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1、- 1 -预防性储蓄对河南省城镇居民消费影响实证检验摘 要 本文以预防性储蓄理论为研究框架,运用1985年2009年时间序列数据，采用误差修正模型来（ECM）来对河南城镇居民的储蓄行为进行实证检验。本文证明了经济转轨时期中，河南城镇居民消费的预防性储蓄特征，并提出了刺激城镇居民消费的相关政策性建议。关键词 预防性储蓄理论 误差修正模型 实证检验1、引言在拉动经济增长的三驾马车（消费、投资、净出口）中，消费是最重要的。无论发达国家还是发展中国家，消费在一国的国民生产总值中所占的份额最大，发达国家消费率一般在 80%左右，与中国处于同等发展水平的国家最终消费率大都在 65%-75%之间1。从二十世
2、纪九十年代后期开始，中国出人意料的出现了居民消费不振，消费率不断下降的现象。新中国成立以来消费品供不应求的局面再也没有出现过。消费不振的长期持续，导致了很多问题，如储蓄率和投资率偏高和固定资产投资过热。此外还有国内消费不足迫使企业扩大出口，由此导致的贸易顺差，外汇占款过多所带来的流动性过剩、通货膨胀压力等问题。虽然消费率偏低除了居民消费不振之外，还有政府消费不振的问题，但居民消费近年来一直占最终消费的 80%左右，远远超过政府消费所占比重，所以仍然是导致消费率偏低的主要原因。可以说，居民消费不振已成为宏观经济很多问题的根源之一。因此，在市场经济条件下，拉动经济增长的关键在于启动居民的消费需求。
3、【1】徐永兵 消费行为与经济增长 中国社会科学出版社 2007- 2 -消费是推动经济增长的根本动力，消费是投资、生产的最终目的。马克思曾经精辟地论述过生产与消费的关系。他指出“没有生产，就没有消费。但是，没有消费，也就没有生产，因为如果这样，生产就没有目的” 。所以，扩大投资、发展生产是十分重要的，但是扩大投资、发展生产的目的是为了消费。投资需求不过是中间需求，居民消费需求的规模扩大和结构升级才是经济增长的根本动力。消费是促进经济增长的重要方式。计划经济时期和经济转轨初期，我国处于短缺经济条件下，经济增长最大的约束是资源供给约束，因此，我国的经济增长基本以固定资产投资的外延型增长来带动。而市
4、场经济是需求导向型经济，对于市场需求，首先是消费需求。市场经济越发展，消费需求的导向作用和拉动作用就越大。通过扩大消费需求，通过消费结构的优化和升级，促进产业结构的优化和升级，形成新的经济增长点，从而实现消费需求与经济增长之间的良性循环，促进整个国民经济的发展。因此，如何发挥消费需求的作用，显得越来越重要。自中国政府实施改革开放政策以来，中国的储蓄率从1992年的36.3%，逐步上升到2008年的51.3%，上升15个百分点。2002年以来我们的国民储蓄上升比较快，从2000年的37.6%，上升到2008年的51.3%。与居民高储蓄率相对应，改革开放之后城镇居民的消费率呈现单边下滑的态势，消费
5、率从消费率自然就从1952年的78.9%，下降到2008年年的48.6%，下降了30%多，中国的消费率2008年不到一半。如何解释和解决居民低消费率和储蓄率的现象成为近年来学术界的研究重点。- 3 -数据来源：中国国家统计局二、理论模型相对收入假说、生命周期假说（LCH，Life Cycle Hypothesis）与持久性收入假说（PIH,Permanent Income Hypothesis）是近年来研究储蓄的主要理论框架，但是对许多消费行为不能提供具有说服力的解释。预防性储蓄理论，作为生命周期-持久收入假说的一个实用并且前景广阔的扩充，强调储蓄不仅仅是为了在生命周期内扩展配置其资源，同时也
6、是为了对不确定性事件加以保险。预防性储蓄假说在吸收了理性预期思想的基础上，将不确定性引入分析框架，从而在更一般的意义上来考察消费者的跨时优化选择行为。LCH、PIH 以及 Hall 引入理性预期（RE,Rational Expectation）的发展可以合称为 LCH-PIH-RE 分析框架。预防性储蓄是指风险厌恶的消费者为预防未来不确定性导致的消费水平的急剧下降而进行的储蓄，这种不确定性主要是由收入和支出的变动所至，不确定性与财富之间存在着正相关关系，不确定性越高，财富的积累就会越多。较大的收入不确定性会提高预防性储蓄。在预防性储蓄模型中，通常消费者有一个最佳的财富与收入之比的目标值，- 4
7、 -如果实际比值高于目标值，消费将大于收入，财富总值将下降；如果比值低于目标值，消费将小于收入，财富值就会增加（Lusardi，1998）。大量的经验研究表明，不确定性的增长将导致更多的储蓄，采用预防性储蓄假说研究存在不确定性因素下的居民储蓄行为具有重要的现实意义。相对于预期的将来收入不确定而拥有较低的当前财产的人，其收入的暂时性变化的边际消费倾向要大于其他人；具有相对风险厌恶的理性人对暂时收入过度敏感，储蓄过多，并有较高的消费的预期增长率（Zeldes,1989）。对收入与消费函数关系的实证分析方法主要集中于近期发展起来的在计量经济领域有着广泛发展前景的误差修正模型，如：乔治和朗(Jerge
8、adR，1992)对误差修正模型作了定义、解释和估计；贝纳吉，阿宁迪亚和大卫亨德瑞(Banerjee，Anindya and D.Hendry)提出了协整、误差修正和非平稳数据的计量经济分析；皮埃尔(Pierre，1994)提出了当建立在误差修正模型基础上的收入消费数据出现结构变化时，需要分段研究的思想。本文拟将预防性储蓄理论与传统的生命周期假说相结合，以LCH-PIH-RE分析框架，推导建立误差修正模型：居民在第t期的消费C可表示为：Ct= 1At+ 2Yet+ 3Yt+ 4t （1） Ct= 1 Yt+ 2(ecmt-1) （2）上述的（2）式即为本文用以解决河南城镇居民预防性储蓄问题的误
9、差修正模型（ECM）。具体分析上式，ecmt-1为（1）式的残差序列，等式左端 Ct 为居民消费的短期波动，右端Yt 表示收入的短期波动，以一阶差分的形式出现，因而是平稳的，亦可反映流动- 5 -性约束存在，消费对收人变动的过度敏感性（Excess Sensitivity）。三、实证检验下图为河南城镇居民收入、消费及储蓄1985-2008年的线性图：-5051015202530358688909294969800020406CZXFCZSRCZCXCZXF:城镇消费 CZSR:城镇收入 CZCX:城镇储蓄数据来源：河南省历年统计年鉴由图可知随着收入的增加，而消费增加速度却逐渐变缓；随着消费收入
10、之间差距的拉大，储蓄的增加速度变快。1.单位根检验根据ADF检验结果，可知居民消费、收入和不确定性因素在水平值检验中均接受ADF原假设，所以上述三个时间序列均为非平稳的。那么进行一阶差分检验后，可知,收入的一阶差分在10的显著水平下为平稳，而消费和不确定性因素在1、5和10的显著水平下是显著的。因此，消费Ct、收入Yt,以及不确定性因素t三个时- 6 -间序列都是I（1）过程。运用eviews5.0软件，对城镇消费进行一阶差分ADF检验结果如下：t-Statistic Prob.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-4.706564 0.0062Tes
11、t critical values:1% level-4.4678955% level-3.64496310% level-3.261452对城镇收入进行一阶差分ADF检验结果如下：t-Statistic Prob.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-3.423899 0.0750Test critical values:1% level-4.4678955% level-3.64496310% level-3.261452对不确定因素（即上期收入和消费的差）进行一阶差分ADF检验结果如下：t-Statistic Prob.*Augmented Di
12、ckey-Fuller test statistic-4.983960 0.0038Test critical values:1% level-4.4983075% level-3.658446- 7 -10% level-3.2689732.Johansen协整检验和协整方程估计似然值在1的显著水平上，判定存在一个协整关系。这证明从而可以考察Ct、Yt、t 三变量之间存在协整关系，即居民消费、收入和不确定性因素之间确实存在长期均衡关系。建立上述三变量的协整方程，进行估计可得：VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C1.7050840.46
13、00653.7061840.0015CZSR0.7411250.0757039.7899370.0000CZSR-CZXF(-1)-0.2990690.163697-1.8269630.0835R-squared0.996724 Mean dependent var11.46978Adjusted R-squared0.996379 S.D. dependent var4.826556S.E. of regression0.290434 Akaike info criterion0.491246Sum squared resid1.602690 Schwarz criterion0.64002
14、4Log likelihood-2.403701 F-statistic2890.300Durbin-Watson stat2.040581 Prob(F-statistic)0.000000Ct=1.705 0.74*Yt0.299*t标准差 (0.46) (0.0757) (0.1637)t统计量 3.706 9.79 -1.827R2=0.9967 DW=2.0406由协整方程可知，居民消费与居民收入存在长期的正相关的关- 8 -系，而居民消费与不确定因素存在长期的负相关关系。具体而言，一单位的居民收入的变动将引起居民消费0.74个单位个正向变动，而一单位不确定性因素的变动将引起居民消费
15、0.299个单位的负向变动。第二步，对上式的残差进行单位根检验，由回归方程估计结果可得：残差ut=Ct-1.705- 0.74*Yt+0.299*t对ut进行单位根检验，不含常数和时间趋势，由SIC准则确定滞后项，检验结果如下t-Statistic Prob.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-4.567711 0.0001Test critical values:1% level-2.679735 5% level-1.958088 10% level-1.607830检验结果显示，ut序列在1%的显著水平下拒绝原假设，接受不存在单位根的结论，因此
16、可以确定ut平稳序列，即utI(0).上述结果表明消费、收入和不确定性因素之间存在协整关系。3.误差修正模型ECM估计在实现单位根检验保证数据平稳性和实现变量平稳性之后，接下来进行误差修正模型ECM估计的估计,运用eviews5.0软件进行回归，结果如下：VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. E3(-1)-0.8045990.241397-3.3331000.0035- 9 -CZSR-CZSR(-1)0.5814280.04120314.111370.0000R-squared0.794411 Mean dependent var0.768187Adjusted R-squared0.783591 S.D. dependent var0.652787S.E. of regression0.303675 Akaike info cri
