消費(fèi)信貸降低中國(guó)居民儲(chǔ)蓄率的效果驗(yàn)證

李燕橋　劉明偉

[內(nèi)容摘要]本文從實(shí)證角度探討分析消費(fèi)信貸對(duì)擴(kuò)大消費(fèi)、降低居民儲(chǔ)蓄率的作用效果問題。利用2004-2011年我國(guó)各省城鎮(zhèn)居民作為研究樣本，運(yùn)用動(dòng)態(tài)面板GMM估計(jì)量對(duì)居民儲(chǔ)蓄率決定因素的實(shí)證檢驗(yàn)顯示：消費(fèi)信貸確實(shí)能在一定程度上抑制我國(guó)城鎮(zhèn)居民的高儲(chǔ)蓄率水平。在其他因素保持不變的前提下，消費(fèi)信貸增長(zhǎng)率每提高1個(gè)百分點(diǎn)，城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率將會(huì)下降0.039個(gè)百分點(diǎn)。但消費(fèi)信貸的作用僅在于降低儲(chǔ)蓄率過快上升的趨勢(shì)，其影響居民儲(chǔ)蓄率的效果還存在諸多限制。

[關(guān)鍵詞]消費(fèi)信貸；居民儲(chǔ)蓄率；面板數(shù)據(jù)

一、引言

消費(fèi)信貸與居民消費(fèi)行為的研究在國(guó)際上已經(jīng)逐漸受到重視。從世界范圍內(nèi)的研究來看，許多研究都已表明消費(fèi)信貸對(duì)消費(fèi)者行為的影響是顯著且廣泛存在的，而利用貨幣政策來調(diào)控消費(fèi)者行為也越來越受到國(guó)外中央銀行的青睞。我國(guó)消費(fèi)信貸的快速發(fā)展始于20世紀(jì)90年代末，尤其是1997年亞洲金融危機(jī)以后，面對(duì)突然出現(xiàn)的消費(fèi)不足現(xiàn)象，國(guó)家迅速而及時(shí)地出臺(tái)了一系列擴(kuò)大內(nèi)需的重要舉措，而發(fā)展消費(fèi)信貸則是其中的一項(xiàng)重點(diǎn)。以1999年中國(guó)人民銀行發(fā)布的《關(guān)于開展個(gè)人消費(fèi)信貸的指導(dǎo)意見》為標(biāo)志，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變、居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)、國(guó)家鼓勵(lì)政策頻出等因素的推動(dòng)下，消費(fèi)信貸在我國(guó)快速發(fā)展起來。

然而，從現(xiàn)有研究看，無論是國(guó)內(nèi)還是國(guó)外，還沒有對(duì)我國(guó)消費(fèi)信貸作用效果進(jìn)行評(píng)價(jià)的文獻(xiàn)，對(duì)消費(fèi)信貸效果的衡量也沒有一個(gè)統(tǒng)一的標(biāo)準(zhǔn)。從現(xiàn)實(shí)經(jīng)驗(yàn)看，尤其是20世紀(jì)90年代中期以后，我國(guó)居民消費(fèi)不足的一個(gè)重要表現(xiàn)就是，盡管我國(guó)居民的人均可支配收入水平仍然較低，但居民儲(chǔ)蓄率持續(xù)處于高位并存在不斷攀升的趨勢(shì)。目前這一現(xiàn)象已經(jīng)受到國(guó)內(nèi)外眾多學(xué)者的關(guān)注，更被賦予“中國(guó)高儲(chǔ)蓄率之謎”的研究稱謂。很多學(xué)者從決定我國(guó)居民儲(chǔ)蓄率的影響因素出發(fā)進(jìn)行實(shí)證分析，通過比較各類因素的作用效果來尋找我國(guó)居民高儲(chǔ)蓄率現(xiàn)象的原因。本文借鑒和延續(xù)了這一研究模式，以我國(guó)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率作為衡量消費(fèi)信貸作用效果的因變量，對(duì)消費(fèi)信貸作用于城鎮(zhèn)居民消費(fèi)儲(chǔ)蓄行為的效果進(jìn)行探討。

二、模型與數(shù)據(jù)說明

（一）模型

由于現(xiàn)代消費(fèi)儲(chǔ)蓄理論的多樣化，當(dāng)前尚不存在一種能夠囊括所有儲(chǔ)蓄率決定因素的理論框架。本文參照Loayza，Schmidt-Hebbel和Serven（2000）、Schrooten和Stephan（2005）、Horioka和Wan（2007）的研究模式，以我國(guó)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率作為因變量的簡(jiǎn)約線性方程（Reduced-Form Linear Equation）作為基準(zhǔn)計(jì)量模型。模型中的自變量采用最通常用的居民儲(chǔ)蓄率定義，即：居民儲(chǔ)蓄率=（當(dāng)年可支配收入一當(dāng)年消費(fèi)性支出）/當(dāng)年可支配收入。

儲(chǔ)蓄率的慣性（Inertia）或持續(xù)性（Persistence）（下文表述均以儲(chǔ)蓄率慣性來代表）被認(rèn)為是廣泛存在的。一方面，如果在消費(fèi)理論中承認(rèn)習(xí)慣形成的作用，那么在特定的效用函數(shù)假定下，通過消費(fèi)者效用最大化方程可以準(zhǔn)確地導(dǎo)出儲(chǔ)蓄率慣性的存在（Messie和Lusardi，1997等）；另一方面，在經(jīng)驗(yàn)研究中，Loayza，Schmidt-Hebbel和Serven（2000）表明在世界多數(shù)國(guó)家，Schrooten和Stephan（2005）表明在歐盟國(guó)家，Horioka和Wan（2007）表明在我國(guó)，儲(chǔ)蓄率慣性都是顯著存在的。因此，本文在實(shí)證中將儲(chǔ)蓄率的一階滯后項(xiàng)納入分析，并將核心計(jì)量方程設(shè)定為如下的動(dòng)態(tài)面板形式：

式中，Sr代表居民儲(chǔ)蓄率，Cred代表消費(fèi)信貸變量，X代表一組影響居民儲(chǔ)蓄率的其他因素，η代表無法觀測(cè)的且不隨時(shí)間變化的省際截面效應(yīng)（比如各省的文化傳統(tǒng)、消費(fèi)儲(chǔ)蓄習(xí)慣等），ε代表白噪聲誤差項(xiàng)，下標(biāo)i、t分別代表截面維度、時(shí)間維度。

消費(fèi)信貸變量（Cred）是本文關(guān)注的重點(diǎn)。下文主要分析以消費(fèi)信貸增長(zhǎng)率（△Cred）來代表的消費(fèi)信貸變量，Bacchetta和Gerlach（1997）認(rèn)為該指標(biāo)可以較好地代表個(gè)人信貸條件的松緊程度。

除儲(chǔ)蓄率的一階滯后項(xiàng)和消費(fèi)信貸變量以外，本文以現(xiàn)代消費(fèi)儲(chǔ)蓄理論和現(xiàn)有的經(jīng)驗(yàn)分析為指導(dǎo)選取了一組其他的儲(chǔ)蓄率決定因素（X）。具體包括：

收入增長(zhǎng)率（Dly）：定義為居民個(gè)人可支配收入的實(shí)際年增長(zhǎng)率；

實(shí)際利率（Rr）：定義為一年期名義存款利率減去當(dāng)年通貨膨脹率，當(dāng)年通貨膨脹率以居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的變化代表；

收入不確定性（Unc）：定義為當(dāng)年實(shí)際收入增長(zhǎng)率與平均實(shí)際收入增長(zhǎng)率偏差的平方，其中平均實(shí)際收入增長(zhǎng)率以研究期內(nèi)各年度實(shí)際收入增長(zhǎng)率的均值代表；

收入分配差距（Ydev）：定義為五個(gè)不同收入組居民當(dāng)年可支配收入方差的自然對(duì)數(shù)；

幼兒負(fù)擔(dān)系數(shù)（Young）：定義為社會(huì)中0-14歲人口占15-64歲人口的比重；

老年負(fù)擔(dān)系數(shù)（Old）：定義為社會(huì)中65歲以上人口占15-64歲人口的比重；

其中，收入增長(zhǎng)率（Dly）和人口特征變量（Young，Old）是為了驗(yàn)證生命周期理論在我國(guó)的適用性，Modiliani和Cao認(rèn)為這兩類變量是導(dǎo)致我國(guó)高儲(chǔ)蓄的主要原因，本文將探討在新的時(shí)間區(qū)間、數(shù)據(jù)來源以及計(jì)量方法下該結(jié)果的穩(wěn)健性；實(shí)際利率（Rr）用來衡量居民的跨期消費(fèi)行為，但由于實(shí)際利率對(duì)居民消費(fèi)在理論上存在收入效應(yīng)和替代效應(yīng)兩種不同方向的影響，因此實(shí)證中該變量的符號(hào)取決于這兩種效應(yīng)的對(duì)比；收入不確定性（Unc）用來衡量預(yù)防性動(dòng)機(jī)的影響，近年來利用預(yù)防性儲(chǔ)蓄理論來解釋我國(guó)高儲(chǔ)蓄率的文獻(xiàn)已頗為常見；收入分配差距過大已成為當(dāng)前我國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展中面臨的一個(gè)突出問題，儲(chǔ)蓄傾向隨收入遞增的經(jīng)驗(yàn)現(xiàn)實(shí)預(yù)示著過大的收入分配差距可能會(huì)導(dǎo)致較高的居民儲(chǔ)蓄率。

從本質(zhì)上講，方程（1）考察的是在控制儲(chǔ)蓄率慣性以及各類其他儲(chǔ)蓄率影響因素的前提下，消費(fèi)信貸是否能對(duì)我國(guó)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率產(chǎn)生影響。此外，由于消費(fèi)信貸影響居民消費(fèi)儲(chǔ)蓄行為的渠道有多種，且不同經(jīng)濟(jì)社會(huì)條件下消費(fèi)信貸對(duì)居民儲(chǔ)蓄行為的影響程度可能存在差異，因此本文還檢驗(yàn)了消費(fèi)信貸與其他儲(chǔ)蓄率決定因素間是否存在對(duì)居民儲(chǔ)蓄率的交互作用。此時(shí)計(jì)量模型可設(shè)定為：

式中，x代表儲(chǔ)蓄率決定因素中的某一類，Cred*x代表消費(fèi)信貸與某類儲(chǔ)蓄率決定因素的交互項(xiàng)。下文檢驗(yàn)中，重點(diǎn)考察儲(chǔ)蓄率一階滯后項(xiàng)、收入增長(zhǎng)率、收入不確定性以及收入分配差距與消費(fèi)信貸之間的交互作用。

（二）數(shù)據(jù)來源及描述性統(tǒng)計(jì)

本文所用數(shù)據(jù)是2004-2011年我國(guó)大陸30個(gè)省的城鎮(zhèn)居民生活數(shù)據(jù)。居民收入消費(fèi)數(shù)據(jù)、人口特征數(shù)據(jù)來自各年度《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)城鎮(zhèn)居民生活與價(jià)格年鑒》和各省《統(tǒng)計(jì)年鑒》。消費(fèi)信貸、實(shí)際利率數(shù)據(jù)來自中國(guó)人民銀行公布的數(shù)據(jù)。限于數(shù)據(jù)來源限制，人口特征變量、消費(fèi)信貸變量用各省總水平數(shù)據(jù)代替，實(shí)際利率變量用全國(guó)統(tǒng)一的名義利率減去各省城鎮(zhèn)通脹率代替。為消除名義價(jià)格影響，如無特殊說明，本文所用數(shù)據(jù)均按照城鎮(zhèn)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)折算成2003年實(shí)際值。表1列出了本文所用變量的定義和基本描述性統(tǒng)計(jì)特征。

三、實(shí)證結(jié)果分析

（一）基本檢驗(yàn)結(jié)果

表2列出了消費(fèi)信貸與我國(guó)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率關(guān)系的動(dòng)態(tài)面板檢驗(yàn)結(jié)果，其中本文重點(diǎn)關(guān)注的是方程4。方程4利用兩步系統(tǒng)GMM估計(jì)量進(jìn)行估計(jì)，其中僅放于差分方程的工具變量為：儲(chǔ)蓄率的滯后2-3期、其他弱外生變量的滯后2期。通過對(duì)工具變量的Hansen檢驗(yàn)和差分Hamen檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，方程4的工具變量整體上滿足弱外生性的假定，同時(shí)水平方程的額外工具變量也是有效的。另外，殘差項(xiàng)自相關(guān)檢驗(yàn)結(jié)果發(fā)現(xiàn)，無一階自相關(guān)的原假設(shè)在1%的顯著性水平下被拒絕，而無二階自相關(guān)的原假設(shè)沒有被拒絕，這表明原方程殘差項(xiàng)無序列相關(guān)的假定也是可以滿足的。因此，本文認(rèn)為，方程4的兩步系統(tǒng)GMM估計(jì)量是較為可信的。

從估計(jì)結(jié)果來看，儲(chǔ)蓄率的一階滯后項(xiàng)在1%的顯著性水平下顯著，而且系數(shù)估計(jì)值達(dá)到0.736，表明我國(guó)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率存在較強(qiáng)的慣性或持續(xù)性，而這種慣性的存在對(duì)我國(guó)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率具有較強(qiáng)的正面推動(dòng)作用。具體來講，滯后一階的儲(chǔ)蓄率每提高1個(gè)百分點(diǎn)，居民當(dāng)期儲(chǔ)蓄率將提高0.736個(gè)百分點(diǎn)，這表明儲(chǔ)蓄率慣性的影響對(duì)居民當(dāng)期儲(chǔ)蓄率水平的影響是非常大的。同時(shí)，這也表明如果在儲(chǔ)蓄率決定因素的實(shí)證分析中忽略儲(chǔ)蓄慣性的存在，極可能會(huì)導(dǎo)致不穩(wěn)健的檢驗(yàn)結(jié)果。

本文關(guān)注的重點(diǎn)變量消費(fèi)信貸變量，也在1%的顯著性水平下顯著，系數(shù)估計(jì)值達(dá)到-0.039，與本文預(yù)期的方向相符。這表明，即便在控制儲(chǔ)蓄率的其他各類影響因素，以及控制可能存在的變量?jī)?nèi)生性問題以后，消費(fèi)信貸仍然能夠?qū)用駜?chǔ)蓄率產(chǎn)生一個(gè)顯著的負(fù)向作用。從估計(jì)系數(shù)來看，消費(fèi)信貸增長(zhǎng)率每提高1個(gè)百分點(diǎn)，我國(guó)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率水平將會(huì)降低0.039個(gè)百分點(diǎn)。這也表明目前我國(guó)發(fā)展消費(fèi)信貸以擴(kuò)大消費(fèi)、降低居民儲(chǔ)蓄率的政策指向是正確的。

從其他因素的檢驗(yàn)結(jié)果來看，本文發(fā)現(xiàn)能夠?qū)ξ覈?guó)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率產(chǎn)生影響的因素還包括收入不確定性和收入分配差距。收入不確定性在1%的顯著性水平下顯著，估計(jì)系數(shù)為0.049；收入分配差距在5%的顯著性水平下顯著，估計(jì)系數(shù)為0.036。這表明了收入不確定性的增強(qiáng)和收入分配差距的擴(kuò)大確實(shí)是影響我國(guó)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率水平的重要因素。

另外，本文發(fā)現(xiàn)實(shí)際利率、收入增長(zhǎng)率、幼兒負(fù)擔(dān)系數(shù)、老年負(fù)擔(dān)系數(shù)對(duì)我國(guó)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率并沒有產(chǎn)生顯著影響。實(shí)際利率對(duì)居民消費(fèi)儲(chǔ)蓄行為和儲(chǔ)蓄率水平?jīng)]有顯著性影響實(shí)際上已得到了許多研究的認(rèn)同。收入增長(zhǎng)率和人口負(fù)擔(dān)系數(shù)的檢驗(yàn)均不顯著，且符號(hào)與生命周期理論的預(yù)期相反，這與Modigliani和Cao的研究大不相同。對(duì)于人口負(fù)擔(dān)系數(shù)來講，本文的研究與Horioka和Wan的研究較為一致。本文認(rèn)為，Horioka和Wan以及本文結(jié)論與Modigliani和Cao出現(xiàn)分歧的另一個(gè)重要因素是研究時(shí)間。人口負(fù)擔(dān)系數(shù)的劇變主要出現(xiàn)在20世紀(jì)70年代末至90年代中期，而90年代中期以后變化逐漸趨緩，同時(shí)該期間我國(guó)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型所暴露的眾多突出問題很可能會(huì)使人口負(fù)擔(dān)系數(shù)的影響作用不夠明顯。因此，如果研究期間重點(diǎn)在于70年代末至90年代中期，那么人口負(fù)擔(dān)系數(shù)可能是顯著的；而如果僅研究90年代中期以后，或者2004年至今，人口負(fù)擔(dān)系數(shù)就很可能并不顯著。

收入增長(zhǎng)率的回歸系數(shù)是本文與現(xiàn)有文獻(xiàn)結(jié)果間的最大差異所在?，F(xiàn)有文獻(xiàn)，無論顯著與否，均發(fā)現(xiàn)收入增長(zhǎng)率對(duì)居民儲(chǔ)蓄率的影響為正。對(duì)于收入增長(zhǎng)率系數(shù)為負(fù)的一個(gè)可能的解釋是，如果經(jīng)濟(jì)社會(huì)中面臨的不確定性較大，那么收入增長(zhǎng)率的提高反而會(huì)降低居民的預(yù)防性動(dòng)機(jī)，從而增加消費(fèi)、降低儲(chǔ)蓄率。本文將這一設(shè)想付諸于計(jì)量模型進(jìn)行檢驗(yàn)，即在方程7中加入了收入不確定和收入增長(zhǎng)率的交互項(xiàng)。通過檢驗(yàn)，本文發(fā)現(xiàn)該交互項(xiàng)的系數(shù)為顯著負(fù)，即收入增長(zhǎng)率的提高能夠顯著的降低不確定對(duì)居民儲(chǔ)蓄率的提升作用。同時(shí)，加入交互項(xiàng)以后，本文發(fā)現(xiàn)收入增長(zhǎng)率的系數(shù)變?yōu)檎?，與生命周期理論的預(yù)期相符，盡管它仍不顯著。這為本文的設(shè)想提供了一定的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，也表明在當(dāng)前不確定性仍然較大的環(huán)境下，進(jìn)一步提高居民收入增長(zhǎng)率，反而可能會(huì)增強(qiáng)居民的消費(fèi)信心、降低當(dāng)前的居民儲(chǔ)蓄率水平。

此外，為保證實(shí)證檢驗(yàn)的穩(wěn)健性，本文在表2中列出了各種其他計(jì)量設(shè)定的檢驗(yàn)結(jié)果。表2中，方程1為混合面板Pool估計(jì)，方程2為固定效應(yīng)FE估計(jì)，方程3為兩步差分GMM估計(jì)，方程5和方程6分別基于方程4對(duì)用于差分方程的工具變量進(jìn)行了調(diào)整，其中方程5將用于工具變量的滯后項(xiàng)全部調(diào)為滯后2-3期，方程6將其全部調(diào)整為滯后2-4期。從表2中的結(jié)果來看，各類計(jì)量方程檢驗(yàn)與方程4的結(jié)果總體上保持高度一致，特別是除方程5外，消費(fèi)信貸變量系數(shù)均為負(fù)值，且均在5%及以上水平上顯著，較好地驗(yàn)證了消費(fèi)信貸對(duì)居民儲(chǔ)蓄率水平的抑制作用。

由于動(dòng)態(tài)面板設(shè)定中包含自變量的一階滯后項(xiàng)，因此混合面板Pool回歸和固定效應(yīng)FE回歸都是有偏誤的。但Bond的研究表明，這兩種估計(jì)方法導(dǎo)致回歸系數(shù)的偏倚方向正好相反，而正確的估計(jì)系數(shù)應(yīng)該處于這兩種估計(jì)方法的結(jié)果之間，這為實(shí)證中判別GMM方法的工具變量選取是否合適提供了一個(gè)途徑。從表2的估計(jì)結(jié)果來看，處于Pool和FE回歸系數(shù)之間的結(jié)果只有方程4和方程5。但考慮到方程5中的工具變量數(shù)量較多，且消費(fèi)信貸變量的回歸系數(shù)較為意外的并不顯著，因此本文認(rèn)為方程4的結(jié)果是較為合理可行的，下文檢驗(yàn)中對(duì)工具變量的選取將主要以方程4為基準(zhǔn)來進(jìn)行。

（二）消費(fèi)信貸與儲(chǔ)蓄率決定因素的交互作用檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)消費(fèi)信貸是否隨儲(chǔ)蓄率其他決定因素的不同而對(duì)居民儲(chǔ)蓄率產(chǎn)生不同的作用效果，本文在方程1的基礎(chǔ)上引入消費(fèi)信貸和儲(chǔ)蓄率其他決定因素的交互項(xiàng)進(jìn)行進(jìn)一步檢驗(yàn)。

儲(chǔ)蓄慣性在理論上和經(jīng)驗(yàn)分析中都被證明是廣泛存在的。表3的方程1對(duì)消費(fèi)信貸與儲(chǔ)蓄率慣性的交互作用進(jìn)行了檢驗(yàn)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，該交互項(xiàng)系數(shù)為正，且在10%的顯著性水平下顯著。這表明消費(fèi)信貸發(fā)展較快的年份（或省份），居民儲(chǔ)蓄慣性系數(shù)卻相對(duì)更高，與理論預(yù)期存在較大的分歧。本文認(rèn)為，出現(xiàn)這種現(xiàn)象的原因可能與當(dāng)前我國(guó)特定的經(jīng)濟(jì)社會(huì)環(huán)境有關(guān)。一方面，當(dāng)前我國(guó)居民利用消費(fèi)信貸的目的多是因?yàn)樽陨硎杖霟o法承受當(dāng)前較大的剛性支出，而并不是由于預(yù)期到未來收入提升而主動(dòng)進(jìn)行跨期消費(fèi)，這使得消費(fèi)信貸促進(jìn)居民積極消費(fèi)的作用大打折扣；另一方面，諸如住房、教育、婚嫁等消費(fèi)成本不斷升高，導(dǎo)致利用消費(fèi)信貸進(jìn)行短暫過渡的居民往往陷入沉重的債務(wù)負(fù)擔(dān)中，為及時(shí)清償債務(wù)，居民的當(dāng)期消費(fèi)意愿可能會(huì)不升反降。因此，消費(fèi)信貸的較快發(fā)展，同樣也意味著居民債務(wù)規(guī)模的提升，在當(dāng)前消費(fèi)環(huán)境不盡完善的經(jīng)濟(jì)背景下，居民的儲(chǔ)蓄慣性反而可能會(huì)提高。

方程2檢驗(yàn)了消費(fèi)信貸與收入不確定性的交互作用。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，消費(fèi)信貸與收入不確定性的交互項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，但并不具有統(tǒng)計(jì)上的顯著性。本文認(rèn)為，盡管該交互項(xiàng)系數(shù)的估計(jì)符號(hào)與消費(fèi)保險(xiǎn)的理論預(yù)期一致，即消費(fèi)信貸的發(fā)展能夠在居民收入意外下降時(shí)提供額外的應(yīng)急資金，從而降低收入不確定性對(duì)居民儲(chǔ)蓄的正向影響，但它在統(tǒng)計(jì)上并不顯著，因此可以說當(dāng)前消費(fèi)信貸的“消費(fèi)保險(xiǎn)”作用還是相對(duì)較弱的。

方程3和方程4檢驗(yàn)了兩類收入指標(biāo)與消費(fèi)信貸的交互作用。方程3的結(jié)果表明，消費(fèi)信貸與收入增長(zhǎng)率的交互項(xiàng)系數(shù)為正，且在10%的顯著性水平下顯著，這表明了在收入增長(zhǎng)率較快的年份（或省份），消費(fèi)信貸降低居民儲(chǔ)蓄率的作用效果反而更弱一些。另外，與之前不同的是，方程3中收入增長(zhǎng)率對(duì)居民儲(chǔ)蓄率的影響變?yōu)樵?%的顯著性水平下顯著。本文認(rèn)為，這種現(xiàn)象的產(chǎn)生可能反映了居民在進(jìn)行消費(fèi)決策時(shí)對(duì)資源的利用順序。也即，居民在收入增長(zhǎng)率較快時(shí)，首先考慮用的是收入，而不是消費(fèi)信貸，因而此時(shí)居民對(duì)消費(fèi)信貸的敏感度較低，消費(fèi)信貸對(duì)居民消費(fèi)儲(chǔ)蓄的影響程度也就較弱；而當(dāng)收入增長(zhǎng)率變慢時(shí)，居民更加需要借助于外部信貸才能完成一些大額消費(fèi)，因而此時(shí)消費(fèi)信貸對(duì)居民消費(fèi)儲(chǔ)蓄的作用效果會(huì)相應(yīng)更強(qiáng)一些。這也反映了當(dāng)前我國(guó)居民利用消費(fèi)信貸時(shí)，往往是一種“被迫”的過渡性行為，而不是主動(dòng)、積極地將其作為跨期消費(fèi)的工具。

方程4檢驗(yàn)了消費(fèi)信貸與收入分配差距的交互作用。收入分配差距越大，消費(fèi)信貸對(duì)居民總體儲(chǔ)蓄率的影響效果應(yīng)該越弱。方程4對(duì)消費(fèi)信貸與收入分配差距的交互項(xiàng)進(jìn)行了檢驗(yàn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)該交互項(xiàng)系數(shù)為正，在一定程度上證明了本文的分析，但它并不具有統(tǒng)計(jì)上的顯著性。

（三）消費(fèi)信貸作用效果分析

上文的實(shí)證檢驗(yàn)可知，當(dāng)前消費(fèi)信貸對(duì)擴(kuò)大消費(fèi)、降低居民儲(chǔ)蓄率是能夠產(chǎn)生一定影響的。以表2中的方程4的結(jié)果為基準(zhǔn)，消費(fèi)信貸增長(zhǎng)率每提高1%，我國(guó)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率水平將會(huì)下降0.039%。以2004-2011年我國(guó)消費(fèi)信貸年均增長(zhǎng)率24.83%（8年的簡(jiǎn)單均值）計(jì)算，在其他儲(chǔ)蓄率決定因素不變的前提下，消費(fèi)信貸每年能夠壓降城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率0.97個(gè)百分點(diǎn)，而同期城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率平均水平為27.37%，以此計(jì)算當(dāng)前消費(fèi)信貸對(duì)儲(chǔ)蓄率的作用強(qiáng)度僅占儲(chǔ)蓄率總水平的3.5%。

鑒于2004-2011年我國(guó)消費(fèi)信貸的增長(zhǎng)波動(dòng)幅度較大，本文利用表2中的方程4的基準(zhǔn)結(jié)果，逐年計(jì)算出消費(fèi)信貸對(duì)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率的作用效果。從表4和下圖可以看出，消費(fèi)信貸增長(zhǎng)率與實(shí)際儲(chǔ)蓄率變化之間存在一定的負(fù)向關(guān)系，尤其是2009年，隨著消費(fèi)信貸的迅速擴(kuò)大，實(shí)際儲(chǔ)蓄率相比2008年下降0.17個(gè)百分點(diǎn)；而根據(jù)測(cè)算，該年度消費(fèi)信貸對(duì)儲(chǔ)蓄率的作用效果為1.90%，占到當(dāng)年儲(chǔ)蓄率水平的6.64%。但總體上講，我國(guó)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率仍然呈現(xiàn)出持續(xù)上升趨勢(shì)，利用消費(fèi)信貸來拉動(dòng)內(nèi)需似乎只能夠起到抑制儲(chǔ)蓄率過快上升的作用。

四、結(jié)論

本文主要從實(shí)證角度探討分析消費(fèi)信貸對(duì)擴(kuò)大消費(fèi)、降低居民儲(chǔ)蓄率的作用效果問題。利用2004-2011年我國(guó)各省城鎮(zhèn)居民作為研究樣本，運(yùn)用動(dòng)態(tài)面板GMM估計(jì)量對(duì)居民儲(chǔ)蓄率決定因素的實(shí)證檢驗(yàn)顯示：研究期間消費(fèi)信貸確實(shí)能在一定程度上抑制我國(guó)城鎮(zhèn)居民的儲(chǔ)蓄率水平；從數(shù)量關(guān)系上講，消費(fèi)信貸增長(zhǎng)率每提高1個(gè)百分點(diǎn)，在其他因素保持不變的前提下，城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率將會(huì)下降0.039個(gè)百分點(diǎn)；以2004-2011年我國(guó)消費(fèi)信貸增長(zhǎng)率均值計(jì)算，期間消費(fèi)信貸每年能夠壓降城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率0.97個(gè)百分點(diǎn)，但以此計(jì)算，消費(fèi)信貸影響居民儲(chǔ)蓄率的程度大約僅占居民總儲(chǔ)蓄率水平的3.5%。本文也清楚地發(fā)現(xiàn)，消費(fèi)信貸的作用僅是在降低儲(chǔ)蓄率過快上升的趨勢(shì)，但它并不能改變高儲(chǔ)蓄率的根本，同時(shí)關(guān)于消費(fèi)信貸與儲(chǔ)蓄率決定因素的交換作用檢驗(yàn)也表明消費(fèi)信貸降低居民儲(chǔ)蓄率的作用效果還存在諸多的限制。

責(zé)任編輯：邵華明