□ 作者：江西師範大學商學院 張運平 王學成
內容摘要：本文通過實證分析發現：多年來我國央行的利率政策對我國居民消費與儲蓄行為的影響作用很小，我國居民的消費和儲蓄對央行的利率變動並不敏感。
關鍵詞：儲蓄階段 消費 利率政策
自1993年以來，我國中央銀行頻繁運用利率杆槓來調節宏觀經濟，央行的利率政策除了對我國的投資有較大影響外，對居民的儲蓄和消費行為卻未能產生應有的影響。根據我國1978-2003年曆年的《統計年鑑》所提供的數據，我們注意到，隨着人均收入的提高，我國的人均消費和人均儲蓄也隨之提高，但人均儲蓄的增長勢頭十分迅猛，居民的邊際消費傾向過低，而邊際儲蓄傾向上升過快。
1978年，我國人均收入才171元，到2003年則提高到4993元，增長28.2倍，年平均名義增長率為14.63%，扣除GDP平減指數，年平均實際增長率為8.24%；
同期，我國人均消費也由1978年的184元增加到2002年的3791元，增長近20倍，年平均名義增長率為13.69%，年平均實際增長率為8.2%；
人均儲蓄則從1978年的21.9元增加到2003年的8018元，增長365倍，年均名義增長26.97%,年均實際增長率為20.58%。
對比人均消費和人均儲蓄兩組數字可以看到，無論是增長率還是絕對量，儲蓄的增長都遠遠超過消費的增長，特別是從1995年起，我國人均儲蓄的增長勢頭似乎不可阻擋，高儲蓄與低消費形成鮮明的反差。
模型的建立
我們知道，影響居民當期消費和當期儲蓄的原因都是非常複雜的。影響當期消費的因素主要有：當期收入、前期消費、當期儲蓄、預期消費、利率、通脹率，等等；
而影響居民儲蓄的主要因素有：當期收入、當期消費、預期消費、利率、通脹率，等等。按照經典的消費和儲蓄理論的解釋，人的消費可分為自發性消費和引致消費，其中：自發性消費與收入無關，如果當期收入為零，消費者或者動用前期儲蓄，或者舉債消費；
而引致消費則對當期收入有較大的敏感性。
一般説來，當期收入越多，引致消費也越多；
至於前期消費對當期消費的影響，反映了消費的剛性和繼承性；
而當期儲蓄對當期消費的影響為：在當期收入既定的前提下，當期儲蓄越多，當期消費就越少；
預期消費與當期消費的影響也是呈反方向變化的，即在當期收入既定和預期收入不確定的前提下，預期消費越大，當期儲蓄就越多，從而當期消費就越少；
利率對消費和儲蓄的影響，在通常情況下為：利率上升，當期儲蓄上升，當期消費減少；
通脹率對消費和儲蓄的影響在正常情況下為：通脹率越高，當期消費越高，當期儲蓄越少。
為了探討我國高儲蓄與低消費形成鮮明反差的深刻原因，我們不妨對消費和儲蓄進行建模。從上述消費和儲蓄理論來看，當期收入、利率、通脹率是影響消費和儲蓄的共同因素。
通過運用OLS線性迴歸方法對上述變量進行逐一篩選後，我們得出與現期消費存在較強線性關係的指標就是當期收入（Yt），而與現期儲蓄存在較強線性關係的指標是當期收入（Yt）、預期消費（Ct +1）。為了考察前期儲蓄（St -1））、利率（Rt）和通貨膨脹率（πt）對當期消費的影響，在消費模型中，我們以當期收入（Yt）、前期儲蓄（St -1）、利率（Rt）（一年的定期利率以時間加權平均而得）、通貨膨脹率（πt）為自變量，以當期消費為因變量，進行對數迴歸擬合；
為了考察利率（Rt）和通貨膨脹率（πt）對儲蓄的影響程度，在儲蓄模型中我們以當期收入（Yt）、預期消費水平（Ct +1）、利率(Rt），通貨膨脹率(πt）為自變量，以當期儲蓄（St）為因變量。通過上述1978-2003年各變量的統計數據運用SAS軟件進行擬合得：
消費方程：InCt =-0.3464+
0.9837InYt +0.0009InSt -1-0.0094Rt +
0.0041 πt
7.39 0.01 -1.37 1.87
R 2=0.9972 F=2112.42 D.W.=0.52
儲蓄方程：InSt=-5.4868+
0.7956InYt +0.0471Rt-0.0094πt+
1.012InCt +1
1.68 2.58 -1.31 2.09
R 2=0.9937 F=904.61 D.W.= 0.63
兩個模型的D.W.檢驗並不顯著，這説明該系列存在較大的自相關性。為消除這種自相關性，必須對兩個模型進行修改。對於消費模型我們引入一階自迴歸變量，即前期消費（Ct -1）；
而對於儲蓄模型,我們則對因變量進行差分處理，即以儲蓄增長額（St—St -1=St）替代當期儲蓄（St），並作為因變量。運用SAS軟件擬合得：
消費方程InCt=－0.8456+0.25InYt
+0.0229InSt -1-0.0061Rt +0.0081πt+
0.7843InCt -1
2.54 0.75 －2.23 7.76 8.04
R 2=0.9995 F=9095.62 D.W.=1.81
儲蓄方程：InSt=－0.8156+
0.9862InYt +0.063Rt －0.0232πt+
0.4857InCt +1
2.31 1.98 -1.84 2.09
R 2=0.9741 F=217.01 D.W.= 2.05
從修改的消費方程和儲蓄方程的D.W.值，可以看出這兩個模型的自相關性問題已得到很大的改善，D.W.檢驗、R 2和F值都是顯著的，因此這兩個模型是具有解釋力的，是可以接受的。
從修改的消費方程可以看出：影響居民消費水平的最大因素是居民的消費習慣，其彈性為0.7843，且t檢驗顯著，t值為8.04。
這説明消費的繼承性是影響我國居民消費的主要因素；
其次是當期收入，該因素對居民的消費有較大的刺激作用，其彈性為0.25，且t檢驗顯著，t值為2.54。這説明，隨着居民收入的快速增加,居民的消費水平也有較大的提高。但是，居民的前期儲蓄、利率和通貨膨脹率三個因素對居民消費的影響卻都不大。消費對這三個變量的彈性分別為+0.0229、+0.0081和-0.0061，這説明前期儲蓄、通貨膨脹率和利率對消費的影響作用都很小。
再來看看修改的儲蓄方程，可以看出，影響儲蓄增長額的主要因素是當期收入和預期消費，其彈性分別為+0.9862、+0.4857，且t值較為顯著，t值分別為
2.09和2.31；
而利率和通貨膨脹率對儲蓄增長額的影響卻比較小，其彈性僅分別為+0.063和－0.0232。
模型結果的再探討
我國居民的前期消費和預期消費對他們的當期消費和儲蓄增長額的影響為什麼會這麼大，而利率和通脹率的影響卻微不足道？依據上述方法，我們仍然可以建模型：如果把居民收入分成永久性收入（固定收入）和暫時性收入（額外收入），其中，永久性收入根據收入的增長趨勢得到，暫時性收入則可根據實際收入與永久收入之間的差額得到（有些數據進行了小小的修改）。
我們通過1978—2002年各變量的統計數據，運用SAS軟件可以得到消費方程如下：
InCt=-0.9327Ytt +0.01InYtP +
0.3032InSt -1+0.0301InRt -0.0068Rt +
0.0078πt+0.7568 InCt -1
3.83 3.49 0.99 -2.89 8.66 10.09
R 2=0.9996 F=10353.63 D.W.=1.89
這個方程説明：暫時性收入對消費的影響非常小，其彈性僅為0.01；
而永久性收入對消費的影響則比較明顯，其彈性為0.3032。
一般説來，永久性收入是決定居民消費和儲蓄的基礎。只有永久性收入增長較快，消費才能有較大增長，如果居民的預期支出較大，即使暫時性收入增加了，也不敢放手拿來消費，而是要進行預防性儲蓄，以備日後之需。這個特點我國居民表現得尤其明顯。
這可説明我國前些年連續降息但成效卻不顯著的原因。雖然降息有助於企業的減負，改善企業的財務結構，還有利於國家降低國債成本，但降息壓縮了銀行的利潤空間，在居民儲蓄居高不下的情況下會使銀行陷入困境。早些年份，銀行界普遍出現的“惜貸”現象，不僅僅是因為信用風險加大的問題，而且是銀行的利潤空間太小的緣故。
當然，導致我國貨幣政策失效的原因非常複雜，除了上述原因外，還有以下原因：
收入分配結構不合理。少部分人掌握了較多的儲蓄。高收入階層消費飽和，投資渠道不暢，使貨幣長期沉澱於儲蓄，而大部分居民屬於中下收入階層，即使有一點儲蓄也不敢亂花，以備不測。因此通過降息來引導居民把儲蓄資金運用於消費的努力不可能收到應有的成效。
社會保障制度建設滯後。計劃體制時代的社會保障制度被打破後，新的社會保障制度一時還難以完善。儘管“十五”期間有了很大進展，但只要“三大保險”得不到根本解決，城鄉居民就不敢放手消費。
教育支出佔家庭總支出的比例過高。無論是農村居民還是城鎮居民，其家庭成員的教育支出在其總支出、甚至在其總收入中的比重都是很高的。這是個不爭的事實。
許多家庭之所以儲蓄而不敢大膽消費，與目前我國的教育收費高昂是休慼相關的。加上新舊體制的交替，增加了居民未來收入和支出預期的不確定性，迫使人們不得不增加儲蓄，以防不測。
城鄉居民特別是農村居民個人的投資渠道狹窄。我國的金融市場發育不成熟，貨幣市場和資本市場不能對出台的貨幣政策做出正確反應，甚至沒反應，從而影響到貨幣政策的效果。
近年來股市持續低迷也吸引了許多資金流向儲蓄。上市公司醜聞接二連三地被曝光也讓投資者投資於股市的信心大為削弱，在沒有更好的投資渠道下，他們只好把資金存入銀行。
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