城镇化视角下的居民消费储蓄行为分析

摘 要：本文选择中国城镇和农村居民1978—2012年间的省际面板数据，采用固定效应-工具变量法对我国城镇、农村居民预防性储蓄动机强度进行实证研究。结果表明，我国城镇和农村居民都存在很强的预防性储蓄动机，且城镇居民的预防性储蓄动机强于农村居民。在社保制度不完善的前提下，提高城镇化率未必能有效降低居民的预防性储蓄，反而可能增加，最后对我国城乡居民储蓄快速增长提出了若干政策建议。

关键词：城镇居民；农村居民；预防性储蓄；城镇化

中图分类号：F323.8 文献标识码：A 文章编号：1003-9031（2013）11-0012-05 DOI：10.3969/j.issn.1003-9031.2013.11.03

一、文献综述

Leland（1968）把预防性储蓄定义为由于未来收入的不确定性而导致的额外储蓄。由递减的绝对风险厌恶，他证明了当效用函数的三阶导数大于零时，预防性储蓄与收入不确定性为正相关关系[1]。Kimball（1990，1991）对风险规避和预防性储蓄动机之间的关系进一步扩张，提出的绝对谨慎和相对谨慎理论，认为伴随着绝对谨慎系数和相对谨慎系数的上升，给定未来收入的不确实性将导致边际消费倾向的不断降低[2]。Deton（1991）和Carroll（1994）结合预防性储蓄和流动性约束假说，提出“缓冲储蓄”模型，假设消费者进行储蓄的目的在于使消费免受未预期到的收入波动的影响[3-4]。

我国居民的高储蓄率引起学术界的重视，对是否存在预防性储蓄动机及其强度大小进行了大量的实证检验，但由于使用的模型、数据、特别是对预防性储蓄动机的测度方法不同，所得的结论存在较大差异。龙志和、周浩明（2000）的研究表明1991—1998年间我国城镇居民的“预防性储蓄”动机的相对谨慎性系数约为5.2[5]，施建淮和朱海婷（2004）的研究表明中国35个大中城市1999—2003年间的居民相对谨慎系数仅为0.878[6]，周建（2005）利用1978—2003年样本数据估计出我国农民的相对谨慎系数为5.144[7]，杜海韬、邓翔（2005）利用1978—

2002年的城乡数据，估计出农村居民相对谨慎系数为5.755，城镇居民相对谨慎系数为8.138[8]。易行健等（2008）利用1992—2006年间的省际面板数据，得出我国农村居民存在很强的预防性储蓄动机，相对谨慎系数为11.534[9]。

二、预防性储蓄动机强度估计模型

本文采用Dynan（1993）所提出的预防性储蓄模型进行“预防性储蓄”动机估测[10]。假设代表性消费者的目标是预期效用最大化，其消费路径满足下述动态优化问题：

maxEt[■（1+？啄）-jU（Ct+j）]（1）

约束条件为At+j+1=（1+r）At+j-Ct+j+Yt+j+1，其中？啄为时间偏好率，r为实际利率，At为消费者时刻的财富水平，边界约束条件为没有遗产：At+1=0，T为生命期，Ct是消费水平，Yt为收入水平，效用函数U（Ct）满足U'>0，U''

[（1+r）/（1+？啄）Et[U''（Ct+1）]=U'（2）

应用U'（Ct+1）的二阶泰勒展开式，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）

代入欧拉方程并忽略掉高阶无穷小项可得：

Et[■]=■（■）+■Et[（■）2]（4）

其中，？孜=-Ct（U''/U'）为相对厌恶系数，而？籽=-Ct（U'''/U''）为相对谨慎性系数。由于我们在前面假设消费者的效用函数U（Ct）满足U'>0，U''

？驻lnCit+ui=■（■）+■（？驻lnCit）2+vi（5）

其中，？驻lnCit是消费者i在时期t的消费增长率，ui和vi分别表示用样本均值替代式（4）中的预测值所产生的误差项。合并误差项，经整理后可得最终估计模型为：

？驻lnCit=■（■）+■（？驻lnCit）2+？着i（6）

三、模型估计

（一）数据说明

1.数据选取和处理。本文采用的数据来源于《新中国六十年统计资料汇编》、《中国统计年鉴》除港、澳、台以外的31个省、自治区、直辖市1978—2012年的年度数据，包括各地区城镇家庭人均可支配收入、农村家庭人均纯收入、各地区城镇家庭人均全年消费性支出、农村家庭人均全年消费支出、各地区城镇居民消费价格指数、农村居民消费价格指数，以及人均实际GDP和城镇化率，各个数据均以1978年为基期，消除价格因素影响。

2.工具变量的选择。本文参照易行健（2008）等选取收入增长率和消费者价格指数的平方作为工具变量，估计农村居民消费支出增长率平方的系数。同时，为了更加准确的估计模型中的相对谨慎性系数，在回归方程中分别控制了省际人均GDP和城市化水平。

（二）全国与分地区预防性储蓄动机强度估计

1.全国城镇、农村预防性储蓄动机强度估计

本研究利用Eviews6.0软件，对全国城镇、农村居民预防性储蓄动机强度进行了估计。通过对城镇和农村数据进行截面随机效应检验，均在1%的置信度下拒绝了随机效应，从而采用固定效应（见表1）。使用固定效应可以消除省际不可观察到的异质性，保持其估计结果的一致性。此外，为减少由于截面数据造成的异方差影响，我们采用了截面加权法（Cross-section weights），即先用相同权数做最初的回归权数估计，然后再用估计权数做加权最小二乘法，消除异方差性。为便于比较，我们分别报告了应用简单OLS，固定效应模型（FE）和固定效应-工具变量模型（FE-IV）回归的结果（见表2）。

一般而言，对工具变量的要求是在第一阶段各自单独显著，且其联合F值应该超过10。从估计结果来看，联合F检验值超过10且显著，Hansen J检验值也表明，接受所有工具变量都是有效的原假设。为便于比较起见，我们将FE-IV的估计结果视为基准回归结果来进行讨论。利用FE-IV的估计出来的结果，城镇居民的系数为6.167，农村居民的系数为2.734，即城镇居民预期的消费增长率的平方每增加1单位，就会导致预期消费增长6.167单位的变动；农村居民预期的消费增长率的平方每增加1单位，就会导致预期消费增长2.734单位的变动。未来的不确定性越大，预期未来的消费增长就越大，预防性储蓄也就越多。从城乡对比来看，城镇居民的消费比农村居民更加谨慎，其相对谨慎系数（？籽=12.334）大于农村居民（？籽=5.468）。

2.分地区城镇、农村预防性储蓄动机强度估计

比较东中西部三个地区的结果发现，1978—2012年间，三个地区的城镇居民预防性储蓄动机强度均高于农村居民；从城镇来看，东部地区城镇居民预防性储蓄动机强度最高，西部次之，中部最低；如果不含地区，则西部地区城镇居民预防性储蓄动机强度最低，呈现出东、中、西依次下降的特点，表明中国经济越发达、市场化水平越高的地区，其城镇居民预防性动机强度越高。从农村来看，中部地区农村居民预防性储蓄动机强度最高，其次是东部，最后是西部，显示出中间高、两头低的特点。

3.全国与分地区城乡居民预防性储蓄动机强度时序变化

为观察1978—2012年间全国与分地区城镇、农村居民的预防性储蓄动机强度的时序变化，我们以5年为一个窗口对相对谨慎系数进行滚动回归估计，得出回归结果（见表4）。从表中可看出，全国城镇居民预防性储蓄动机强度可分为1978—1997年和1998—2012年两个上升区间，且在1993—1997年间达到最高，在1998—2002年间城镇居民预防性储蓄动机强度有所下降，之后逐渐加强。从分地区的情况看，东部城镇居民预防性储蓄动机呈波浪式平稳滚动，且在2008—2012年间达到最高，其走势与全国趋势较为接近；中西部地区城镇居民预防性储蓄动机均在1988—1992年间达到最高，在这期间，中西部地区城镇数据发生明显的结构性转变，居民预防性储蓄动机显著增强，之后有所下降。其中，中部城镇居民的预防性动机强度在1993—1997年间显著下降后处于平稳上升态势，西部城镇居民的预防性储蓄动机则持续下降，于2003—2007年间降到最低，在2008—2012年显著上升。

全国农村居民预防性储蓄在1978—2002年间持续上升，并在1998—2002年期间达到最高，之后持续回落。分地区的滚动回归结果表明各地区农村居民预防性储蓄动机强度都是在1998—2002年期间达到最高。东部农村居民预防性储蓄动机在1988—1992年间显著增强，之后保持平稳，2008—2012年间有所下降；中西部农村居民预防性储蓄动机呈波浪式滚动上升，在1998—2002年间达到最高点后均有所回落。西部地区若除去数据，则动机强度波动较大，且在1978—1982年间估计结果仅为2.273，预防性储蓄动机较弱。

四、主要结论和政策启示

本文对1978—2012年我国城镇和农村居民预防性储蓄动机的地区差异和时序变化进行了理论和实证分析，得出以下几点结论：

一是在样本区间内我国城镇和农村居民都存在很强的预防性储蓄动机，而且城镇居民的预防性储蓄动机强于农村居民。其原因可能在于：虽然城镇居民的社会保障水平更高、面临着的流动性约束较小、抵御风险能力更强，但面临更大的不确定性，迫使其采取比农村居民更强的“事前”防范措施，即更强的预防性储蓄动机。

二是在样本区间内东部地区城镇居民预防性储蓄动机强于中西部城镇居民，原因可能在于东部地区的城镇化、市场化水平更高，面临的不确定性高于中西部城镇，其城镇居民预防性动机强度越高。而农村地区却是中部农村居民预防性储蓄动机强度最高，其次是东部，最后是西部，显示出中间高、两头低的特点。

三是城镇化和市场化的加速影响了城乡居民预防性储蓄动机强度的时序变化。在经济体制发生巨大变迁的1988—1992年间，中西部城镇居民预防性储蓄动机达到最强，在2000年西部大开发战略实施后，农村的城镇化、市场化进程加快，全国和东中西部地区的农村居民预防性储蓄动机在1998—2002年间都达到最强。

四是提高城镇化率和人均GDP水平未必能有效降低居民的预防性储蓄，反而可能增加。从城镇化的角度来看，由于城镇居民的预防性储蓄动机强于农村居民，城镇化率的提高，必然给原来的农村居民带来较大的、更加不确定的转移成本，迫使新获得城镇户口的居民增加预防性储蓄，从而强化整个城乡居民的预防性动机[11]。此外，当居民的收入极低时，居民没有能力以增加储蓄来应付未来的不确定性；当低收入地区的城镇化率提高时，居民的平均收入水平提高，预防性储蓄也相应提高。

针对上述结论，我们对缓解我国城乡居民储蓄快速增长，有效提高居民消费水平，从而增强内需提出以下政策建议：

一是加快建立惠及城乡居民的全方位社会保障体系，降低不确定性因素导致的预防性储蓄倾向。无论是城镇还是农村，社会保障制度的完善都能降低居民的预防性储蓄动机强度，而且由于城镇居民的预防性储蓄动机更高，医疗保险制度对促进其增加消费的效果更加明显。臧文斌等人（2012）的研究结果表明，在其他条件相同的情况下，参保的城镇居民的年非医疗消费支出比未参保家庭约高13.0%[12]。白重恩等人（2012）的研究结果表明，新型农村合作医疗使得非医疗支出类家庭消费增加了约5.6%[13]。

二是通过采取综合性措施，有效扭转城乡居民、城镇内部不同阶层间收入差距不断扩大的趋势。收入差距的缩小一方面可以降低收入最高阶层的居民储蓄能力，另一方面也减少他们的财富示范效应，从而一定程度上降低收入较低的居民的竞争性储蓄倾向，整体减少城乡居民预防性储蓄动机强度。

三是在推进城镇化发展的进程中，应更加注重社会福利体系的完善，由农村居民的“户口城镇化”转向“福利城镇化”。首先需要解决进城农民的就业问题，稳定提高居民的收入预期；其次是解决好住房问题、社会保障问题和随迁子女的教育问题；再次是完善城镇化与工业化进程中的征地补偿等制度，降低城镇化与工业化给现有农村居民带来的转移成本，从而降低其预防性储蓄动机。■

参考文献：

[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]龙志和，周浩明.中国城镇居民预防性储蓄实证研究[J].经济研究，2000（11）.

[6]施建淮，朱海婷.中国城市居民预防性储蓄及预防性储蓄动机：1999-2003[J].经济研究，2004（10）.

[7]周建.经济转型期中国居民预防性储蓄研究——1978

—2003 年实证研究[J].财经研究，2005（8）.

[8]杜海韬，邓翔.“流动性约束和不确定状态下的预防性储蓄研究[J].经济学（季刊），2005（2）.

[9]易行健，王俊海，易君健.“预防性储蓄动机强度的时序变化与地区差异[J].经济研究，2008（2）.

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

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

[11]万广华等.转型经济中储蓄行为：中国的实证研究[J].经济研究，2003（5）.

[12]臧文斌，刘国恩，徐菲，熊先军.中国城镇居民基本医疗保险对家庭消费的影响”，统计研究，2012（7）.

[13]白重恩，李宏彬，吴斌珍.医疗保险与消费：来自新型农村合作医疗的证据[J].经济研究，2012（2）.