中國(guó)城鎮(zhèn)居民預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)強(qiáng)度的實(shí)證檢驗(yàn)

易行健，張 波，楊碧云

（廣東外語(yǔ)外貿(mào)大學(xué) 國(guó)際經(jīng)濟(jì)貿(mào)易學(xué)院，廣東 廣州 510006）

近年來(lái)我國(guó)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄持續(xù)快速增長(zhǎng)，1990－2008年間我國(guó)城鎮(zhèn)居民可支配收入的實(shí)際年增長(zhǎng)率為8.47%①，但城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄的實(shí)際年增長(zhǎng)速度卻高達(dá)15.32%。這種狀況造成我國(guó)城鎮(zhèn)居民的邊際消費(fèi)傾向不斷降低（易行健、張波，2011）。在經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)的背景下，我國(guó)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄卻持續(xù)高速增長(zhǎng)（Chamon與Prasad，2010），這背后的儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)究竟是什么？20世紀(jì)90年代以來(lái)，影響城鎮(zhèn)居民的就業(yè)、醫(yī)療、教育、住房和養(yǎng)老等體制改革相繼展開(kāi)，導(dǎo)致我國(guó)城鎮(zhèn)居民收入和支出的不確定性大大提高。國(guó)內(nèi)外學(xué)者逐漸利用預(yù)防性儲(chǔ)蓄理論來(lái)解釋我國(guó)的高儲(chǔ)蓄。其中，宋錚（1999）、孫鳳與王玉華（2001）的研究相繼表明我國(guó)轉(zhuǎn)型期間無(wú)論是城鎮(zhèn)居民還是農(nóng)村居民均存在預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)；龍志和與周浩明（2000）、施建淮與朱海婷（2004）、周紹杰（2010）分別利用宏觀和微觀數(shù)據(jù)對(duì)我國(guó)城鎮(zhèn)居民預(yù)防性儲(chǔ)蓄強(qiáng)度進(jìn)行了估計(jì)，雖一致得出我國(guó)城鎮(zhèn)居民確實(shí)存在預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)，但估計(jì)出的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)強(qiáng)度大小差異很大，并且沒(méi)有對(duì)強(qiáng)度的區(qū)域差異與時(shí)序變化進(jìn)行更深入的估計(jì)；易行健、王俊海和易君?。?008）利用固定效應(yīng)—工具變量法（FE-IV）對(duì)我國(guó)農(nóng)村居民的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)強(qiáng)度及其時(shí)序變化、地區(qū)差異進(jìn)行了研究，本文在此基礎(chǔ)上進(jìn)一步對(duì)我國(guó)城鎮(zhèn)居民的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)的強(qiáng)度進(jìn)行深入的實(shí)證估計(jì)。

一、相關(guān)文獻(xiàn)綜述

預(yù)防性儲(chǔ)蓄理論指風(fēng)險(xiǎn)厭惡的消費(fèi)者為預(yù)防未來(lái)收入的不確定性對(duì)消費(fèi)的沖擊而進(jìn)行的額外儲(chǔ)蓄（Leland，1968），但在實(shí)證研究中關(guān)于預(yù)防性儲(chǔ)蓄占儲(chǔ)蓄之比仍遠(yuǎn)未達(dá)成一致。Guiso等人（1992）的實(shí)證研究表明雖然美國(guó)家庭存在預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)，但是預(yù)防性儲(chǔ)蓄只占家庭凈財(cái)富的2%。Wilson（2003）利用美國(guó)家庭收支動(dòng)態(tài)的分組統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)（PSID），假定家庭預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)存在異質(zhì)性的前提下，認(rèn)為美國(guó)家庭存在很強(qiáng)的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)，且預(yù)防性儲(chǔ)蓄占總儲(chǔ)蓄最小比例為38%，最高則達(dá)到94%。之所以結(jié)論出現(xiàn)了如此大的差別，Kennickell and Lusardi（2005）將其歸因于對(duì)財(cái)富和風(fēng)險(xiǎn)的度量不同、流動(dòng)性約束難以衡量、個(gè)體對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的偏好不同、未考慮其他形式的保險(xiǎn)、模型的設(shè)定不同、宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的影響、資產(chǎn)組合動(dòng)機(jī)及其他儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)等八個(gè)因素。

Kimball（1990）對(duì)風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避與預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)之間的關(guān)系進(jìn)行了進(jìn)一步擴(kuò)展，他認(rèn)為預(yù)防性儲(chǔ)蓄是對(duì)負(fù)邊際效用的風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避，而預(yù)防性儲(chǔ)蓄的絕對(duì)謹(jǐn)慎性系數(shù)與相對(duì)謹(jǐn)慎性系數(shù)在形式上與阿羅—普拉特的絕對(duì)風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避系數(shù)以及相對(duì)風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避系數(shù)類似，因此隨著絕對(duì)謹(jǐn)慎性系數(shù)與相對(duì)謹(jǐn)慎性系數(shù)的上升，給定未來(lái)收入的不確定性將導(dǎo)致邊際消費(fèi)傾向的不斷降低。與直接估計(jì)預(yù)防性儲(chǔ)蓄的比例不同，一些學(xué)者則通過(guò)計(jì)量模型對(duì)相對(duì)謹(jǐn)慎系數(shù)進(jìn)行測(cè)度，說(shuō)明居民是否存在預(yù)防性儲(chǔ)蓄及其強(qiáng)度大小。Dynan（1993）首先應(yīng)用1985年的美國(guó)消費(fèi)者支出統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)（CES）對(duì)預(yù)防性儲(chǔ)蓄強(qiáng)度動(dòng)機(jī)進(jìn)行估計(jì)，但得到的系數(shù)并不顯著，該文在剔除流動(dòng)性約束與家庭自我選擇這兩個(gè)影響因素后依然找不到支持預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)很強(qiáng)的證據(jù)。Merrigan和Normandin（1996）利用英國(guó)家庭支出調(diào)查數(shù)據(jù)（FES）估計(jì)出相對(duì)謹(jǐn)慎系數(shù)在2－6之間，Ventura和Eisenhauer（2006）通過(guò)家庭數(shù)據(jù)測(cè)度意大利居民的相對(duì)謹(jǐn)慎系數(shù)在4－5之間。Mckenzie（2002，2006）利用住戶調(diào)查數(shù)據(jù)構(gòu)建了合成面板數(shù)據(jù)（pseudo-panel data），并分別對(duì)我國(guó)臺(tái)灣地區(qū)和墨西哥居民的相對(duì)謹(jǐn)慎系數(shù)進(jìn)行了估計(jì)，結(jié)果表明臺(tái)灣地區(qū)居民的相對(duì)謹(jǐn)慎系數(shù)位于10－17.8之間，而墨西哥居民的相對(duì)謹(jǐn)慎系數(shù)位于2－3.5之間，并將墨西哥居民在經(jīng)濟(jì)危機(jī)時(shí)不能平滑自身消費(fèi)的原因歸結(jié)于其預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)的強(qiáng)度較臺(tái)灣弱。相比于預(yù)防性儲(chǔ)蓄占總儲(chǔ)蓄比例的測(cè)算，對(duì)相對(duì)謹(jǐn)慎性系數(shù)的估計(jì)避免了如財(cái)富和風(fēng)險(xiǎn)的度量差異等諸多問(wèn)題，估計(jì)結(jié)果也顯得更加一致，因而本文沿用這一方法對(duì)我國(guó)城鎮(zhèn)居民的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)強(qiáng)度進(jìn)行研究。

在我國(guó)也有少量學(xué)者通過(guò)估計(jì)相對(duì)謹(jǐn)慎系數(shù)來(lái)研究我國(guó)居民預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)。易行健、王俊海與易君?。?008）利用Dynan（1993）構(gòu)建的理論模型框架下利用固定效應(yīng)—工具變量法估計(jì)出1993－2006年農(nóng)村居民相對(duì)謹(jǐn)慎性系數(shù)為11.534，并進(jìn)一步通過(guò)分地區(qū)滾動(dòng)分析了我國(guó)不同區(qū)域的農(nóng)村居民預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)強(qiáng)度的地區(qū)差異與時(shí)序變化。周紹杰（2010）根據(jù)1988－2003年中國(guó)城市住戶調(diào)查數(shù)據(jù)構(gòu)造出基于“組群”的合成面板數(shù)據(jù)，估計(jì)出城市居民的相對(duì)謹(jǐn)慎系數(shù)為6.57，并通過(guò)分時(shí)段及分群組回歸發(fā)現(xiàn)：1996－2003年的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)弱于1988－1995年，年輕人的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)強(qiáng)于老年人?？梢?jiàn)，學(xué)術(shù)界對(duì)我國(guó)居民的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)的存在與否及其強(qiáng)度大小還有爭(zhēng)論，這也說(shuō)明預(yù)防性儲(chǔ)蓄的理論與實(shí)證研究有待進(jìn)一步深入。

二、模型設(shè)置、數(shù)據(jù)描述與實(shí)證檢驗(yàn)

（一）模型設(shè)置

本文主要依據(jù)Dynan（1993）所提出的預(yù)防性儲(chǔ)蓄模型以得出收入不確定性條件下衡量預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)的公式，并參照龍志和與周浩民（2000）、易行健等（2008）等所運(yùn)用的計(jì)量模型將本文的計(jì)量模型設(shè)置如下：

這里Grconit＋1是個(gè)人i在時(shí)期t＋1相對(duì)于時(shí)期t的消費(fèi)增長(zhǎng)率，Zit＋1為控制變量向量，表示其他可能影響消費(fèi)增長(zhǎng)率的變量，vi為省份虛擬變量向量，控制省份固定效應(yīng)，yt＋1為年份虛擬變量向量，控制年份固定效應(yīng)，εit＋1為誤差項(xiàng)。特別地，ρ＝－CtU?／（ U″）是 Kimball（1990）定義的相對(duì)謹(jǐn)慎系數(shù)，這是本文所要關(guān)注的關(guān)鍵系數(shù)，反映預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)的強(qiáng)度。

（二）數(shù)據(jù)描述

本文的計(jì)量分析基于中國(guó)29個(gè)省、市及自治區(qū)1990年至2008年總計(jì)551個(gè)觀測(cè)值②。其中所需的1989－2008年間各地區(qū)城鎮(zhèn)居民可支配收入、消費(fèi)性支出及消費(fèi)價(jià)格指數(shù)等數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)泰君安數(shù)據(jù)服務(wù)中心的中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)分省際數(shù)據(jù)。首先根據(jù)各時(shí)期相應(yīng)的各地區(qū)定基比城鎮(zhèn)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)平減得到1989年到2008年的實(shí)際數(shù)據(jù)，其中將1989的城鎮(zhèn)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)設(shè)定為1。然后我們計(jì)算出各省、市及自治區(qū)實(shí)際年度可支配收入及消費(fèi)性支出，進(jìn)一步算出1990－2008年可支配收入及消費(fèi)性支出年均增長(zhǎng)率及其平方。為了更有效地進(jìn)行估計(jì)，模型中還控制了市場(chǎng)化率及失業(yè)率，表1是計(jì)量模型中所選擇變量的定義與統(tǒng)計(jì)性描述。

表1 變量定義與統(tǒng)計(jì)性描述

（三）估計(jì)方法

首先，考慮到計(jì)量模型中可能存在內(nèi)生性問(wèn)題，式（1）左右兩邊都有消費(fèi)增長(zhǎng)率這一變量，消費(fèi)增長(zhǎng)率及其平方可能存在同時(shí)性（simultaneity）（周紹杰，2010），直接采用OLS估計(jì)系數(shù)將是有偏差的，因此，我們準(zhǔn)備使用工具變量來(lái)消除內(nèi)生性。以往應(yīng)用微觀數(shù)據(jù)研究的文獻(xiàn)中多使用家庭成員的年齡、職業(yè)、教育及家庭人口數(shù)等作為工具變量來(lái)進(jìn)行第一階段的回歸。鑒于本文基于省際宏觀面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，我們參照龍志和與周浩民（2000）、施建淮與朱海婷（2004）、周紹杰（2010）等選取城鎮(zhèn)居民可支配收入年增長(zhǎng)率的平方作為工具變量。另外，由于在樣本期內(nèi)我國(guó)經(jīng)濟(jì)及城鎮(zhèn)居民收入快速增長(zhǎng)，諸多社會(huì)體制改革和宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境的波動(dòng)，同時(shí)還可能存在統(tǒng)計(jì)口徑的改變，從而造成因變量可能與年份產(chǎn)生相關(guān)關(guān)系，于是我們控制了年份固定效應(yīng)以防止因該變量的遺漏而出現(xiàn)偽回歸。同時(shí)我國(guó)各省、市及自治區(qū)的自然條件、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平以及區(qū)域經(jīng)濟(jì)的政策大不一樣，因此可能存在不可觀察的異質(zhì)性，這些異質(zhì)性可能與消費(fèi)增長(zhǎng)率即因變量具有相關(guān)性，于是本文對(duì)省際個(gè)體也進(jìn)行了控制③。綜上所述，本文準(zhǔn)備使用控制個(gè)體和時(shí)間的固定效應(yīng)—工具變量法對(duì)上述模型進(jìn)行估計(jì)。

（四）1990－2008年我國(guó)城鎮(zhèn)居民預(yù)防性儲(chǔ)蓄估計(jì)結(jié)果和地區(qū)差異

我國(guó)城鎮(zhèn)居民預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)強(qiáng)度的基本估計(jì)如表2所示，從表中可以看出消費(fèi)性支出年增長(zhǎng)率平方項(xiàng)前的系數(shù)均顯著為正，固定效應(yīng)—工具變量法下的工具變量也通過(guò)各種有效性檢驗(yàn)，這均說(shuō)明了計(jì)量結(jié)果的有效性。從相對(duì)謹(jǐn)慎系數(shù)的估計(jì)結(jié)果來(lái)看，使用固定效應(yīng)—工具變量法估計(jì)出的相對(duì)謹(jǐn)慎系數(shù)高于簡(jiǎn)單OLS和固定效應(yīng)模型下估計(jì)出的系數(shù)，這說(shuō)明內(nèi)生性確實(shí)會(huì)對(duì)系數(shù)的估計(jì)產(chǎn)生影響。另外，加入時(shí)間固定效應(yīng)即年份虛擬變量后，相比于只控制個(gè)體固定效應(yīng)的結(jié)果，雖然相對(duì)謹(jǐn)慎系數(shù)變化不大，但第一階段和第二階段的擬合優(yōu)度有明顯的提升，F(xiàn)檢驗(yàn)及識(shí)別不足（underidentification）檢驗(yàn)的顯著性也有所提高，因而我們選擇控制個(gè)體和時(shí)間的固定效應(yīng)—工具變量法估計(jì)出的回歸結(jié)果作為我們的基準(zhǔn)結(jié)果。

綜上，可以看出所有模型中的相對(duì)謹(jǐn)慎系數(shù)均在1%水平下顯著為正，其中，控制個(gè)體和時(shí)間的固定效應(yīng)—工具變量模型估計(jì)出來(lái)的系數(shù)為6.25，即城鎮(zhèn)居民的相對(duì)謹(jǐn)慎系數(shù)為12.5，這一系數(shù)和易行健等（2008）對(duì)中國(guó)農(nóng)村居民與Mckenzie（2006）對(duì)臺(tái)灣居民估計(jì)出的相對(duì)謹(jǐn)慎系數(shù)比較接近，意味著我國(guó)城鎮(zhèn)居民也具有很強(qiáng)的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)。

表2 城鎮(zhèn)居民相對(duì)謹(jǐn)慎系數(shù)估計(jì)（1990－2008年）

接下來(lái)，我們還分別對(duì)東部、中部及西部三地區(qū)城鎮(zhèn)居民的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)的強(qiáng)度進(jìn)行了估計(jì)，結(jié)果如表3所示。由表可知，工具變量的有效性檢驗(yàn)符合要求，使用控制個(gè)體和時(shí)間的固定效應(yīng)－工具變量模型估計(jì)出的三地區(qū)城鎮(zhèn)居民相對(duì)謹(jǐn)慎系數(shù)在1%水平下顯著。比較相對(duì)謹(jǐn)慎系數(shù)大小可知經(jīng)濟(jì)相對(duì)發(fā)達(dá)的東部城鎮(zhèn)居民的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)最小，而經(jīng)濟(jì)相對(duì)落后的西部地區(qū)的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)最強(qiáng)，而中部位于兩者之間，預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)的強(qiáng)度與地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)程度呈明顯的負(fù)相關(guān)，這與易行健等（2008）對(duì)農(nóng)村居民的分地區(qū)估計(jì)結(jié)論一致。

表3 分地區(qū)城鎮(zhèn)居民相對(duì)謹(jǐn)慎系數(shù)估計(jì)（1990－2008年）

（五）1990－2008年全國(guó)及地區(qū)城鎮(zhèn)居民預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)的時(shí)序變化

為了進(jìn)一步考察樣本期內(nèi)我國(guó)城鎮(zhèn)居民因巨大社會(huì)變革而可能存在的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)的結(jié)構(gòu)性差異與變化，本文以5年為一個(gè)窗口對(duì)全國(guó)及各地區(qū)城鎮(zhèn)居民的相對(duì)謹(jǐn)慎系數(shù)進(jìn)行滾動(dòng)回歸⑥。為了提高5年為一窗口滾動(dòng)回歸的穩(wěn)定性，我們將樣本量較少的中部和西部的數(shù)據(jù)進(jìn)行了合并⑦。圖1描述了全國(guó)、東部及中西部城鎮(zhèn)居民預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)強(qiáng)度的時(shí)序變化，從圖中可以看到出：首先從時(shí)序上來(lái)看，全國(guó)及各地區(qū)城鎮(zhèn)居民相對(duì)謹(jǐn)慎系數(shù)的走勢(shì)基本一致，整體上出現(xiàn)下降趨勢(shì)。具體而言，一開(kāi)始全國(guó)及各地區(qū)城鎮(zhèn)居民的相對(duì)謹(jǐn)慎性系數(shù)小幅上升，且1990－1994年間至1994－1998年間處在一個(gè)相對(duì)較高的水平，在1994－1998年起至1998－2002年間系數(shù)不斷下降，直到2002后穩(wěn)定地處在一個(gè)較低的水平，而近年又有上升的態(tài)勢(shì)。從截面上來(lái)說(shuō)，各地區(qū)城鎮(zhèn)居民的相對(duì)謹(jǐn)慎系數(shù)存在明顯差異，東部城鎮(zhèn)居民的相對(duì)謹(jǐn)慎性系數(shù)一直低于中西部，但其差距有收斂的趨勢(shì)，這一差距在1990－1999年間非常明顯，而進(jìn)入2000年后差距不斷縮小，但近年又有所反彈。

三、計(jì)量結(jié)果分析

利用控制個(gè)體和時(shí)間的固定效應(yīng)工具變量法對(duì)我國(guó)城鎮(zhèn)居民1990－2008年省際面板數(shù)據(jù)的計(jì)量檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)我國(guó)城鎮(zhèn)居民存在著很強(qiáng)的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)，相對(duì)謹(jǐn)慎系數(shù)高達(dá)到12.5。本文認(rèn)為可能主要有以下幾個(gè)原因：首先，我國(guó)城鎮(zhèn)居民可支配收入水平較低。雖然樣本期內(nèi)我國(guó)城鎮(zhèn)居民可支配收入年平均增長(zhǎng)率達(dá)到8.47%，但我國(guó)可支配收入依然遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于美國(guó)、英國(guó)及意大利等發(fā)達(dá)國(guó)家，以2006年人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值為例，我國(guó)人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值為2059美元左右，分別是美國(guó)的5%，英國(guó)的4.7%，意大利的6.5%⑧；其次，在樣本區(qū)內(nèi)，我國(guó)的勞動(dòng)就業(yè)制度及社會(huì)保障制度發(fā)生了巨大變化，使得我國(guó)城鎮(zhèn)居民面臨巨大的收入與支出的不確定性，因而我國(guó)城鎮(zhèn)居民預(yù)防性儲(chǔ)蓄強(qiáng)度較高。從收入不確定性的角度來(lái)看，相對(duì)穩(wěn)定的國(guó)有企業(yè)及集體企業(yè)就業(yè)人數(shù)的比重逐年下降，由1990年的98.5%降至2008年的58.3%。同時(shí)，我國(guó)國(guó)有企業(yè)及集體企業(yè)自1983年實(shí)習(xí)勞動(dòng)合同制度以來(lái)，經(jīng)逐步推廣，到1995年按合同就業(yè)的比率達(dá)到39%（Meng，2000），國(guó)有及集體企業(yè)內(nèi)部的“鐵飯碗”也逐漸被打破。另外，從城鎮(zhèn)居民的收入結(jié)構(gòu)來(lái)看，較為穩(wěn)定的收入比重逐漸下降，由1990年的97.7%降至2008年的89.2%⑨。孟昕（2001）認(rèn)為一個(gè)家庭為失業(yè)準(zhǔn)備的儲(chǔ)蓄占總儲(chǔ)蓄的比例達(dá)到了23%－25%，這是個(gè)很高的比例。從支出的不確定性來(lái)看，我國(guó)教育、醫(yī)療、住房等社會(huì)保障體制改革使得我國(guó)城鎮(zhèn)居民面臨著大額支出的可能性，在金融和社保體制不完善的情況下，我國(guó)城鎮(zhèn)居民只能通過(guò)不斷儲(chǔ)蓄予以應(yīng)對(duì)。

圖1 全國(guó)與各地區(qū)城鎮(zhèn)居民的相對(duì)謹(jǐn)慎性系數(shù)時(shí)序變化

另外，我們發(fā)現(xiàn)不同地區(qū)的城鎮(zhèn)居民預(yù)防性儲(chǔ)蓄差異明顯，從實(shí)證結(jié)果來(lái)看，西部地區(qū)城鎮(zhèn)居民的預(yù)防性儲(chǔ)蓄最強(qiáng)，中部次之，東部最弱。之所以會(huì)出現(xiàn)這種現(xiàn)象，我們認(rèn)為主要有以下幾點(diǎn)原因：第一，我國(guó)東中西部收入差距很大，東部地區(qū)城鎮(zhèn)居民的收入一直高于中部，而中部又高于西部。以2008年的收入數(shù)據(jù)為例：我國(guó)東部地區(qū)的城鎮(zhèn)居民可支配收入遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于全國(guó)平均水平，是中、西部地區(qū)城鎮(zhèn)居民收入的2.6倍和5.63倍⑩。第二，東部地區(qū)收入的穩(wěn)定性更高。城鎮(zhèn)居民收入中最主要的部分是工資性收入，對(duì)于事業(yè)單位職工而言，東部地區(qū)財(cái)政狀況更好，對(duì)于企業(yè)職工而言，東部企業(yè)總體競(jìng)爭(zhēng)力更強(qiáng)，從而保障了工資性收入的穩(wěn)定性。

最后，對(duì)于居民預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)的時(shí)序變化，我們認(rèn)為這主要與居民收入增長(zhǎng)、市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制改革進(jìn)程和宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展態(tài)勢(shì)等因素有關(guān)。從1991年確立市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制開(kāi)始至1995年是我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度最快的時(shí)期之一，該時(shí)期內(nèi)城鎮(zhèn)居民可支配收入年平均增長(zhǎng)率也達(dá)到9.1%，其中1992年與1993年是增長(zhǎng)最快的兩個(gè)年份，分別達(dá)到12%和10.8%。但我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)于1996年軟著陸，經(jīng)濟(jì)及城鎮(zhèn)居民可支配收入增長(zhǎng)率均放緩，1994年至1998年城鎮(zhèn)居民可支配收入年均增長(zhǎng)率不到4.7%。與此同時(shí)我國(guó)開(kāi)始對(duì)就業(yè)體制及社會(huì)保障體制進(jìn)行大規(guī)模地改革，從而導(dǎo)致城鎮(zhèn)居民收入和支出不確定性增加，且教育、醫(yī)療及住房等支出及其預(yù)期不斷增加。因此全國(guó)、東部及中西部城鎮(zhèn)居民相對(duì)謹(jǐn)慎系數(shù)分別從1990－1994年的14.192、12.842及18.492上升至1994－1998年的16.414、13.866及20.906，特別是中西部地區(qū)上升明顯。隨著我國(guó)各項(xiàng)社會(huì)體制改革的推進(jìn)，1999年至2003年，我國(guó)實(shí)際財(cái)政支出增長(zhǎng)率達(dá)到16.5%，而教科文衛(wèi)的比例由24.8%上升至26.4%，同時(shí)我國(guó)經(jīng)濟(jì)從1998年亞洲金融危機(jī)中迅速?gòu)?fù)蘇，自1999年起城鎮(zhèn)居民相對(duì)謹(jǐn)慎性系數(shù)不斷下降，1999－2003年全國(guó)、東部及中西部城鎮(zhèn)居民相對(duì)謹(jǐn)慎系數(shù)分別為9.000、8.330及9.374。另外，2000年至2008年我國(guó)城鎮(zhèn)居民收入年增長(zhǎng)率達(dá)到10.5%，這與我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率相當(dāng)，進(jìn)一步保障了我國(guó)城鎮(zhèn)居民預(yù)防性儲(chǔ)蓄下降，并于1999－2003年至2002－2006年間穩(wěn)定在一個(gè)相對(duì)較低的水平。最后，自2007年開(kāi)始，我國(guó)城鎮(zhèn)居民預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)出現(xiàn)了迅速上升的態(tài)勢(shì)，而這很可能與該階段我國(guó)房?jī)r(jià)上漲速度過(guò)快有關(guān)，再加之2008年經(jīng)濟(jì)危機(jī)的影響，我國(guó)及各地區(qū)城鎮(zhèn)居民在2004－2008年間的相對(duì)謹(jǐn)慎系數(shù)相比于2002－2006年間分別上升了3.936、3.344及5.488。

四、結(jié)論與政策建議

本文對(duì)1990－2008年我國(guó)城鎮(zhèn)居民預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)的地區(qū)差異與時(shí)序變化進(jìn)行了理論與實(shí)證分析，得出以下幾點(diǎn)結(jié)論：

結(jié)論一：樣本區(qū)間內(nèi)我國(guó)城鎮(zhèn)居民預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)明顯存在，相對(duì)謹(jǐn)慎性系數(shù)達(dá)到12.5。

結(jié)論二：樣本區(qū)間內(nèi)我國(guó)各地區(qū)預(yù)防性儲(chǔ)蓄差異明顯，西部地區(qū)預(yù)防性儲(chǔ)蓄強(qiáng)度最強(qiáng)，中部次之，東部最弱，與我國(guó)區(qū)域發(fā)展程度呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。

結(jié)論三：樣本區(qū)間內(nèi)我國(guó)及各地區(qū)在時(shí)序上總體上呈現(xiàn)出下降的趨勢(shì)，而且趨勢(shì)大致一致。

結(jié)論四：樣本區(qū)間內(nèi)一開(kāi)始各地區(qū)城鎮(zhèn)居民相對(duì)謹(jǐn)慎系數(shù)差異較大，自2000年后差距逐漸縮小。

基于本文對(duì)我國(guó)城鎮(zhèn)居民預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)強(qiáng)度的理論與實(shí)證分析，我們對(duì)緩解我國(guó)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄快速增長(zhǎng)，有效提高我國(guó)城鎮(zhèn)居民邊際消費(fèi)傾向提出如下政策建議：

1.進(jìn)一步保證城鎮(zhèn)居民可支配收入持續(xù)增長(zhǎng)。提高國(guó)民收入中居民收入的比例，并提高勞動(dòng)力相對(duì)資本的回報(bào)率，讓全民共享經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展帶來(lái)的成果，減少預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)的強(qiáng)度。

2.進(jìn)一步推進(jìn)各項(xiàng)社會(huì)體制改革，降低城鎮(zhèn)居民支出與消費(fèi)的不確定性。深化在教育、醫(yī)療及住房等領(lǐng)域的改革，有效降低居民的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)的強(qiáng)度，提高居民邊際消費(fèi)傾向。

3.進(jìn)一步平衡東、中、西部的發(fā)展水平。繼續(xù)堅(jiān)定不移的實(shí)施“西部大開(kāi)發(fā)戰(zhàn)略”，大力推進(jìn)“東北老工業(yè)基地振興戰(zhàn)略”與“中部崛起戰(zhàn)略”，盡快扭轉(zhuǎn)地區(qū)收入差距，可以有效降低中西部城鎮(zhèn)居民未來(lái)收入不確定性并減弱中西部城鎮(zhèn)居民的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)。

注釋：

①城鎮(zhèn)居民可支配收入年增長(zhǎng)率及儲(chǔ)蓄年增長(zhǎng)率的計(jì)算數(shù)據(jù)分別來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2009》和《中國(guó)金融年鑒2009》，數(shù)據(jù)均經(jīng)過(guò)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)調(diào)整。

②因重慶、西藏在很多年份存在數(shù)據(jù)缺失，我們將其剔除。

③直接采用個(gè)體固定效應(yīng)，而未考慮隨機(jī)效應(yīng)的另外一個(gè)原因是個(gè)體固定效應(yīng)能夠在更一般的前提假設(shè)下保持一致性估計(jì)。

④第一階段對(duì)工具變量的聯(lián)合F檢驗(yàn)?zāi)康氖菣z查是否存在弱工具變量的問(wèn)題。一般而言，對(duì)工具變量的要求在第一階段各自單獨(dú)顯著，并且其聯(lián)合F統(tǒng)計(jì)值應(yīng)該超過(guò)10（Staiger and Stock，1997；Stock and Yogo，2005）。

⑤拒絕原假設(shè)，表示工具變量能夠被識(shí)別（Kleibergen and Paap，2006）。

⑥本文區(qū)域的劃分依照中國(guó)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)對(duì)東、中、西部的劃分，東部地區(qū)為北京、天津、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、廣西及海南，中部地區(qū)為山西、內(nèi)蒙古、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南，西部地區(qū)為四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏及新疆。

⑦我們分別對(duì)西部和中部進(jìn)行了滾動(dòng)回歸，每輪回歸的樣本數(shù)僅為40和45個(gè)，結(jié)果顯示部分相對(duì)謹(jǐn)慎系數(shù)并不顯著，或只是在5%水平或10%水平下顯著，而東部的樣本數(shù)為60個(gè)，相對(duì)謹(jǐn)慎系數(shù)均在1%水平下顯著。而當(dāng)我們把中部和西部數(shù)據(jù)合并后回歸，結(jié)果顯示所有相對(duì)謹(jǐn)慎系數(shù)均在1%水平下顯著，我們認(rèn)為這一設(shè)定使得滾動(dòng)回歸更加穩(wěn)定。

⑧數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)泰君安數(shù)據(jù)服務(wù)中心世界經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)。

⑨依據(jù)韓海燕、何煉成（2010）將工資性收入和轉(zhuǎn)移性收入定義為穩(wěn)定收入，將兩者相加除以總收入便得到較為穩(wěn)定收入的比重。數(shù)據(jù)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒（1993）》及《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒（2009）》。

⑩數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒（2009）》，各地區(qū)城鎮(zhèn)居民的可支配收入采取各省城鎮(zhèn)人口占該區(qū)域總城鎮(zhèn)人口的比重作為權(quán)重進(jìn)行加總計(jì)算。

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