基于緩沖儲備模型的中國居民預(yù)防性儲蓄動機測算研究

□楊姝琴陸麗純（、中共廣州市委黨校 市情研究所， 廣東 廣州 50070；、汕頭市第十一中學(xué)，廣東　汕頭550）

基于緩沖儲備模型的中國居民預(yù)防性儲蓄動機測算研究

□楊姝琴1陸麗純2
（1、中共廣州市委黨校 市情研究所， 廣東 廣州 510070；2、汕頭市第十一中學(xué)，廣東汕頭515021）

本文選取緩沖儲備模型研究我國預(yù)防性儲蓄動機強度，分別采用時間序列數(shù)據(jù)、橫截面數(shù)據(jù)和面板數(shù)據(jù)對全國和東中西部地區(qū)進行回歸分析。實證結(jié)果表明：我國居民預(yù)防性儲蓄動機很強，主要受收入、住房支出和醫(yī)療支出等不確定性影響；教育支出預(yù)防性儲蓄動機強度越來越高，醫(yī)療支出對預(yù)防性儲蓄的影響逐漸降低，住房支出對儲蓄的影響波動變化，可能與住房改革有關(guān)；西部地區(qū)與全國的預(yù)防性動機最相似，解釋預(yù)防性儲蓄動機的變量相同；東部中部地區(qū)解釋預(yù)防性儲蓄動機的變量是教育支出和醫(yī)療支出。完善社會保障體系、提高居民消費意識及進行金融資本市場改革是解決我國當(dāng)前高儲蓄率的必要條件。

緩沖儲備模型；預(yù)防性儲蓄；收入；教育支出；醫(yī)療支出；住房支出

一、引言

預(yù)防性儲蓄理論在20世紀80年代末興起，當(dāng)時已有實證結(jié)果表明傳統(tǒng)的生命周期持久收入假說（LCPIH）和理性預(yù)期生命周期假說（RELCH）明顯與實際情況不符（如消費的過度敏感性和過度平滑性現(xiàn)象）。預(yù)防性儲蓄理論將不確定性引入了消費理論的分析框架，并在吸收了理性預(yù)期思想的基礎(chǔ)上，分析消費者跨時最優(yōu)化選擇行為，強調(diào)風(fēng)險厭惡的消費者為預(yù)防未來收入的不確定性對消費的沖擊而進行的額外儲蓄。

目前預(yù)防性儲蓄理論有預(yù)防性儲蓄假說（Leland，1968）［1］、最佳財富收入比模型（Lusardi，1998）［2］、Dynan（1993）［3］的預(yù)防性儲蓄模型以及卡柔爾（Carroll，1991，1992，1995，1998）和迪頓（1991）的緩沖儲備模型。Leland（1968）是首個提出預(yù)防性儲蓄假說并對預(yù)防性儲蓄進行定義的學(xué)者，他認為，預(yù)防性儲蓄是風(fēng)險厭惡的消費者為了防范未來收入風(fēng)險導(dǎo)致的消費下降而額外增加的儲蓄。Lusardi（1998）的最佳財富收入比模型則提出，不確定性與財富之間存在著正相關(guān)性，不確定性越高，財富的積累就會越多。即消費者有一個最佳的財富—收入比目標，如果實際比值高于目標值，消費者增加消費，財富總值將下降；而若實際比值低于目標值，消費者將減少消費，增加財富總值。Dynan（1993）的預(yù)防性儲蓄模型則與其他學(xué)者用收入波動代表不確定性不同，第一次采用了消費變化的方差來測度不確定性。卡柔爾（Carroll，1991，1992，1995，1998）和迪頓（1991）結(jié)合流動性約束提出了緩沖儲備模型，該模型表示儲蓄的目的在于防止消費受不可預(yù)料的收入波動的影響。緩沖儲備模型代表了預(yù)防性儲蓄理論的新發(fā)展，也是生命周期理論和持久收入假說的新理論，逐漸替代傳統(tǒng)理論模型成為研究消費問題的標準模型。

改革開放以來，中國經(jīng)濟飛速發(fā)展，但也出現(xiàn)了許多問題。眾所周知，消費是拉動內(nèi)需，刺激經(jīng)濟增長的有效途徑，但自從改革開放以來，居民消費僅增長了11倍，而居民儲蓄余額卻增長了30倍，高儲蓄和低消費成為影響我國經(jīng)濟增長的一大難題。盡管我國利用各種方式試圖抑制儲蓄率的增長，但是一直沒有顯著的效果。為了解決高儲蓄的問題，必須先找出導(dǎo)致我國儲蓄率居高不下的原因。采用預(yù)防性儲蓄假說研究不確定性因素存在下的居民儲蓄行為具有重要的現(xiàn)實意義。

國內(nèi)許多文獻都測算了預(yù)防性儲蓄動機的強度或預(yù)防性財富的比例，但結(jié)果有很大的差異。宋錚（1999）利用中國城市居民收入的標準差來測算未來收入不確定程度，利用1985—1997年的時間序列數(shù)據(jù)對我國城鄉(xiāng)居民儲蓄余額的年增加值進行了回歸分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)未來收入的不確定性是中國居民儲蓄的主要原因。杭斌和申春蘭（2002）采用滯后一期的城市居民服務(wù)項目價格指數(shù)和城鎮(zhèn)居民家庭負擔(dān)率作為預(yù)防性儲蓄動機的替代變量，發(fā)現(xiàn)預(yù)防性儲蓄動機增強是我國近年來消費低迷的一個重要原因。郭英彤和李偉（2006）［4］利用緩沖儲蓄模型實證檢驗我國居民的教育、醫(yī)療、住房等開支的不確定性與儲蓄之間的相關(guān)性，發(fā)現(xiàn)我國居民的預(yù)防性儲蓄行為不僅顯著，而且以目標儲蓄率為被解釋變量的模型，能夠比以儲蓄水平為被解釋變量的模型更好地解釋我國居民的預(yù)防性儲蓄動機；王浩瀚和唐紹祥（2010）［5］基于狀態(tài)空間模型和卡爾曼濾波算法，結(jié)合改革開放30年的歷史數(shù)據(jù)分析了中國農(nóng)村居民儲蓄動機強度的變化特征，發(fā)現(xiàn)中國農(nóng)村居民預(yù)防性儲蓄動機呈現(xiàn)出結(jié)構(gòu)性斷點；針對儲蓄強度的影響因素分析表明，收入不確定性、農(nóng)村消費價格指數(shù)、農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格總指數(shù)與農(nóng)村居民儲蓄強度正相關(guān)，而支出不確定性、名義利率、農(nóng)村居民基尼系數(shù)與農(nóng)村居民儲蓄強度負相關(guān)。蘇基溶等（2010）用中國城鎮(zhèn)居民1980—2007年的數(shù)據(jù)，分析了生命周期動機、遺贈動機和預(yù)防性動機在影響中國城鎮(zhèn)居民儲蓄行為變化中所起的作用，研究發(fā)現(xiàn)，上述三種儲蓄動機都影響了居民的儲蓄決策。而且，隨著中國經(jīng)濟對外開放程度的不斷加深，城鎮(zhèn)居民所面對的外部風(fēng)險也在不斷加大，并通過影響居民收入的不確定性，從而提高了居民的預(yù)防性儲蓄傾向。杜宇瑋和劉東皇（2011）則運用狀態(tài)空間模型和卡爾曼濾波算法全面估測了1979—2009年間中國城鄉(xiāng)居民預(yù)防性儲蓄動機強度的時序變化，進而對轉(zhuǎn)型背景下中國居民預(yù)防性儲蓄動機的影響因素做了實證分析，得出“轉(zhuǎn)型背景下制度不確定性作為一種系統(tǒng)性風(fēng)險，是中國居民預(yù)防性儲蓄行為的重要影響因素”。

以上述研究為基礎(chǔ)，筆者采用時間序列數(shù)據(jù)、橫截面數(shù)據(jù)和面板數(shù)據(jù)相結(jié)合的方法，基于緩沖儲備模型實證檢驗我國居民教育、醫(yī)療、住房開支和收入的不確定性與居民儲蓄之間的相關(guān)關(guān)系，對我國居民預(yù)防性儲蓄動機強度進行測算。

二、研究方法與理論模型構(gòu)建

本文實證檢驗選取全國除港、澳、臺和西藏以外的31個省、直轄市1991—2012及1997—2012年的相關(guān)數(shù)據(jù)進行考察，數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。本文模型將收入的不確定性、教育支出的不確定性、醫(yī)療支出的不確定性和住房支出的不確定性作為解釋變量，解釋變量的原始數(shù)據(jù)是全國全部單位從業(yè)人員勞動報酬_累計、全國年末從業(yè)人口數(shù)、全國城鎮(zhèn)家庭平均每人全年醫(yī)療保健消費性支出、全國城鎮(zhèn)家庭平均每人全年教育文化娛樂服務(wù)消費性支出、全國城鎮(zhèn)家庭平均每人全年居住消費性支出。用STATA軟件對各項不確定的指標進行估計，然后計算出方差，估計的方差將作為我們衡量不確定性的指標。模型中的被解釋變量是人均儲蓄和人均永久收入之比，人均儲蓄用年末儲蓄總額比年末人口，人均永久收入則使用價格調(diào)整后的職工平均工資。價格調(diào)整是將CPI原始數(shù)據(jù)換算成以1991年為基期的消費價格指數(shù)，然后用職工平均工資除以調(diào)整后的消費價格指數(shù)。之所以采用職工平均工資代表人均永久收入而不是用人均可支配收入，是因為職工平均工資較為穩(wěn)定，不包括分紅、獎金等不確定因素，而人均可支配收入則包括獎金、分紅等，對永久收入的波動有影響。在做模型的回歸分析時，本文采用時間序列數(shù)據(jù)、橫截面數(shù)據(jù)和面板數(shù)據(jù)相結(jié)合的方法。在研究預(yù)防性儲蓄動機問題時，利用時間序列數(shù)據(jù)時，可以分析不同時間對地區(qū)的影響，卻不能分析不同因素對該地區(qū)居民消費的影響，運用橫截面數(shù)據(jù)分析也只能從靜態(tài)方面對居民消費進行研究，而利用面板數(shù)據(jù)對我國居民預(yù)防儲蓄動機進行研究，所建模型深入到了我國各省份或直轄市，并結(jié)合時間因素對我國居民預(yù)防性儲蓄動機造成影響的因素進行全面分析。本文綜合各種數(shù)據(jù)的優(yōu)點，得出影響預(yù)防性儲蓄動機的最佳模型。

緩沖儲備模型是由卡柔爾等經(jīng)濟學(xué)家提出并完善的，該模型假設(shè)居民存在收入為0的可能，同時又“缺乏耐心”和謹慎。模型基本結(jié)構(gòu)將收入的不確定性和流動性約束加入到了消費者多階段最優(yōu)跨期消費決策模型中，消費者跨時最優(yōu)化的目標函數(shù)為：

加入收入的不確定性和流動性的約束條件，有：

其中，B為時間偏好參數(shù)；At為消費者在t時期期末的資產(chǎn)，其增長變化由一個固定的利率因素決定，即R=（1+r）（r為實際利率）；Mt+1為下一時期開始時資產(chǎn)（RAt）與下一時期的非資本收入（Yt+1）之

和；Yt+1由兩部分構(gòu)成，一是恒常收入（也稱為永久收入）Pt+1，二是臨時性收入沖擊；最后，恒常

收入Pt+1受到三種因素影響，一是Pt，二是G（增長因素），三是隨機因素（一個呈對數(shù)正態(tài)分布且均值為1的隨機變量，具有截尾特點和獨立同分布特性）。

緩沖儲備模型存在如下假設(shè)和約束條件：

1、存在收入為0的可能性

2、“缺乏耐心”和謹慎動機

居民消費時“缺乏耐心”指的是消費者更關(guān)注當(dāng)前的消費，當(dāng)預(yù)期未來財富增加時，會“缺乏耐心”地增加當(dāng)前的消費?！叭狈δ托摹钡谋磉_公式如下：

該條件保證了邊際消費傾向為正，同時也在一定意義上確定了消費者最大的耐心程度，即每個時期開始時資產(chǎn)大于0，期末資產(chǎn)也必須大于0，最后一期即生命結(jié)束時則要用完全部資產(chǎn)。該上限的表達式如下：

（其中p為相對風(fēng)險厭惡系數(shù)）

謹慎動機指的是消費者會為風(fēng)險的到來做好準備，這是預(yù)防性儲蓄動機的前提。求解該緩沖儲備模型我們使用反向算法，首先將最優(yōu)問題轉(zhuǎn)化成比率的形式，在以上問題中有兩個狀態(tài)變量Pt和Mt，但是可以通過一定的變化將問題簡化為一個狀態(tài)變量問題，將問題中的變量都除以Pt，并將變化后的變量改用小寫字母記。指標函數(shù)公式如下：

其中，Ct為控制變量，Mt和Pt為狀態(tài)變量。狀態(tài)轉(zhuǎn)移方程為：

將主要變量除以Pt，得出簡化的指標函數(shù)：

狀態(tài)轉(zhuǎn)移后的方程式如下：

此時，由于該模型具有遞歸的性質(zhì)，可依據(jù)歐拉方程求解。消費者在進行跨時期消費選擇時的最優(yōu)原則可以概括為：使當(dāng)期的邊際效用等于預(yù)期未來邊際效用的折現(xiàn)值。歐拉方程如下：

在給定終端形式和參數(shù)后可以通過逆推求出解c=c（m）。即緩沖儲蓄模型的解是一個關(guān)于m（儲

三、實證結(jié)果分析

（一）測算各變量預(yù)防性儲蓄動機

本文使用核估計方差代表各變量的不確定性，用儲蓄率（人均儲蓄/人均永久收入）作為被解釋變量。lny表示人均儲蓄與人均永久收入之比的對數(shù)，lnsr表示職工平均工資的對數(shù)，lnnjy代表教育支出的對數(shù)，lnyl指醫(yī)療支出的對數(shù)，lnzf指住房支出的對數(shù)。

1、每個變量都對儲蓄率有顯著作用。測算單個解釋變量與儲蓄率之間的關(guān)系。

在這四個模型中，括號內(nèi)為5%水平下的T檢驗值，說明參數(shù)在5%的水平下顯著不為0。四個模型方差都大于0，擬合優(yōu)度除了收入的不確定性之外其他都很高，解釋變量系數(shù)也為正，說明收入、教育、醫(yī)療、住房支出的不確定性與目標儲蓄率之間存在明顯的正相關(guān)性。

2、多變量模型中收入、教育和住房較好解釋預(yù)防性儲蓄動機。測算多個解釋變量下的模型結(jié)果如下：

收入不確定性和教育支出的不確定性參數(shù)顯著不為0，說明二者都對儲蓄率產(chǎn)生影響。但是由于在這個模型中收入不確定性的系數(shù)為負，與前面的計算不相符，所以需要再檢驗。

該模型中收入和醫(yī)療的參數(shù)在0.05的水平下顯著不為0，但是常數(shù)的顯著為0，同時，收入的不確定性的系數(shù)為負，也是不正常的。

在模型中，收入和住房支出在0.05的顯著水平下顯著不為0，收入的不確定性系數(shù)仍為負。

（4）考慮到收入不確定性與三項支出的不確定性匹配時，模型不太正常，所以選擇將教育、醫(yī)療、住房支出的不確定性與目標儲蓄率進行分析測算。

該模型中，各解釋變量在0.05的水平下顯著不為0，在0.01的水平下顯著為0。同時，模型中教育支出的不確定性與目標儲蓄率負相關(guān)，也不符合常理。

（5）將醫(yī)療支出的不確定性與住房支出的不確定性結(jié)合起來的時候，模型為：

具體模型分析結(jié)果如下：

表1　全國時間序列回歸分析多變量結(jié)果

從上文可以看出，在單獨使用一種解釋變量的時候，收入、教育支出、醫(yī)療支出和住房支出都可以解釋目標儲蓄率的變化，通過顯著性檢驗，并且與目標儲蓄率呈正相關(guān)關(guān)系。但是在多個解釋變量結(jié)合的時候，只有醫(yī)療支出和住房支出不確定性這一個組合能夠通過顯著性檢驗并且解釋其不確定性與目標儲蓄率的相關(guān)關(guān)系。因此，筆者傾向于覺得真正能夠解釋預(yù)防儲蓄的解釋變量是醫(yī)療支出和住房支出的不確定性。即多變量模型的模型5是較合適的模型，其中，當(dāng)醫(yī)療支出不確定性對儲蓄率的彈性系數(shù)為0.88，而住房支出對儲蓄率的彈性系數(shù)為0.48。顯然醫(yī)療支出對預(yù)防性儲蓄動機的影響較大。

（二）各變量彈性系數(shù)時序變化

上文使用時間序列數(shù)據(jù)測算我國的預(yù)防性儲蓄動機，結(jié)果發(fā)現(xiàn)我們所認為的能夠影響儲蓄率的變量并不能完全代表和反映儲蓄率的變化程度。同時，每個變量對儲蓄率的影響程度，以及各變量隨時間變化會有何不同都不清楚。因此，筆者進一步采用橫截面數(shù)據(jù)來做每一年全國31個省和直轄市的回歸分析，得出1997—2012年間各變量彈性系數(shù)的時間變化。

橫截面數(shù)據(jù)分析得出的各變量彈性系數(shù)時序變化如下：

由上圖可以看出，教育支出的彈性系數(shù)（lnedu）穩(wěn)定上升，說明教育支出的不確定性隨著時間流逝，對儲蓄率影響越來越大。同樣，可以看出醫(yī)療支出的彈性系數(shù)（lnmed）越來越小，直至2012年已經(jīng)為負，說明醫(yī)療支出的不確定性對儲蓄率的影響越來越小。而住房支出的彈性系數(shù)（lnhou）不穩(wěn)定，波動很大，2001年以前彈性系數(shù)較高，2002年產(chǎn)生第一次的波動，2006年、2012年的彈性系數(shù)都達到極小值，住房支出的不確定性對儲蓄率的影響不穩(wěn)定可能與我國數(shù)次的住房改革有關(guān)。

（三）全國、東中西部預(yù)防性儲蓄動機差異

面板模型既分解了非觀測效應(yīng)，通過參數(shù)的估計結(jié)果可以分析非觀測效應(yīng)對解釋變量的影響，又可以充分利用時間序列和橫截面單元的信息，既能分析各序列和截面的共性，又能靈活的單獨分析各序列和截面的個性。以下是利用1997—2012年全國31個省份和直轄市的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，包括被解釋變量目標儲蓄率，人均可支配收入、人均教育支出、人均醫(yī)療支出和人均住房支出的面板數(shù)據(jù)，基于緩沖儲蓄模型對預(yù)防性儲蓄動機進行的測算。

1、全國尺度上收入、教育支出、住房支出與儲蓄率顯著相關(guān)

表2　全國預(yù)防性儲蓄動機面板數(shù)據(jù)測算模型（1）

從上面的統(tǒng)計分析結(jié)果可以看出，醫(yī)療支出的檢驗不過關(guān)，說明醫(yī)療支出可能不適合參與回歸分析；而收入的系數(shù)則為負，說明收入不確定性越高，預(yù)防性儲蓄動機越低，這與我國的現(xiàn)狀不符合。那么，將醫(yī)療支出從中取出，做關(guān)于可支配收入、教育支出和住房支出的回歸分析，得出的結(jié)果如下：

表3　全國預(yù)防性儲蓄動機面板數(shù)據(jù)測算模型（2）

顯然，從新的回歸分析結(jié)果可以看出，只用人均可支配收入、人均教育支出、人均住房支出來作為解釋變量解釋儲蓄率，效果更好。同時，再后續(xù)的異方差檢驗和懷特檢驗等結(jié)果也可以看出新的回歸分析結(jié)果更完善，從3的回歸結(jié)果表明，R^2=0.27，F(xiàn)=61.12。在1%的顯著水平下，教育支出、住房支出的不確定性與目標儲蓄率呈正相關(guān)；人均可支配收入與目標儲蓄率呈負相關(guān)。

因此，筆者認為，在面板數(shù)據(jù)分析中，人均可支配收入、人均教育支出、人均住房支出可以用來測算預(yù)防性儲蓄動機強度。其中，可支配收入和住房支出的彈性系數(shù)較高，均在0.5以上，說明可支配收入和住房支出的不確定性對儲蓄率影響較大。但人均可支配收入的彈性系數(shù)為負，與常識不符。

2、東中西部預(yù)防性儲蓄動機測算差異

根據(jù)最近版本的東中西部地區(qū)劃分，將內(nèi)蒙古、廣西劃進西部地區(qū)，將黑龍江省、吉林省從東中西部中剔除，因此，本研究中的東部地區(qū)包括：北京市、天津市、河北省、山東省、江蘇省、上海市、浙江省、福建省、廣東省和海南省10個省市。中部地區(qū)包括：山西省、安徽省、江西省、河南省、湖北省、湖南省6個省份。西部地區(qū)包括：陜西省、甘肅省、青海省、寧夏自治區(qū)、新疆省、四川省、重慶市、云南省、貴州省、西藏自治區(qū)和內(nèi)蒙古自治區(qū)、廣西自治區(qū)12個省市自治區(qū)。

（1）東部地區(qū)預(yù)防性儲蓄動機模型

使用東部地區(qū)的面板數(shù)據(jù)，得到的回歸分析結(jié)果如下：

表4　東部地區(qū)預(yù)防性儲蓄動機面板數(shù)據(jù)測算模型（1）

明顯可支配收入和住房支出無法通過檢驗，將這兩項指標除去，使用教育支出和醫(yī)療支出作為解釋變量，得到的分析結(jié)果如下：

表5　東部地區(qū)預(yù)防性儲蓄動機面板數(shù)據(jù)測算模型（2）

顯然改善后的模型檢驗結(jié)果更加符合，因此認為東部地區(qū)的預(yù)防性儲蓄動機與教育支出和醫(yī)療支出的不確定性有關(guān)，與醫(yī)療支出的相關(guān)性更大。

（2）中部地區(qū)預(yù)防性儲蓄動機模型

使用中部地區(qū)的面板數(shù)據(jù)，得到的回歸分析結(jié)果如下：

表6　中部地區(qū)預(yù)防性儲蓄動機面板數(shù)據(jù)測算模型（1）

與東部地區(qū)相似，明顯可支配收入和住房支出無法通過檢驗，將這兩項指標除去，使用教育支出和醫(yī)療支出作為解釋變量，得到的分析結(jié)果如下：

表7　東部地區(qū)預(yù)防性儲蓄動機面板數(shù)據(jù)測算模型（2）

可以看出，使用教育支出和醫(yī)療支出的不確定性作為解釋變量能夠解釋中部地區(qū)預(yù)防性儲蓄理論的強度。醫(yī)療支出的解釋能力更強。

（3）西部地區(qū)預(yù)防性儲蓄動機模型

使用西部地區(qū)的面板數(shù)據(jù)，得到的回歸分析結(jié)果如下：

表8　西部地區(qū)預(yù)防性儲蓄動機面板數(shù)據(jù)測算模型（1）

西部地區(qū)四個變量的回歸結(jié)果明顯與東部地區(qū)和中部地區(qū)不同，只有醫(yī)療支出無法通過檢驗，將這項指標除去，使用收入、教育支出和住房支出作為解釋變量，得到的分析結(jié)果如下：

表9　西部地區(qū)預(yù)防性儲蓄動機面板數(shù)據(jù)測算模型（2）

可以看出，使用收入、教育支出和住房支出的不確定性作為解釋變量能夠解釋中部地區(qū)預(yù)防性儲蓄理論的強度。其中，可支配收入和教育支出對儲蓄率的解釋能力更強。

另外，與全國的預(yù)防性儲蓄動機測算結(jié)果相比，顯然西部地區(qū)的測算結(jié)果與全國地區(qū)最為相似。東部地區(qū)和西部地區(qū)則略有不同。

四、結(jié)論與建議

本文選取緩沖儲備模型研究我國預(yù)防性儲蓄動機強度，分別采用時間序列數(shù)據(jù)、橫截面數(shù)據(jù)和面板數(shù)據(jù)做全國和東中西部回歸分析。模型研究結(jié)論主要表現(xiàn)為以下幾個方面：

第一，我國居民的消費行為符合預(yù)防性儲蓄理論的描述，消費者心目中存在一個目標儲蓄率，當(dāng)儲蓄收入比低于該值是，消費者會減少消費，增加儲蓄；儲蓄收入比高于該值時，消費者傾向于減少儲蓄，增加手中的現(xiàn)金。

第二，單純從全國的時間序列數(shù)據(jù)分析結(jié)果來看，中國居民的預(yù)防性儲蓄現(xiàn)象存在很強的預(yù)防儲蓄動機，主要是由醫(yī)療支出的不穩(wěn)定性和住房支出的不穩(wěn)定性引起的，醫(yī)療、住房支出不穩(wěn)定性越高，居民越傾向于增加儲蓄。收入的不確定性越高，居民傾向于減少儲蓄。

第三，從橫截面數(shù)據(jù)分析得出的結(jié)果來看，教育支出的不確定性對儲蓄率影響越來越大。醫(yī)療支出的不確定性對儲蓄率的影響越來越小。住房支出的不確定性對儲蓄率的影響不穩(wěn)定，波動很大，2001年以前彈性系數(shù)較高，2002年產(chǎn)生第一次的波動，2006年、2012年的彈性系數(shù)都達到極小值，這可能與我國數(shù)次的住房改革有關(guān)。

第四，綜合時間序列數(shù)據(jù)和橫截面數(shù)據(jù)的優(yōu)點，使用面板數(shù)據(jù)做全國的預(yù)防性儲蓄測算，結(jié)果是人均可支配收入、教育支出、住房支出的不確定性與目標儲蓄率呈正相關(guān)。在面板數(shù)據(jù)分析中，人均可支配收入、人均教育支出、人均住房支出可以用來測算全國地區(qū)和西部地區(qū)的預(yù)防性儲蓄動機強度。其中，可支配收入和住房支出的彈性系數(shù)較高說明可支配收入的不確定性對儲蓄率影響較大。東部地區(qū)和中部地區(qū)影響預(yù)防性儲蓄動機的因素主要是教育支出和醫(yī)療支出，而且兩者的彈性系數(shù)都不高。

根據(jù)以上結(jié)論，本文就我國目前急需拉動內(nèi)需的情況提出以下建議：

首先，健全福利保障體系。我國當(dāng)前仍有許多人沒有享受到養(yǎng)老保險、醫(yī)療保險等等待遇，雖然社會保障制度逐漸健全，但是與西方國家相比，我們還有很長一段路要走。所以，就醫(yī)療、住房等不確定性對儲蓄率的影響，我認為應(yīng)該更加全面深入地進行福利保障體系的改革，其中以醫(yī)療和住房為主。在當(dāng)今，醫(yī)療保險已經(jīng)日益成為許多人都關(guān)注的一個話題，看病難、看病貴是目前急需解決的問題，也是社會發(fā)展必須克服的一大難關(guān)。同時，在房地產(chǎn)事業(yè)日益發(fā)展的今天，地產(chǎn)泡沫增長使得許多年輕人住不起房，攢錢買房也將會是一大趨勢，所以需要健全住房公積金、廉租房等的建設(shè)。

其次，提高居民的消費意識。逐漸避免過度敏感等現(xiàn)象的發(fā)生，這樣才能減少滯后期收入的不確定性對當(dāng)期消費的影響。讓居民意識到，把錢放在銀行并不是一個最好的辦法，使錢活起來才能夠增加市場的活力，創(chuàng)造更多的價值。

再次，必須對我國目前的金融資本市場進行改革。前面講到的住房支出的不確定性有很大一部分來源于房地產(chǎn)市場的不穩(wěn)定。另外，我國經(jīng)濟發(fā)展由于內(nèi)需不足而產(chǎn)生的影響也可以通過金融市場的改革和發(fā)展來刺激經(jīng)濟的增長，為國民經(jīng)濟增長做貢獻。

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［2］Lusardi A.On the Importance of the Precautionary Saving Motives［J］.Aea Papers and Proceeding，1998，（2）:449-453.

［3］Dynan Karen.How Prudent are Consumers［J］.Journal of Political Economy，1993，（101）:1104-1113.

［4］郭英彤、李偉.應(yīng)用緩沖儲備模型實證檢驗我國居民的儲蓄行為［J］.數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，2006，（8）.

［5］王浩瀚、唐紹祥.中國農(nóng)村居民預(yù)防性儲蓄動機估計及影響因素分析［J］.農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟，2010，（1）.

□責(zé)任編輯：周權(quán)雄

F063.2

A

1003—8744（2015）01—0083—10

?本文系廣東省哲學(xué)社會科學(xué)“十二五”規(guī)劃青年項目“緩沖儲備理論和中國居民預(yù)防性儲蓄消費行為的理論模型與計量研究”（批準號：GD11YYJ01）的階段性成果。

2014—12—15

楊姝琴（1984—），女，中共廣州市委黨校市情研究所助理研究員，主要研究方向為經(jīng)濟政策；陸麗純（1991—），女，汕頭市第十一中學(xué)教師，主要研究方向為產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟。