而這必然會導致國內消費不足，引出一系列阻礙經(jīng)濟發(fā)展的問題。在此時勢背景下，通過對消費儲蓄行為展開深入的實證研究，并就如何控制儲蓄率、擴大國內消費需求提出對策與建議具有重要的現(xiàn)實意義與理論價值。

迄今為止，不少學者曾試圖采用預防性儲蓄動機理論對此展開實證分析，在探索居民預防性儲蓄動機產(chǎn)生的根源因素的同時，也通過數(shù)值化預防性動機強度，來衡量城鄉(xiāng)居民預防性儲蓄動機的強弱。就國外現(xiàn)有文獻而言，按照消費與儲蓄理論的定義，儲蓄等于收入減去消費。眾多國外學者試圖從收入與消費關系對儲蓄展開研究，其中包括消費與儲蓄的生命周期—持久性收入假說（LC-PIH）。生命周期假說（life-cycle hyрothesis）認為，個人是在長期中計劃其消費與儲蓄行為的，以便在他們整個一生中，以最好的可能方式配置其消費。但是，傳統(tǒng)的生命周期—持久性收入假說（LC-PIH）已經(jīng)不足以全面地解釋消費與儲蓄行為，從而學者們引入不確定性的現(xiàn)代分析方法、流動性約束模型以及緩沖庫存儲蓄模型加以解釋。而這種理論就被稱為預防性儲蓄，即是指風險厭惡的消費者為了預防未來不確定性導致的消費水平的急劇下降而進行的儲蓄。

關于預防性儲蓄動機的研究，最早可追溯到1968年leland對此所進行的理論分析。由其早期的兩期模型，在假設消費儲蓄行為中的現(xiàn)期收入確定與未來收入不確定的條件下，經(jīng)過研究分析得出，消費者為滿足兩期消費效用最大化，則必須選擇最佳的儲蓄率，而且消費者未來所面臨的不確定性越大，其所需選擇的儲蓄率則越大。從而人們需要通過減少當前的消費，以增加預防性儲蓄額度，以便維持經(jīng)濟不景氣時的消費?；趌eland（1968）初期的兩期模型理論，Mark Kazarosian（1997）利用面板數(shù)據(jù)分析持久性收入與收入不確定性在個人預防性儲蓄動機中的影響程度，得出結論是：收入不確定性對持久性收入產(chǎn)生直接的影響，而預防性儲蓄動機的大小取決于個人職業(yè)的不同。而Miller（1976）則通過建立多期模型，進一步闡釋預防性儲蓄動機的含義與存在條件，并實現(xiàn)了凸的邊際效用函數(shù)是預防性儲蓄動機存在的必要條件。Kimball（1990）基于Leland（1968）and Sandmo（1970）的研究結論，就消費者效用函數(shù)三階倒數(shù)大于零表明預防性儲蓄動機的存在，提出預防性儲蓄動機是對消費者負邊際效用的風險規(guī)避，并效仿阿羅·普拉特相對風險厭惡與絕對風險厭惡度量模型，采用帶負號的效用函數(shù)三階導數(shù)與二階導數(shù)的比值作為絕對謹慎系數(shù)來衡量預防性儲蓄動機的強度。后來Carroll（1992）提出了儲蓄的緩沖存貨模型，即消費者通過建立目標緩沖庫存，以儲蓄方式積累財富，來應對由未來收入不確定性增加而引起的一系列消費風險。

國外相關文獻顯示，對預防性儲蓄動機理論研究有著深遠影響的模型包括：Dynan（1993）的預防性儲蓄模型，Carroll（1992）改進的緩沖存貨儲蓄模型以及Luigi Guiso（1992）的預防性儲蓄模型。其中，Dynan（1993）的預防性儲蓄模型則是使用消費變化率的平方作為不確定性風險的度量，并通過相對謹慎系數(shù)直接對預防性儲蓄動機強弱進行衡量。Carroll（1992）緩沖存貨儲蓄模型則是消費者可以避免在壞光景下被迫消減其消費支出的一種方法，建立儲蓄資產(chǎn)的緩沖庫存，以便緊急情況下動用。通常缺乏耐心的消費者會有一個“目標”財富水平作為儲蓄的預防性動機之點，如果自身財富低于目標水平，預防性儲蓄動機將增強，以致消費者努力積累財富而進行儲蓄；否則，消費者將降低儲蓄額度以滿足當期消費。Luigi Guiso（1992）的預防性儲蓄模型則使用消費者一生的收入方差替代不確定性，根據(jù)消費者常絕對風險厭惡的效用函數(shù)模型推導出預防性儲蓄存在與否，并證明預防性儲蓄不僅受收入不確定的影響，還受其它對儲蓄起著主要決定作用的健康、死亡風險等風險因素的影響，因此在預防性儲蓄理論的進一步研究上，還需考慮更多的風險因素?？偠灾?，至今國際學術界對預防性儲蓄動機的研究方法上并沒有唯一定論，對其實證檢驗仍有待深入。

就國內現(xiàn)有文獻而言，隨著我國經(jīng)濟的蓬勃發(fā)展，穩(wěn)健上升的儲蓄率逐漸成為國內學者所關注的焦點。因此不少國內學者嘗試借鑒預防性儲蓄理論，并采用多種預防性測度方法，從各種不同的角度結合收入不確定性、醫(yī)療、住房、教育、保險等不確定性因素，對我國持續(xù)的高儲蓄率進行深入的研究，并為居高不下的儲蓄率作出相關的理論解釋以及提出解決策略。然而，在不同的研究思路與分析策略上，雖然眾多國內學者對城鄉(xiāng)居民預防性儲蓄動機的存在予以肯定，但是在其強弱程度關系的比較上并未達成一致觀點。

首先，龍志和與周浩民（2000）參照Dynan（1933）所提出的預防性儲蓄模型，基于1991—1998年分地區(qū)消費、收入及物價數(shù)據(jù)所構成的面板數(shù)據(jù)，采用工具變量法以及矩估計方法，在消費者效用函數(shù)三階導數(shù)大于0的不確定性條件下，利用相對謹慎系數(shù)的大小來衡量我國城鎮(zhèn)居民預防性儲蓄動機的強度，通過定量分析得出的結論表明：中國城鎮(zhèn)居民確實存在較強的預防性儲蓄動機。其次，周紹杰（2010）采用的計量模型基于Leland（1968）以及測量預防性儲蓄動機的強度的Dynan（1993）模型，結合收入增長率的平方替代消費增長率，引入家庭人口規(guī)模，以及家庭收入者數(shù)量、時間虛擬變量，對不同時期以及不同年齡組群的中國城市家庭統(tǒng)計數(shù)據(jù)進行計量分析，得出的結果顯示：我國城市家庭具有顯著的預防性儲蓄動機，并且1988—1995年的預防性儲蓄動機強于1996—2003年，而年老組群相對于年輕組群具有更強的預防性儲蓄動機。再次，虞斌、何建敏（2011）基于消費者效用最大化將調整各期消費支出，構建儲蓄謹慎系數(shù)模型，通過消費支出增長率的平方代表不確定性，以估測中國城鄉(xiāng)居民預防性儲蓄動機強度大小，其中結合1999年以來中國31個省、自治區(qū)和直轄市的面板數(shù)據(jù)進行實證分析與研究，計量結果表明：中國城鄉(xiāng)居民表現(xiàn)出較強的預防性儲蓄動機，且農(nóng)村居民的儲蓄動機強度遠遠高于城鎮(zhèn)居民。同時，李燕橋、臧旭恒（2011）提出采用向量自回歸模型，結合廣義脈沖響應函數(shù)、方差分解技術對我國城鎮(zhèn)居民1978—2008年間的消費儲蓄行為數(shù)據(jù)進行定量分析，其研究結果也進一步證實了：預防性儲蓄動機存在于我國城鎮(zhèn)居民消費行為中的事實。還有，易行?。?011）根據(jù)Dynan（1993）所提出的預防性儲蓄模型以收入不確定性條件下衡量預防性儲蓄動機，同時基于龍志和與周浩民（2000）及易行?。?008）所運用的計量模型，設置以城鎮(zhèn)居民消費增長率的平方作為解析變量，消費增長率為被解析變量，為了減少變量內生性所帶來的計量誤差，則通過固定效應—工具變量法：以可支配收入年增長率的平方近似估計代替消費增長率的平方加以解決，其研究結論顯示：在我國城鎮(zhèn)居民的消費行為中預防性儲蓄動機相當顯著；在其地區(qū)差異比較方面，較東部而言，中西部尤為強烈；在時序演變方面，我國東中西部城鎮(zhèn)居民預防性儲蓄動機強度均由下降扭轉為上升態(tài)勢。

然而，也有學者就前人對我國城鄉(xiāng)居民預防性儲蓄動機強弱程度關系的研究結論提出異議。如劉東皇（2012）采用中國城鄉(xiāng)省際面板數(shù)據(jù)定量實證我國城鄉(xiāng)居民的預防性儲蓄動機強度，計量模型的構建基于Dynan（1993）模型，其中采取t+1期的消費對數(shù)及其平方值代替原Dynan模型的消費增長率及其平方，同樣是通過相對謹慎系數(shù)的大小度量城鄉(xiāng)居民的預防性動機強度，其估計得出的結果表明：我國城鄉(xiāng)居民的預防性儲蓄動機強度顯著，但在我國鄉(xiāng)居民的預防性儲蓄動機差異程度上看，城鎮(zhèn)居民的預防性儲蓄動機卻略高于農(nóng)村，這與前人的估計預測存在巨大差異。為何對同一個問題的研究會產(chǎn)生兩個相悖的結論呢？因此，關于我國城鄉(xiāng)居民預防性儲蓄動機強度差異的問題，仍然有待深究，也值得我們不斷地去探索，并尋找出更合理的模型驗證與解釋我國城鄉(xiāng)居民預防性儲蓄動機的地區(qū)差異成因及時序變化，從而提出解決高強度儲蓄動機的方法，以對經(jīng)濟建設提供更好的建議與政策。

為了進一步驗證我國城鄉(xiāng)居民預防性儲蓄動機的地區(qū)差異，本文使用1989—2012年相關統(tǒng)計數(shù)據(jù)，系統(tǒng)地從全國整體、各省際、分東西中部地區(qū)，對我國城鄉(xiāng)居民預防性儲蓄動機的強度進行計量分析，通過揭示預防性儲蓄動機產(chǎn)生地區(qū)差異的成因及時序演進狀況，為平衡我國城鄉(xiāng)各地區(qū)差異和刺激內需提供富有建設性的對策與建議。

本文主要分成五個部分，第一部分是關于研究預防性儲蓄動機的國內外文獻回顧，第二部分詳細描述本文測度預防性儲蓄動機強度所基于的計量模型，第三部分介紹實證數(shù)據(jù)的來源以及如何對其展開預處理和估測檢驗分析，第四部分是計量檢驗結果的剖析，第五部分是結論與建議。

二、預防性儲蓄模型與計量方法

（一）預防性儲蓄動機模型

本文將基于Dynan（1993）的預防性儲蓄模型，并結合各種收入不確定性的衡量方法，對中國城鄉(xiāng)居民預防性儲蓄動機的地區(qū)差異與時序變化進行計量分析，下面對該模型展開詳細的介紹。

Dynan（1993）的預防性儲蓄模型是采用消費支出調查數(shù)據(jù)，用消費增長率的平方代替未來不確定性所產(chǎn)生的風險，并通過對最大化效用函數(shù)的參數(shù)進行顯示估計，得到相對謹慎系數(shù)來反映預防性儲蓄動機的強度。因此該模型的特點是在為不確定性風險提出了合適的代理變量之余，也為預防性儲蓄動機大小的衡量提供明確的數(shù)值。在Dynan所提出的謹慎動機測度方法中，其假定消費者在t時期追求一生效用最大化，即用公式表示如下：

附帶約束條件是：

其中Et表示在時間t里所有信息可用的條件期望值，T代表死亡的時期，Cit是消費，Yit是勞動收入，Ait是t時期消費者持有的財富，δ表示受時間偏好率，ri代表真正的稅后利率。并設定效用函數(shù)隨著時間具有可加性，其二階導數(shù)小于零，且勞動收入是不確定的。使用動態(tài)規(guī)劃最優(yōu)化貝爾曼方程得到，在j=1時，解決消費者效用最大化問題，得到一階條件下：

通過二階泰勒對U'（Ci、t+1）近似展開，結合（3）式計算得出：

上述公式中，ξ=-Cit（U''/U'），根據(jù)阿羅·普拉特的證明可得，ξ為相對風險厭惡度量系數(shù)，ρ=-Cit（U''/U'），由Kimball（1990）定義為相對謹慎系數(shù)。Dynan指出相對謹慎系數(shù)ρ〉0，由預期消費支出增長率的平方所代表的不確定性越大，將導致更高的預期消費增長，即引起當前消費減少而增加儲蓄。因此，以ρ值的大小來衡量居民的預防性儲蓄動機的強弱程度。

Dynan根據(jù)方程（4）利用一消費面板數(shù)據(jù)，采用樣本數(shù)據(jù)持續(xù)時期內的消費增長率平均值avg（GC）i近似代替未來消費增長率期望值，合并誤差項εi后可得如下公式：

其中，εi所代表的誤差包括：用樣本消費增長率平均值替代消費增長率預期值而產(chǎn)生的誤差項，以及消費者邊際效用的偏好變化對消費增長的沖擊。而ρ值大小則是決定居民預防性儲蓄動機的大小。

（二）計量方法選擇與介紹

本文使用的數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》，樣本個體的選取是面向中國內地城鄉(xiāng)居民，其中計量的對象是時間跨度為1995—2012年的面板數(shù)據(jù)，詳細包括：1995—2012分地區(qū)城鎮(zhèn)居民家庭平均每人消費支出（2012年）YCZ（元），1995—2012年分地區(qū)農(nóng)村居民平均每人消費支出（2012年）YNC（元），1995—2012分地區(qū)按來源分城鎮(zhèn)居民家庭人均年度可支配收入XCZ（元），1995—2012分地區(qū)按來源分農(nóng)村居民家庭人均純收入XNC（元），通過數(shù)據(jù)預處理之后，分別得到YYCZEast、YYCZWest、YYCZCentral：我國東、西、中部城鎮(zhèn)居民人均消費性支出增長率的平方，XXCZEast、YYCZWest、YYCZCentral：我國東、西、中部城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入增長率的平方，YYNCEast、YYNCWest、YYNCCentral：我國東、西、中部農(nóng)村居民人均消費性支出增長率的平方，XXNCEast、XXNCWest、XXNCCentral：我國東、西、中部農(nóng)村居民家庭人均可支配收入增長率的平方。

（1）城鎮(zhèn)居民的預防性儲蓄動機強度分析估計模型，主要分為兩階段的OLS估計：

第一階段：OLS：城鎮(zhèn)居民的消費性支出增長率的平方估計模型：

第二階段：OLS：城鎮(zhèn)居民預防性儲蓄動機強度ρ的估測模型：

（2）農(nóng)村居民的預防性儲蓄動機強度分析估計模型，主要分為兩階段的OLS估計：第一階段：農(nóng)村居民的消費性支出增長率的平方估計模型：

第二階段OLS：農(nóng)村居民預防性儲蓄動機強度ρ的估測模型：

其中，YYCZ是通過第一階段OLS估計出來的方程（6）之后，代入城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的平方計算所得，同理YYNC是通過第一階段OLS估計出來的方程（8）之后，代入農(nóng)村居民人均可支配收入的平方計算得到。

三、實證結果與分析

利用1989—2012年我國城鄉(xiāng)居民人均可支配收入與人均消費性支出時間序列數(shù)據(jù)，分別對我國城鎮(zhèn)與農(nóng)村居民家庭整體的預防性儲蓄動機強度進行兩階段最小二乘法（2SLS）估計檢驗?？紤]到內生性問題，第一階段OLS是以收入增長率的平方對人均消費增長率的平方進行擬合，第二階段OLS則以人均消費增長率平方的擬合值估計消費支出增長率，所得結果如下所示：

表1　1989—2012年我國城鄉(xiāng)居民家庭整體預防性儲蓄動機強度估計

1995—2012年我國各地區(qū)城鎮(zhèn)居民家庭預防性儲蓄動機的強度進行兩階段最小二乘法（2SLS）估計檢驗，所得結果如下所示：

表2　1995—2012年我國東部城鄉(xiāng)居民家庭整體預防性儲蓄動機強度估計

表3　1995—2012年我國西部城鄉(xiāng)居民家庭整體預防性儲蓄動機強度估計

表4　1995—2012年我國中部城鄉(xiāng)居民家庭整體預防性儲蓄動機強度估計

根據(jù)表2、表3、表4的數(shù)據(jù)可生成1995—2012年我國各地區(qū)城鄉(xiāng)居民預防性儲蓄動機差異情況圖所示：

圖1　1995—2012年我國城鄉(xiāng)居民預防性儲蓄動機強度分析

根據(jù)圖1可得，在1995—2012年間我國城鄉(xiāng)居民預防性儲蓄動機強度普遍分布在8—10之間，表明了我國城鄉(xiāng)居民確實存在著較強的預防性儲蓄動機。從整體來看，我國城鎮(zhèn)居民的預防性儲蓄動機強度曲線大部分處于農(nóng)村居民預防性儲蓄動機強度曲線上方。本文認為其原因很大程度上是在于低收入農(nóng)村居民為滿足當期需要，把當期收入更多地投入到當期消費中，從而在一定程度上降低了儲蓄率。另一方面，即使城鎮(zhèn)居民擁有更好的社會保障體系、更高的抵御風險能力，但是其也面臨著更大的生活壓力及不確定性風險，從而導致了更強的預防性儲蓄動機。

利用1995—2012年相關數(shù)據(jù)，對我國東、西、中部城鎮(zhèn)居民家庭的預防性儲蓄動機強度進行兩階段最小二乘法（2SLS）估計檢驗，所得結果如表5所示：數(shù)項，括號中為標準誤；F—檢驗值：括號上方數(shù)值是F值，括號內數(shù)值是Prob〉F值大小，以檢驗模型的顯著性；t是指變量XX、YY所對應的t絕對值；p〉|t|是指變量XX、YY所對應的р值，上表顯示其估計系數(shù)在1%水平上均顯著；R-Squared是模型的擬合優(yōu)度。

表5　1995—2012年我國城鄉(xiāng)居民家庭預防性儲蓄動機強度估計

利用1995—2012年相關數(shù)據(jù)，對我國東、西、中部農(nóng)村居民家庭的預防性儲蓄動機強度進行兩階段最小二乘法（2SLS）估計檢驗，所得結果如下所示：

表6　1995—2012年我國分地區(qū)農(nóng)村居民家庭預防性儲蓄動機強度估計

根據(jù)以上實證結果可知，在1989—2012年期間，全國城鎮(zhèn)居民整體的預防性儲蓄動機的強度ρ約為5.08619，全國農(nóng)村居民整體的預防性儲蓄動機的強度ρ約為5.983882。從總體上看，我國城鄉(xiāng)預防性儲蓄動機并不算太高，預防性儲蓄動機強度差異也不明顯。然而，采用1995—2012年間數(shù)據(jù)，分地區(qū)對我國城鄉(xiāng)居民預防性儲蓄動機強度進行估計時，結果表明：我國各地區(qū)城鄉(xiāng)居民家庭均存在顯著的預防性儲蓄動機，而且城鎮(zhèn)居民家庭的預防性儲蓄動機強度普遍高于同期農(nóng)村居民家庭，其強度高低排列依次為：城鎮(zhèn)東部〉農(nóng)村西部〉城鎮(zhèn)中部〉城鎮(zhèn)西部〉農(nóng)村東部〉農(nóng)村中部。這在一定程度上也反映了在市場化進程中城鎮(zhèn)居民的生活壓力要大于農(nóng)村，在中國經(jīng)濟越發(fā)達、市場化水平越高的地區(qū)，其居民預防性動機強度越高。目前，很多學者對預防性儲蓄動機成因展開，也提出了不少影響因素。本文認為導致較強的預防性儲蓄動機產(chǎn)生源于居民對未來不確定性的預期。首先，我國社會保障體系的不完善，各種保障制度只是在逐步發(fā)展與摸索當中前行。近些年來，在城鄉(xiāng)居民的面臨著越來越嚴重的就業(yè)壓力之余，教育、醫(yī)療、住房價格逐漸上漲，導致了更加強烈的居民預防性儲蓄。其次，融資約束也是產(chǎn)生較強預防性儲蓄動機的重要因素。目前，我國信貸消費市場和資本市場的不完善和低效率，導致居民很難通過外部融資渠道來支持當期消費和跨期消費，從而間接使得居民通過自主性儲蓄來預防未來的不確定性。然而，城鎮(zhèn)居民預防性儲蓄動機整體上強于農(nóng)村居民預防性儲蓄，很大程度上是因為低收入農(nóng)村居民為滿足當期需要，把當期收入更多地投入到當期消費中，從而在一定程度上降低了儲蓄率。另一方面，即使城鎮(zhèn)居民擁有更好的社會保障體系、更高的抵御風險能力，但是其也面臨著更大的不確定性風險，從而導致了更強的預防性儲蓄動機。

為分析我國城鄉(xiāng)居民預防性儲蓄動機的時序演進，本文采用上述1995—2012年間統(tǒng)計數(shù)據(jù)，以每5年為一個滾動回歸窗口，得出相應時間段的我國各地區(qū)居民預防性儲蓄動機強度。由于部分數(shù)據(jù)計量結果不顯著，導致折線圖有斷點，其具體的時序演進趨勢如圖2所示：

圖2　1996—2012年我國各地區(qū)預防性儲蓄動機強度的時序演進

根據(jù)圖2所示，自1995—2012年間，我國城鄉(xiāng)居民家庭預防性儲蓄動機都穩(wěn)居于8.0左右，按照圖示預測，居民預防性儲蓄動機并沒有下降趨勢。雖然，近年來，國家為減少各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展差異，從多方面為我國東、中、西部的發(fā)展提供大力的支持，但是伴隨著經(jīng)濟的發(fā)展，城市化，工業(yè)化的演進，也帶來了很大的不確定性及相關顯隱性成本。如果對于我國城鄉(xiāng)居民家庭的預防性儲蓄動機如果不采取措施加以控制，其將可能會逐漸上升。

四、結論與啟示

本文選取中國1989—2012年度統(tǒng)計數(shù)據(jù)，基于Dynan（1993）模型對我國東、西、中部地區(qū)城鄉(xiāng)居民預防性儲蓄動機的強度進行測度分析。研究表明，在1995—2012年間，我國城鄉(xiāng)居民家庭預防性儲蓄動機強度幾乎穩(wěn)居于8.0左右，整體的發(fā)展表現(xiàn)為居高不下并將趨于持續(xù)增長的態(tài)勢。本文認為導致我國整體城鄉(xiāng)居民存在較強預防性儲蓄動機的原因主要有以下兩個方面：

第一，大部分居民未能保證未來收入將會大幅度提高，卻必須面對預期消費支出的不確定性，因此引起人們消費信心不足，并把當前的閑置貨幣資金儲蓄起來以備不時之需。改革開放以來，我國城鄉(xiāng)居民均面臨著教育、醫(yī)療、住房這“三座大山”所施加的巨大壓力。而就目前而言，我國就業(yè)形勢嚴峻，多個地區(qū)出現(xiàn)“用工荒”、“就業(yè)難”等問題，除此之外，我國各項醫(yī)療保險、養(yǎng)老保障制度仍不完善。當居民面對著預期收入狀況不明朗，預期消費支出不確定的情況下，自然而然會盡可能地降低即期消費，增加預防性儲蓄額度。

第二，大部分居民的融資投資渠道狹窄，是導致居民預防性儲蓄動機居高不下的原因之一。首先，融資約束是產(chǎn)生較強預防性儲蓄動機的重要因素，如今我國信貸消費市場和資本市場的不完善和低效率，導致居民很難通過外部融資渠道來支持當期消費和跨期消費，從而間接使得居民通過自主性儲蓄來預防未來的不確定性。其次，投資渠道的狹窄也間接助長了預防性儲蓄氣焰，因為目前仍存在大部分的老百姓對投資不了解，也沒有相關的職能部門或機構正確引導人們進行投資。另外，市場上大部分理財、信托產(chǎn)品門檻過高，即使老百姓有了解、有意愿參加投資，但也有心無力。因此，人們如有閑置資金，為了保險起見一般都會選擇存入銀行。

基于我國城鄉(xiāng)居民家庭預防性儲蓄動機強度居高不下的相關原因，并為緩解高儲蓄率、擴大國內消費需求等問題，本文提出以下建議：為減少居民因未來不確定性的預期而導致的預防性儲蓄，同時增加居民消費信心，則必須盡快建立健全且覆蓋城鄉(xiāng)居民的社會保障體系，同時重點加強與落實教育、醫(yī)療、住房、保險、養(yǎng)老等保障體系實施。一方面，有關部門需加大產(chǎn)業(yè)投資、擴大就業(yè)面，減少由居民所面臨的失業(yè)風險產(chǎn)生不確定性收入而進行的儲蓄。另一方面，在抑制醫(yī)療、住房和教育等消費價格的快速增長的同時，需要深化法制改革，遏制相關不明收費現(xiàn)象的發(fā)生。除此之外，在全國各地區(qū)應向廣大人民普及相關的投融資知識，引導老百姓正確進行投融資。而相關職能部門與機構也應積極開展有關消費信貸的宣傳，鼓勵人們消費預期，以促進市場消費，擴大內需。

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□責任編輯：周權雄

F063.2

A

1003—8744（2015）03—0087—11

*本文得到國家自然科學基金青年項目（編號：71303081）、教育部人文社會科學研究青年基金項目（編號：12YJC790006）、中國博士后基金面上項目（編號：2013M540669）、全國統(tǒng)計科研計劃項目（編號：2013LY084）、國家社科基金項目（編號：12BJL057）、國家社科基金青年項目（編號：11CJY098）和廣東省哲學社會科學“十二五”規(guī)劃青年項目（編號：GD11YYJ01）的資助。

2015—3—21

陳劍飛（1981—），男，華南師范大學計算機學院助理研究員，主要研究方向為高教研究、經(jīng)濟學；鐘淑君（1992—），女，華南師范大學計算機學院學生，主要研究方向為數(shù)據(jù)庫、經(jīng)濟學。