時間：2022-12-08 13:22:21
開篇：寫作不僅是一種記錄，更是一種創造，它讓我們能夠捕捉那些稍縱即逝的靈感，將它們永久地定格在紙上。下面是小編精心整理的12篇居民儲蓄率論文，希望這些內容能成為您創作過程中的良師益友，陪伴您不斷探索和進步。
問題的提出
江蘇省作為我國東部經濟發達地區，2010年GDP排名位于全國第二。在經濟快速發展的同時，江蘇省也保持著較高的國民儲蓄率，2010年已高達58.39%。江蘇省統計年鑒顯示，2010年城鄉居民存款儲蓄額已達23334.8億元，占當年總GDP的56.33%；企業部門儲蓄額為19148.59億元，占當年總GDP的46.22%；政府部門儲蓄額569.95億元，占當年總GDP的1.376%。從統計數據來看，居民儲蓄和企業儲蓄對江蘇省高儲蓄貢獻較大，企業儲蓄所占比例較小。
現有的關于高儲蓄率的形成原因，學術界對其有不同的解釋，比如：經濟的快速增長，居民的“預防性儲蓄”動機，社會保障體系的不完善，男女比例失衡以及人口結構的變動等。
全國第六次人口普查數據顯示，江蘇省全省常住人口中，0-14歲人口為10230180人，占13.01%；15-64歲人口為59861916人，占76.10%；65歲及以上人口為8567807人，占10.89%。國際上將年齡在 65 歲及以上的人口總數占總人口數的 7%作為衡量人口老齡化的起點，根據該標準，江蘇省人口年齡結構在發生顯著變化的同時，老齡化程度也在不斷加快。那么江蘇省的高居民儲蓄率和江蘇省人口年齡結構之間是否存在相關關系呢？本文對此進行驗證。
人口年齡結構與儲蓄率理論介紹
現有的關于人口年齡結構與儲蓄率的關系研究基本上都是基于Medigliani（1954）提出的生命周期假說（LCH）。生命周期假說將人的一生分為年輕時期、中年時期和老年時期三個階段。一般而言，在年輕時期，家庭收入低，但因為未來收入會增加，因此在這一階段，往往會把家庭收入的絕大部分用于消費，有時甚至舉債消費，導致消費大于收入，這時家庭中基本上沒有儲蓄或有很少的儲蓄。進入中年階段后，家庭收入會增加，但消費在收入中所占的比例會降低，收入大于消費，因為一方面需要償還青年階段的負債，另一方面還要把一部分收入儲蓄起來用于防老。退休以后，收入下降，這時需要依靠年輕時的儲蓄來消費，從而社會儲蓄率又會下降。1976年，Medigliani對生命周期理論進行擴展，認為儲蓄率會隨被撫養人口的比例上升而下降，隨勞動者人口比例上升而上升。
LCH理論是從微觀行為經濟學的角度來研究人口年齡結構變動與儲蓄的關系，Coale and Hoover（1958）從宏觀角度提出了人口轉變過程的“撫養負擔假說”（Dependency Hypothesis，DH）。該假說認為，下降的嬰兒死亡率和上升的生育率導致勞動年齡人口背負的少兒撫養負擔上升，導致社會儲蓄隨之減少。隨著生育率的下降和經濟活動人口的急劇增加，勞動年齡人口背負的少兒撫養負擔減輕，社會儲蓄也增加。最后，人口年齡結構變動表現為巨大的老齡撫養負擔，這將削弱儲蓄力度并使經濟增長速度減緩。
文獻綜述
一些學者以生命周期理論和撫養負擔假說為基礎進行了相關實證研究。Loayza等（2000）在Schmidt（1996），Higgins（1998）研究的基礎上，運用面板數據進行分析得出少兒撫養負擔比和老年贍養負擔比與儲蓄率呈負相關關系。Kraay（2000）通過不同國家截面數據的估計，認為老年撫養負擔比對社會儲蓄率存在顯著的負作用，而少兒撫養負擔比對儲蓄的影響并不顯著。汪偉（2009）運用中國1989-2006年的省際面板數據，得到少兒撫養比對居民儲蓄影響為負，老年撫養比對居民儲蓄影響為正，且均顯著。李魁（2010）通過采用全國30個省市1990-2006的面板數據，主要運用二步系統GMM法進行研究，發現少兒撫養負擔比對儲蓄率有負的影響，在10%水平上顯著，老年贍養負擔比對儲蓄率有正的影響，但是效果不顯著。王麒麟、賴曉瓊（2012）以1999-2009年的省際面板數據為樣本，運用Hausman檢驗，實證分析表明人口年齡結構對我國儲蓄率的影響存在明顯城鄉差異。
總體來看，關于人口年齡結構與儲蓄率的關系，至今還沒有一個明確的定論。已有的研究大多是利用面板數據對儲蓄率進行整體的研究，較少將其細分，并且具體到省際的研究也較少。本文研究江蘇省人口年齡結構變動對城鎮居民儲蓄率和農村居民儲蓄率的影響，為江蘇省關于人口與社會經濟協調發展方面提供對策建議。
數據、變量選取
由于本文要考慮人口年齡結構對儲蓄率的影響，選擇江蘇省1995-2010年城鎮居民人均儲蓄率和農村居民人均儲蓄率數據作為被解釋變量，以區分城鄉差別的特點。其中，城鎮居民人均儲蓄率（CS）和農村居民人均儲蓄率（US）分別是城鎮居民人均儲蓄額和農村居民人均儲蓄額與各自人均可支配收入的比率。在作為人口年齡結構的解釋變量里，本文選擇少兒撫養比（FC）和老年撫養比（FO）作為衡量人口年齡結構的指標。假定N、L、O、C分別表示總的人口數量、勞動力數量（14-64歲人口數量）、老年人口數量（65歲以上人口）和少兒人口數量（0-14歲人口數量），少兒人口撫養負擔比FC用C/L表示，表示每100名勞動力要撫養的兒童數量，老年人口贍養負擔比FO用O/L表示，表示每100名勞動力要贍養的老人數量。從微觀上來講，人口自然增長率同居民儲蓄率存在一定的關系，所以引進江蘇省人口自然增長率，用NR表示。
以上數據由中國統計年鑒和江蘇省統計年鑒整理得來，由于考慮到各種數據指標的可得性、完整性和有效性，數據區間選取為1995-2010年。
實證分析
由于時間序列往往存在非平穩性，為保證建立的回歸有意義，應先對各序列進行平穩性檢驗，再在此基礎上進行協整檢驗和Granger因果關系檢驗，并建立相應的誤差修正模型。
（一）平穩性檢驗
本文為考察人口年齡結構與與城鎮居民儲蓄率的關系，選取1995-2010年的時間序列數據進行測算，分析城鎮居民儲蓄率（CS）和農村居民儲蓄率（US）分別與少兒人口撫養負擔比（FC）、老年人口贍養負擔比（FO）、人口自然增長率（NR）的協整關系。各序列的平穩性檢驗結果如表1所示。
由表1結果可知，上述序列除人口自然增長率在原序列平穩外，其余序列經過一階差分后均不存在單位根，為平穩序列。
（二）協整檢驗
從上述ADF檢驗結果可知，城鎮居民儲蓄率、農村居民儲蓄率與少兒撫養負擔比、老年撫養負擔比、人口自然增長率符合協整的必要條件。分別對城鎮居民儲蓄率和農村居民儲蓄率與各自變量進行OLS估計，建立回歸方程，結果如下：
CS=50.39658-1.586298FC+ 0.302968FO+2.728209NR （1）
t= 2.5987 -7.0439
0.294812 2.8644
R2 =0.9029， F=33.3552，DW=2.0091
US=-2.866137+0.970690FC+ 0.896333FO-4.244340NR （2）
t= -0.154251 4.498764
2.9103 -4.6510
R2 =0.9057， F=22.3758，DW=2.40739
上述模型回歸效果比較理想，然后對上述兩個回歸模型的殘差序列E1和E2進行平穩性檢驗，仍然采用ADF檢驗。若平穩則可證明上述變量之間是協整關系，具體結果見表2。
通過對兩個回歸方程的殘差序列E1和E2進行ADF檢驗，結果顯示，E1的t檢驗值為-6.971217，在1%顯著性水平上通過檢驗；E2的t檢驗值為-3.872195，在5%的顯著性水平上通過檢驗。說明兩個殘差序列均平穩，意味著城鎮居民儲蓄率和農村居民儲蓄率與各指標之間存在長期協整關系。
根據上述協整方程，分指標情況看：第一，少兒撫養比對城鎮居民儲蓄率的影響為負，對農村居民儲蓄率影響為為正，并且影響效果顯著；老年人口撫養比對城鎮居民儲蓄率影響和農村居民儲蓄率影響均為正，但是對城鎮居民儲蓄率影響不顯著，對農村居民儲蓄率有顯著的影響。第二，少兒撫養比對城鎮居民儲蓄率負的影響大于老年負擔比對其正的影響，少兒負擔比每下降1個百分比，城鎮居民儲蓄率增加1.586個百分點；老年負擔比每上升一個百分點，城鎮居民儲蓄率上升約0.303個百分點。少兒撫養比對農村居民儲蓄率的影響大于老年負擔比對其的影響，少兒撫養比下降一個百分點，農村居民儲蓄率下降0.971個百分點；老年負擔比每上升一個百分點，農村居民儲蓄率上升0.896個百分點。第三，人口自然增長率對城鎮居民儲蓄率有正的影響，其每增長一個百分點，城鎮居民儲蓄率增加2.728個百分點；但對農村農村居民儲蓄率有負的影響，其每增加一個百分點，農村居民儲蓄率下降4.244個百分點。第四，從常數項來看，城市居民存在更多的自發性儲蓄行為，農村居民相對來說自發性儲蓄比較少，這個可能與城鎮居民和農村居民收入高低有關。
（三）誤差修正模型
上述分析證明城鎮儲蓄率和農村居民儲蓄率與各因素之間存在協整關系，根據協整理論，存在協整關系的經濟變量之間可以建立誤差修正模型，把各個影響城鎮居民儲蓄率和農村居民儲蓄率的影響指標的短期行為和長期變化結合起來。先對各自變量序列進行一階差分，再進行回歸分析，納入誤差修正項，建立誤差回歸模型（3）和（4）：
DCS=12.46441+0.540489DCS（-1）+0.577721DFC+1.568364DFC（-1）-1.743938DFO-1.686220DFO（-1）+11.89308DNR-10.45389DNR（-1）-0.919043ecm （3）
上述誤差修正模型常數和誤差修正項的t值分別為：
t=（-1.958373），（2.965464）， （3.050599），（2.391702），（2.944830）， （2.952219），（-2.378873），（-2.763881， （-3.109256）
R2 =0.8919 F=21.29877
DW=2.553747
DUS=-14.39142-0.121804DUS（-1）-0.527489DFC-1.25919DFC（-1）+ 1.685201DFO +0.950451DFO（-1）+ 5.010568DNR-1.647784DNR（-1）- 0.591880ecm （4）
上述誤差修正模型常數和誤差修正項的t值分別為：
t=（-1.978498），（-2.332162）， （-2.402645），（-1.987975），（2.539363），（1.890086），（2.373466），（-2.063968）
R2=0.9124 F=21.419295
DW=2.018500
以上數據說明上述兩個模型擬合度較好，變量之間無明顯共線性。誤差修正項為負，說明均衡誤差對短期波動收斂于長期均衡有較好的調節作用。當城市儲蓄率和農村居民儲蓄率與各影響因素之間出現不適應時，誤差項能夠在其中起到迅速調節作用。
（四）Granger因果關系檢驗
為進一步考察年齡結構與居民儲蓄率的關系，本文采用Granger因果關系檢驗法來判斷江蘇省城鎮居民儲蓄率和農村居民儲蓄率與各影響因素之間的因果關系。檢驗結果如表3、表4所示。
由表3可知，老年人口負擔與城鎮居民儲蓄在一定程度上不存在因果關系，少兒人口負擔和人口自然增長率與城鎮居民儲蓄率之間存在單向的因果關系。
由表4可知，少兒人口負擔比和人口自然增長率與農村居民儲蓄率存在雙向的因果關系，老年人口負擔比與農村居民儲蓄率之間存在單向的因果關系。
（五）脈沖響應分析
為了反映少兒負擔比和老年負擔比對城鎮居民儲蓄率和農村居民儲蓄率之間的長期動態影響，可通過繪制脈沖響應圖來衡量。
由圖1可知，少兒撫養比對農村居民儲蓄的影響是一個長期的過程，大約從第1年持續到第20年，影響最大的是前10年，在第15年后開始逐漸減弱。
由圖2可知，老年撫養比對農村居民儲蓄的影響持續時間長達15年，影響最大的是前8年，在第10年后開始逐漸減弱。
由圖3可知，少兒撫養比對城鎮居民儲蓄率的影響同樣是個長期的過程，影響最大的是前5年，從第7年后影響開始逐漸減弱。
江蘇省少兒撫養比對城鎮居民儲蓄率有顯著的負影響，對農村居民儲蓄率有顯著的正影響，即少兒撫養比的下降使城鎮居民儲蓄率上升，農村居民儲蓄下降，這可能與城鄉居民收入水平差距較大有關。江蘇省2010年城鎮居民家庭人均收入為22944元，農村居民家庭人均收入為9118元，城鎮居民家庭人均收入大約是農村居民家庭人均收入的2.52倍。城鎮居民收入較高，少兒負擔減輕了，在消費水平既定的條件下，能夠儲蓄的錢相對增加。老年撫養負擔對城鎮居民儲蓄率的影響比較模糊，城鎮社會保障政策的相對完善，而且老人有更多的再就業機會等原因，使老年撫養負擔的增加對城鎮居民儲蓄率沒有太大的影響。農村居民收入相對較低，除去日常生活消費開支外，能儲蓄的錢相對較少。少兒負擔的減輕，農村生活條件的改善使農村居民消費能力增強。雖然農村養老保險政策正在逐步貫徹實施，但各地還是存在差別，同時人口撫養負擔對農村的影響年限長于城鎮，所以農村老年撫養負擔對農村居民儲蓄仍然存在正的顯著影響，預防性養老儲蓄在農村還是比較普遍。人口自然增長率對城鄉居民儲蓄率的不同效應影響，進一步說明了城鄉居民收入水平的差距和農村居民養老保障體系的不成熟。
結論
本文對江蘇省人口年齡結構對城鎮居民儲蓄率和農村居民儲蓄率的協整關系和Granger因果關系進行檢驗，發現江蘇省少兒撫養負擔比和老年負擔比對江蘇省城鎮居民儲蓄率和農村居民儲蓄率存在長期協整關系。并且少兒人口撫養負擔和人口自然增長率與城鎮居民儲蓄率存在因果關系，老年人口負擔和人口自然增長率與農村居民儲蓄率存在因果關系。同時繪制脈沖響應圖，說明人口撫養比對城鄉居民儲蓄率的長期動態影響，結果顯示，人口撫養負擔對農村的影響時間年限長于對城鎮的影響時間年限，撫養負擔對農村居民儲蓄率的影響相對城鎮居民儲蓄率來說更加深遠。
基于本文的研究結論，筆者提出以下建議：在加快經濟發展的同時，提高居民消費水平，特別要鼓勵城鎮居民消費，用消費拉動內需；增加農民收入，縮小城鄉差距，促使城鄉協調發展；進一步完善社會保障體系，盡快完善和貫徹實施農村養老保障政策。
參考文獻：
1.Anselin，L.，Spatial Econometrics； Methods and Models，Kluwer Academic Publishers，1998
2.Loayza，N.，Schmidt-Hebbel，K.and Servn，L.，What Drives Saving across the world，Review of Economincs and Statistics，2000，82（2）
3.Kraay，Aart. Household Saving in China[J].The World Bank Economic Review，September，2000，14 （3）
4.汪偉.經濟增長、人口結構變化與中國高儲蓄[J].經濟學季刊，2009（7）
【關鍵詞】儲蓄存款;股票收益率;格蘭杰因果檢驗
一、文獻綜述
股市漲跌與進出股票市場的資金密切相關,二者間的關系歷來為各類投資者及學者所關注。
Levine(1991)認為,如果股票市場的自由化和擴張可以使個人投資風險多樣化,那么股票市場的發展就可以降低儲蓄風險。Pagano(1993)指出,金融市場與儲蓄之間的關系被認為很重要是因為儲蓄被看做刺激金融市場發展的渠道之一。Jappello和Pagano(1994)、Bonser-Neal和Dewenter(1999)的研究結果表明:一個國家的居民獲得按揭貸款和消費信貸有較大阻礙時,他就趨向于高的居民儲蓄率,但是居民儲蓄率的高低與這個國家證券市場的發展程度無關。Devereux和Smith(1994)認為,股票市場分散風險的機制能引起儲蓄水平下降而對經濟增長產生不利影響。Singh(1997)曾指出股市的發展并沒有導致總儲蓄的增長。
由于我國股票市場起步較晚,所以國內專門對于股票市場與居民儲蓄之間關系的研究起步也較晚。徐名社(1998)從理論層面探討了儲蓄存款與證券資產的投資選擇機制問題,并通過數據分析得出:我國儲蓄與證券的替代還只是基于表層收益關系的權衡,未能有效促進存款向投資的轉化,兩者替代關系中的均衡機制尚未形成。劉巍、徐穎(1999)分析了證券市場資金吸納和可支配收入對我國居民儲蓄存款額的影響,得出結論:證券市場資金吸納率上升則儲蓄存款額會下降,但儲蓄存款對證券市場資金吸納率的彈性極弱。李洪慈(1999)分析了我國證券市場分流儲蓄存款的程度,認為我國證券資產投資對儲蓄存款的分流作用是很有限的。張志、王德勁、段吉華(2001)用實證分析得出居民儲蓄率與股市周轉率、股市成交率之間不構成因果關系,即證券市場的流動性不能對居民儲蓄的變化構成顯著影響。何德旭、高偉凱、王軼強(2002)的研究表明:我國股票市場發展的規模和流動性對居民儲蓄有明顯的分流作用,能夠在一定程度上影響儲蓄量的變化,股市交易的活躍程度和股指的漲跌直接影響著投資者以及潛在投資者的儲蓄行為。張眠、張桂霞(2003)通過對城市居民儲蓄與上證指數的相關性分析得出,儲蓄的增長會引起上證指數在相同方向發生變化,而不是股市增長導致居民儲蓄的減少。熊其康(2008)通過建立VAR模型對我國現階段股市與居民儲蓄之間的關系進行實證分析。指出股市交易額一方面能很好地反映股市,另一方面也能反映投資者的投資力度。
國外文獻主要基于資本市場和銀行系統比較發達的國家或地區對銀行存款與股票市場關系展開研究的,不能完全解釋我國的情況。國內研究實證分析雖然很多,但大多都是從居民儲蓄存款的角度出發,運用各種計量方法分析該變量與股市之間的關系的,對其他存款與股票市場的關系缺乏分析。基于此,本文擬從分析儲蓄存款的各組成部分變動率與股票收益率的關系入手,探討和分析我國居民活期存款、定期存款及企業活期存款、定期存款的變動率與股票收益率之間的相互關系。
二、分析方法
1.數據平穩性分析
在時間序列分析中,數據通常被假定為平穩的。如果數據表現出隨機游走的特性,則必須對其進行平穩化處理,否則運用不穩定數據作出的回歸分析有可能是謬誤回歸。對數據穩定性的判定,實踐中通常采用增廣迪基-富勒(ADF)檢驗。
2.協整分析
協整分析就是在兩個不穩定時間序列進行回歸的基礎上,對其殘差序列εt進行ADF檢驗,看其是否為穩定數列。如果εt是穩定的,則可以認為兩者間存在長期均衡的關系,即協整關系,否則就是謬誤回歸。
3.格蘭杰因果關系檢驗
格蘭杰(Granger)(1969)因果關系是指:如果兩個時間序列變量x、y在包含過去信息條件下對y的預測效果要好于只單獨由y的過去信息對y的預測,即加入變量x的滯后值有助于改進變量y的預測精度,則稱x對y存在格蘭杰因果關系。或者說,若變量x的滯后值在另一個變量y的解釋方程式中其系數在統計上是顯著的,則x是y的格蘭杰原因。
如本研究欲檢驗股指收益率(LSTK)與銀行存款變動率(SR)之間的相互關系,檢驗所用的模型如下:
因此通過上述模型,獲得四種假設之一的結果,就可以檢驗股票收益率與銀行存款變動率間的格蘭杰因果關系。
三、數據來源及數據處理
本文采用2003年1月至2010年7月的月度相關數據,共計91個樣本。其中居民存款、企事業單位存款包括定期與活期指標均來源于中國人民銀行網站公布的《金融機構本外幣信貸收支表》,股票指數(以上證綜合指數為代表)數據來自中國證監會網站。
上述數據按環比方式計算各自的變化比率,即:變動率=(本期指標/前一期指標)-1。
各指標具體符號如下:LSTK――上證指數收益率、LL_JMHQ――居民活期存款變動率、LL-JMDQ――居民定期存款變動率、LL_QSDQ――企事業定期存款變動率、LL_QSHQ――企事業活期存款變動率。
四、銀行存款變動率與股票收益率關系的實證檢驗
1.數據穩定性檢驗
在進行時間系列分析時,要求所用的時間系列必須是平穩的,否則會產生“偽回歸”問題。在現實生活中,居民定期存款、居民活期存款、企事業定期存款、企事業活期存款等指標的時間系列通常是非平穩的,我們按前述公式:變動率=(本期指標/前一期指標)-1,對上述指標加以處理。經ADF檢驗發現,這些指標是平穩的。檢驗結果見表1。
格蘭杰因果關系在5%水平上顯著,說明存在由股票收益率到企事業活期存款變動率的單向影響。這一結果與子樣本一的結論形成鮮明對照。我們認為,可能的解釋是:股票全流通后,大小非股東出貨套現的行為顯著。
五、結論
本文對2003年1月至2010年7月的各種銀行存款變動率與股票收益率之間的關系進行了分析,結果如下:1.居民定期存款變動率與股票收益率呈負相關關系,但統計上不顯著,格蘭杰因果關系是股票收益率影響居民定期存款,并在1%水平上顯著,說明居民定期存款變化與股市漲跌互為消長。2.居民活期存款變動率與股票收益率呈正相關關系,但不顯著。格蘭杰關系不存在。3.企事業定期存款變動率與股票收益率的關系不顯著。4.企事業活期存款變動率與股票收益率呈正相關關系,雖然不顯著,但格蘭杰因果關系顯示存在從股票收益率到企事業活期存款變動率的單向影響,并在1%水平上顯著。這一結果與存款與股票收益率呈負相關結論相矛盾。進一步將數據以股票全流通改革后的2007年6月為界限將數據分為兩個字樣本。子樣本一顯示:2003年2月至2007年6月股票收益率與企事業活期存款變動率呈負相關,格蘭杰因果關系不顯著,無方向性。子樣本二顯示:股權分置改革后,2007年7月至2010年7月,股票收益率與企事業活期存款變動率呈正相關關系,并且格蘭杰因果關系在1%水平上顯著,說明股票收益率對企事業活期存款變動率存在單向的影響關系。這一結果我們認為在一定程度上可以解釋股票全流通后大小非出貨套現的行為。
參考文獻
[1]Levine,Ross,1991.Stock Msrket,Growth,and Tsx Policy[J].Journal of Finance,September:1445-1465.
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[4]Jappelli,Tullio,and Pagano,Macro,1994.Saving,Growth,and Liquidity Constraints[J].Quarterly Journal of Economics,February:83-109.
[5]Pagano,Marco,1993.Financial Market and Economic Growth[J].European Economic Review,April:613-622.
[6]徐名社.儲蓄存款與證券資產的投資選擇及其若干效應分析[J].投資研究,1998(7):21-25.
[7]劉巍,徐穎.對我國居民儲蓄存款因素的實證分析[J].南開經濟研究,1999(5):
54-58.
[8]李洪慈.我國證券投資與居民儲蓄存款間的替代效應分析[J].海南金融,1999(10):12-15.
[9]何德旭,高偉凱,王軼強.股票市場對居民儲蓄的影響一個實證分析[J].數量經濟技術經濟研究,2002(11):9-12.
[10]張眠,張桂霞.我國城市居民儲蓄與上證指數的變化實證分析[J].江蘇統計,2003(10):12-15.
[11]熊其康.對我國居民儲蓄與股市交易之間聯動效應的實證研究[J].西部金融,2008(2):63-64.
本論文為2010年西安翻譯學院科研課題“宏觀經濟變量與股票投資關系研究”(編號:10B19)之研究成果之一。
作者簡介:
陳踐(1964―),男,江蘇無錫人,西安翻譯學院經濟管理學院商貿系主任,高級經濟師,主要研究方向:宏觀經濟及證券市場。
［關鍵詞］人口紅利；經濟增長；持續性
［中圖分類號］F832 ［文獻標識碼］A ［文章編號］1005-6432（2011）13-0010-02
1 引 言
自1978年改革開放以來,中國已經保持了30多年的強勁經濟增長。GDP增長率在1979―2009年平均為9.8%,其中,2007年增長率接近12%,雖然遭受美國金融危機的沖擊,中國2008年和2009年的經濟仍保持高增長,增長率達到9.6%和8.7%。
是什么支撐了中國經濟的長期持續高增長？這種高增長的潛力有多大？中國在未來10年或更長時間里能否保持經濟的持續強勁增長？
國內外學者對中國經濟持續高增長問題的研究著作、論文如汗牛充棟,體制改革、資本積累、技術模仿、教育、貿易、全要素增長率等解釋不一而足。不過,從人口紅利角度分析經濟快速增長的原因則是近幾年的事情,人口紅利一度成為關注的焦點。中國在過去30多年的經濟增長中物質資本的影響占28%,勞動力數量的影響占24%,勞動力質量的影響占24%,人口流動或要素配置的影響占21%,其他因素(如管理水平等)占3%。研究第二次世界大戰后新興工業化國家和地區經濟增長的學者指出,這些國家(地區)的高經濟增長,主要歸因于資本投入的增加、勞動參與率的提高和勞動力質量的改善,而非技術進步。勞動力的高參與率和較高的配置效率是中國經濟增長的重要推動力量,勞動力對經濟增長的這種促進作用就是人口紅利。
近來對人口紅利的關注又進一步深入,有研究指出,中國很快將走出人口紅利階段,2015年前后進入“人口負債階段”。國際經濟競爭力將隨著廉價勞動力時代的結束而大大下降,未來的經濟高增長將無法持續。
本文認為人口紅利是改革開放以來推動中國經濟持續高增長的重要原因,人口老齡化未必能使經濟增長速度放緩,中國經濟至少可以持續增長20年。
2 人口紅利的概念
所謂人口紅利,是指人口轉型過程中出現的人口年齡結構優勢導致的高勞動參與率,即總人口中勞動力人口比重較大,對一國經濟增長的積極效應。人口紅利期是指當生育率迅速下降、少兒撫養比例下降、總人口中適齡勞動人口比例上升,而老年人口比例達到較高水平之前形成的一個勞動力資源相對豐富的時期。目前,中國人口正值年齡結構較合理、適齡勞動人口比例較大,且農業勞動力大量剩余并有進一步轉移的潛力的階段,大量廉價農業剩余勞動力向城市非農產業轉移,可為經濟增長提供大量機會成本為零的勞動力要素投入。這種人口轉型帶來的促進經濟增長的效應就是中國經濟增長的人口紅利效應。
最近,人口紅利的概念又進一步得到擴展,分為第一人口紅利和第二人口紅利。第一人口紅利是指由人口轉變所導致的生產性年齡段的人口份額的增加,而人口總體負擔相對較輕所帶來的經濟增長。即使假定勞動力生產率保持不變,勞動供給數量相對較高也意味著總產出同比例上升,同時充足的勞動力供給也能促進勞動密集型產業的發展。但是該人口紅利期的效應短暫,持續時間為50年或稍長些。
第二人口紅利則源于理性主體為了應對人口年齡結構的預期變化,而相應調整個人行為與公共政策。人口轉變是一個長期過程,它既包含了個人生命周期的變化,也反映了代際更替關系。根據生命周期假說理論,消費者各階段的消費水平取決于他一生的總收入,而不是當期收入,人們會選擇一個接近其預期一生的平均收入水平的消費水平,且其長期儲蓄水平將與生命周期緊密相關,因此,整個社會的儲蓄率和人口結構變動密切相關。在生產效率較高的壯年階段,其收入中用于儲蓄的比例將明顯高于其他階段(比如養老金積累)。如果總人口中勞動年齡人口的比重大,那么,這部分人口的個人儲蓄之和將有助于提高儲蓄率。同時,勞動年齡人口的撫養比相對較低,他們所承擔的撫育和贍養等經濟負擔較輕,從而減少了家庭支出,提高了家庭儲蓄的比例。由此反映出在人口轉變的特定階段,因高比例的勞動年齡人口所帶來的國民儲蓄率升高和資本供給增加將對經濟增長產生推動作用。
3 人口紅利是中國經濟持續高增長的重要因素
人口紅利從三方面推動中國經濟增長：第一,高勞動參與率。高勞動力比重意味著人口對經濟增長的參與率高。第二,高儲蓄率。改革開放以來,我國居民儲蓄存款經歷了幾個顯著的增長階段。改革開放最初的10年,我國居民儲蓄存款年平均增長率達到了30%以上,這一階段是增長最快的時期。1989―1996年,進入第二個增長高峰期,存款余額年增長率達31.6%。1998―2000年,增長率開始一路下滑,甚至出現了負值,其主要原因是股市火暴促進了儲蓄的分流,更多的資金從銀行流入了股市。2003―2008年,居民儲蓄存款沖破了幾個大關：2003年9月首破10萬億元；2005年超過了14萬億元；2006年12月,突破16萬億元；2007年,17.25萬億元；2008年,21.79萬億元。按現價計算,2000―2008年年平均增長率達16.5%。第三,較高的勞動力配置效率。配置效率是相對于技術效率而言的。技術效率是指技術進步帶來的效率提高,而配置效率是指在技術水平不變的條件下,現存資源的重新配置帶來的效率。
當社會處于人口紅利期時,由于人口結構較好,勞動力供給十分充足,同時,從事經濟活動的人口不斷提高帶來了高生產率與高儲蓄率,并因此導致了較高的資本積累。20年來,中國投資率一直居高不下,同樣奇高的儲蓄率也助推了這種高投資率。當然儲蓄率高,部分的原因有養老保險與醫療制度不完善、中國文化對較高的儲蓄水平的偏好等,但最重要的原因還是因為中國目前的“撫養比率”較低。所謂“撫養比率”是指不工作的孩子人數、老人數與工作人數之比。當家庭中孩子年幼、無工作時,家庭的儲蓄率較低;當孩子長大,且自身也處于最佳創造期時,家庭的儲蓄率較高;退休后,儲蓄率則開始下降。因此,不工作的人越多(因為太小或太老),儲蓄率越低,反之亦然。
雖然計劃生育政策的長期效應以及中國人預期壽命的延長,將使人口紅利這種較低的撫養比率因素逐漸消失,但在未來的10年甚至20年里,低撫養比率仍將持續,從而可以預計的是：儲蓄率和投資率也將繼續保持在一個很高的水平上。曾經有過的關于勞動年齡人口增長率的預測認為,中國的勞動年齡人口可以一直增長到2030年。
一般來說,當一個國家勞動年齡人口增長停止后,勞動力數量不足的問題會很快到來。但城鄉二元結構使得中國的情況有很大不同,數量龐大的農村人口仍然能夠在相當長的時間內為城鎮提供勞動力資源。中國目前正處于快速城鎮化的過程之中,如果按城鎮人口每年增加一個百分點的速度計算,則城鎮每年會新增1500萬左右的勞動年齡人口。設想中國步入比較發達的階段時大多數人口如70%的人會選擇居住在城鎮,則農村勞動力向城鎮的轉移還會持續20年以上的時間。因此,在可見的將來,我國似乎仍然擁有比較充足的勞動力供給。從勞動力供給來看,人口紅利將繼續推動中國經濟的高速增長。
從人口紅利對消費和儲蓄的影響來看,勞動年齡人口增長停止或者說老齡人口比例增加在一定時期內并不必然帶來儲蓄率的下降,相反還有可能使儲蓄率進一步上升。在老齡化的初級階段,新進入老齡階段的人往往都有較高的儲蓄率和儲蓄傾向,有人也因此把老齡化的初級階段看成是第二次人口紅利期。從這個意義上說,勞動年齡人口豐富的人口紅利期結束并非人口紅利的真正結束,只要能夠發揮好儲蓄的資金效率,讓資本得到合理的回報,則第二次人口紅利仍有可能為經濟增長繼續注入“活力”。
綜上所述,人口紅利將在相當長一段時間內成為推動我國經濟持續增長的利好因素。我國經濟目前正處于歷史上最好的時期,同時也是人口紅利回報最豐厚的時期。從今后20～30年的時間來看,我們不僅沒有理由懷疑我國的經濟增長會失去動力,相反,經濟增長將會更加強勁。
4 最優化利用人口紅利的建議
人口紅利效應終將因人口自然增長率下降、勞動參與率降低而逐漸消失。但在不以人的意志為轉移的客觀規律面前,我們仍能有所作為,我們可采取一系列有效措施,提高勞動力素質、消除城鄉勞動力流動障礙,減少勞動力閑置和浪費,促進勞動力資源的充分利用和有效配置,從而使我國人口紅利的效應最大化。
由于歷史和國情的原因,中國走的是一條依靠農業積累和廉價勞動力推動的工業化道路。短期看,勞動力的低成本可以支持經濟的發展,但長期看,勞動力的低成本必然是低勞動力素質和低勞動生產率水平的反映,它無疑將阻礙經濟的發展。所以應大力提高勞動力素質，以更好地支持經濟發展。
為了經濟的持續發展,應通過擴大就業,最大化開發尚存的人口紅利,并加快人力資本積累。人力資本存量的提高意味著形成一個更具有報酬遞增性質、更加可持續的經濟增長源泉。并且,為了迎接人口老齡化沖擊,中國需要通過擴大就業、加快人力資本積累和建立適合于中國國情的可持續的養老保障模式這三條途徑來充分挖掘未來潛在的人口紅利,推動中國經濟持續增長。
經濟增長的源泉應當從依靠良好的人口結構(即人口紅利)轉為以技術的創新能力為主。人口紅利在生育率下降的過程中,終究會成為一個歷史現象,調整政策延緩一點時間只是短期效應。從長期而言,需要依賴產業換代,依賴技術的創新能力,才可以長治久安。實際上,我們只有通過不斷地科技創新和制度創新,才能不斷地實現中國勞動力成本的增長,改變中國在國際市場處于低端產業低利潤環節的局面,提高中國在世界市場上的競爭力,以實現中國經濟的可持續發展。同時,提高勞動力成本,將有助于釋放潛在的消費需求。資料顯示,中國低收入家庭的消費傾向明顯高于中高收入家庭。通過增加收入,大量的農村人口、進城務工人口和城鎮低收入人口以及其他中低收入人口較高的邊際消費傾向將加速消費品市場的啟動過程。基礎消費品的爆發式需求增長,新消費群體的各類時髦需求增長,居民消費觀念的更新和消費結構的升級,將啟動中國龐大的內需消費市場。
在保證了中國的自主創新持續增長力的同時,我們還應該從另外一個角度來正視后人口紅利時代的社會安全和秩序問題。而建立健全的社會保障機制,將是我們這個社會發展的安全閥,只有通過它才能保證我們的經濟能夠在既有軌道上良好運行。在此前提下,我們再通過進一步將農村人口和農民工不斷納入社會保障體系,不斷地充實社會保障基金。這樣我們的社會保障就將會有一個較大的改善,在面對后人口紅利時代的時候,就會更加的從容不迫。
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關鍵詞：對外貿易；人民幣升值；貿易順差；收支平衡
通常一個國家在對外貿易中實現順差，則說明了該國商品在國外市場具有一定競爭優勢，順差帶來的外匯儲備可使得該國的對外支付能力加強，同時增加對外債權。但我們也應當認識到，順差的產生意味著出口獲取的外匯并未實現同期的進口、對外投資、技術的引進。這種順差只表現為國外銀行的存款或者是購買外國債券，這樣資金使用的收益率不僅低，還會加大本幣匯率升值的壓力。讓本幣升值，便會對隨后的貿易產生不利的影響。而外匯儲備的持續增加也會迫使貨幣管理當局投放更多的基礎貨幣以維護匯率的穩定，造成國內通貨膨脹。作為貿易伙伴的逆差國，更是會以長期逆差為借口，設置多種貿易障礙，要求順差國減少出口或增加從逆差國進口。
所以，我們應該認識到，巨額的順差不僅給國內的經濟帶來不利影響，也不利于經濟的協調發展。自金融危機后，我國對外貿易環境惡劣，遇到各種針對我國出口產品的反傾銷調查。引發的國際爭議都指出人民幣幣值嚴重低估，紛紛要求人民幣升值。理論上說，一國幣值上升，使其出口商品在外國市場價格上升，不再具有價格優勢，而從國外進口的商品則更加便宜，從而達到減小順差的目的。但是，從數據來看，近年來我國貿易順差雖然相比從前增幅減小，但仍無法改變長期順差這一事實。我國對外貿易長期處于順差的原因究竟是什么，人民幣的升值能從根本上改變中國如今面對的不利外部環境么？
一、我國貿易差額的基本狀況及形成原因
1.我國貿易差額的發展概況
中國原本經濟落后，我國的貿易差額也并非一開始就處于順差地位。從上世紀八十年代開始，僅實現了一年貿易收支平衡，兩年有順差，其余七年累計達到42.9億美元的逆差。從1990年開始，除1993年為逆差，我國對外貿易實現了持續順差。在2005年順差額更是創造記錄的達到了1018.8億美元。僅管越來越多的人意識到平衡貿易收支的重要性，但是我國仍沒有改變持續順差的局面。2008年金融危機爆發，我國出口貿易受到嚴重影響，人民幣不斷的升值，無疑給出口行業雪上加霜。從2008年到2011年，貿易順差逐年減少，但是，中國對外貿易總體保持著順差，不僅加劇了人民幣升值的壓力，更是給了貿易伙伴國家以借口，對中國的出口設置重重壁壘。對長期依靠外需拉動經濟增長的中國而言，持續的貿易順差，對經濟的健康穩定增長已產生負面影響。
2.我國貿易持續順差的主要原因
（1）國際產業轉移的影響
國際分工的變化導致國際產業的轉移，在歷史上，國際生產的中心先后產生的從歐洲到美國再到亞洲的轉移。二戰之后，生產力在科技革命的推動下得到飛速的發展，全球產業調整的步伐加快，發達國產紛紛實現產業的升級，伴隨而來的便是制造業開始向發展中國家轉移。20世紀90年代以來，資本主義利用經濟全球化的發展加快的對外擴張，新的國際分工格局在這種背景下形成了。在這一時期，中國憑借勞動力成本的比較優勢和較為優越的投資環境，吸引了大量外商來華投資設廠，開始了以勞動密集型為主的加工貿易。在隨后的一段時期，國際制造業大量向中國轉移，中國成為計算機、音響設備、玩具、家具等制造品的生產中心，而制造業的快速發展同時促進了出口貿易的快速發展，出口的不斷擴大必然導致貿易的持續順差。
（2）出口導向型發展戰略是貿易持續順差的重要原因
20世紀90年代以來，東亞新興市場經濟體轉為外向型，大力實施出口導向型的發展戰略，并且成功利用出口拉動了經濟的快速增長。亞洲“四小龍”的成功經驗證明，出口導向型發展戰略是有利于實現經濟的迅速增長和居民收入的快速提高。基于國外的成功案例，中國政府根據國內的實際情況，很快的實現了從計劃經濟向市場經濟的轉變，充分發勞動力成本的比較優勢，大力發展出口導向型經濟。政策的鼓勵，對經濟增長的貢獻在當時確實很大，但是發展至今，我國的外匯儲備和國際債權債務的情況已完全不同于當初，可是許多地方或部門，仍未改變觀念，鼓勵進口平衡安排的相應措施較為不足。這也是中國對外貿易持續順差的一個重要原因。
（3）我國內需不足影響進口增長
我國提出擴大內需以推動國民經濟增長的口號已經多年，但是成效緩慢。具體體現在中國的高儲蓄利上。根據人民日報012年11月21日的相關報道指出：“中國的國民儲蓄率從20世紀70年代至今一直居世界前列，90年代初居民儲蓄占國民生產總值的35%以上，到2005年中國儲蓄率更是高達51%，而全球平均儲蓄率僅為19.7%。”早在2009年，我國居民儲蓄余額已經超過18萬億元，人均儲蓄超過1萬元，儲蓄率已經達到世界排名第一。除了傳統消費觀念造成中國儲蓄率居高不下外，更重要的一個因素則是與對收入增長的預期不樂觀有關，因對收入增長的預期不樂觀使得大多數人對醫療、保障、住房等消費前景的擔憂，進一步壓抑了大多數人的消費欲望，消費品進口的增長也在一定程度上受到了限制。雖然我國貿易持續的順差，但在出口的產品中，真正具有綜合競爭力的產品較少，大多數出口產品都是依靠低價競銷，效益并不理想。
二、人民幣升值沒有改變我國貿易順差的原因則說明了限制我國進口的原因，由此，中國持續順差可以說和我國的需求和經濟結構有關。
因此，我國持續順差產生的原因很多，人民帀的升值不可能在短期內有效的調整我國貿易收支。實現貿易平衡。
三、實現貿易收支平衡的思路和建議
1.切實轉變觀念
要客觀認識順差的利弊以及我國的現實，面對外部環境的改變，產業轉型是勢在必行。應當充分利用國內外資源發展對外貿易，僅依靠大量出口勞動密集型產品不是長久之計，提高出口效益必須通過修訂更加合理的相應政策法規，引導出口產業順利轉型，以實現貿易平衡發展。我們更應當認識到，依靠外資企業和加工貿易為主發展對外貿易，是不可能成為貿易強國的。
2.轉變對外貿易發展的方式
通過鼓勵國有企業和民營企業發展對外貿易，以改變外資企業在我國外貿中占據主要地位的局面；發展多種貿易形式，降低加工貿易在我國外貿方式中所占的比重；出口商品應當提高品質，打造屬于中國的品牌產品。通過技術創新來加強我國自主創新的能力，實現從委托加工生產到自有品牌的生產出口的轉變。
3.積極推進自由貿易區的談判和建設
對待貿易摩擦和國外施加的壓力，我們應當冷靜對待，據理力爭，以長遠的眼光來處理每一個問題。同時，在與周邊國家達成自由貿易的意向，或在與一些國家進行自由貿易區的談判時，都應該在平等互利的基礎上，積極推進，以利于雙方共同努力，實現貿易收支平衡，減少不必要的磨擦。
4.加強出口管理確保統計數據的準確性
我們需要加強海關、外貿管理、外匯管理、銀行、商品檢驗、運輸管理等部門之間的合作，對進出口商申報的進出口貿易的真實性及其報價的可信性嚴格把關核實，以保證統計數據的準確性，從而更好的確認貿易差額的準確性。
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放松金融抑制
中央財經大學 李濤等
“金融抑制與中國城鎮居民消費”
《經濟研究》工作論文WP394號
中國居民消費率遠低于其他國家，而金融抑制是中國居民消費水平低下、消費率持續下滑的重要影響因素。
理論上，金融抑制會導致消費增長率和未來消費水平下降，而對當期消費水平的影響則取決于財富效應和替代效應的相對大小。基于對微觀家庭數據的分析，真實利率壓低1%，消費增長率將下降0.287%，這解釋了2000年以來中國消費增長率和GDP增長率差異的62.4%。
金融抑制降低了未來消費水平，也降低了當期消費水平，其財富效應大于替代效應。金融抑制導致居民財產性收入和預期可支配收入下降，進而降低居民消費水平，提高居民儲蓄率。
金融系統改革是刺激居民消費、改善收入分配、實現經濟發展方式轉變的重要手段。在經濟發展早期，金融抑制政策可能在一定程度上促進經濟增長，但在經濟發展后期將嚴重阻礙經濟增長。
同時，金融抑制將導致國民收入分配結構不斷從居民向企業和政府傾斜、居民內部收入分配不斷惡化。而金融抑制也是中國經濟周期的重要決定因素，是中國經濟波動幅度較大的重要原因。
鑒于金融抑制是中國居民消費需求不足、消費增長相對緩慢的重要決定因素。所以，逐步放棄金融抑制政策、實現利率市場化不僅是刺激經濟增長、降低波動、實現資源有效配置的手段，也是調整收入分配結構、刺激內需的重要方式。
目前，利率市場化的條件可能還未完全成熟，那么以利率市場化為市場準入基本前提，在加強金融監管的同時，放松中小金融機構準入、提高金融機構間的競爭程度，以市場競爭方式逐步實現利率市場化，或許是中國金融體系改革的現實選擇。
制度
輸入型制度變遷
麻省理工學院 Dorn Acemoglu等
“激進改革的后果：法國革命”
《美國經濟評論》第101卷第7期
對制度改革而言，普遍存在兩種情況：一種是國家內部進行制度設計，也就是由于國內矛盾而產生的改革；另一種是外部沖擊，例如被殖民，由殖民者帶來制度上的改革，這種改革往往通過強制實施殖民者自己的制度而無視被占領區的傳統而顯得非常激進。
激進改革通常意味著舊體制有巨大的負面后果。例如18世紀末19世紀初，歐洲的貴族寡頭政治、對貿易和勞務設置的進入壁壘，以及其他要素市場的壁壘，阻礙了歐洲經濟的發展。那么通過殖民形式而導致的激進改革，對經濟又有何種影響呢？
通過對法國革命的研究，發現法國在入侵德國后，在其占領區強制實行了一系列激進的改革，例如實施法國的民法，終結封建制和貴族特權，使法律面前人人平等。
考察這些制度對城市化和經濟增長的影響，發現并沒有造成負面后果，相反這些制度帶來的長期經濟效應非常明顯，極大促進了被占領區在19世紀后半期的城市化和經濟增長。
觀點
環境因素影響長壽
中國科學院院士曾毅
“中國老年人中家族長壽對健康的影響”
北大國家發展研究院簡報第1017期
以往研究并沒有從多個維度研究身體和心里健康的影響機制，但精神健康（例如負面情緒）和主觀的幸福感（例如生活的滿足感）對于評價健康與否同樣重要。比如，相比年輕人，老年人出現焦慮或孤獨的可能性更大，這種負面情緒會影響老年人的身體健康，并降低其生活的質量。
[關鍵詞] 江蘇省;熵值法;縣域金融效率;測度預評價
[中圖分類號] F640 [文獻標識碼] A
Measurement and Evaluation of Financial Efficiency at County Level in Jiangsu Province Based on Entropy Evaluation Method
JIANG Zhiqiang， LIU Chang
Abstract： Taking savings mobilization rate， savings investment conversion rate and investment rate as major index， the study measures and assesses the financial efficiency of 48counties in Jiangsu province in 2012. It is found that the overall financial efficiency has big differences in the counties with obvious regional characteristics. The efficiency degrees of counties in the southern， central and northern Jiangsu areas decline successively. Jiangsu should step up the development of county economy， strengthen competitive financial markets and improve the financial environment at county level. Counties in the northern Jiangsu area should seize the opportunity emerging in the urbanization process to boost economic growth. They should lower financial market access threshold in some countries and loosen the regulation over county-level financial markets to some extent. In addition， they should start with improving the micro economic， administration， judicial and credit environments in ways that offer a friendly environment for the financial growth at county level.
Key words： Jiangsu province， entropy method， county-level financial efficiency， measurement and evaluation
一、引言
縣域經濟作為國民經濟的基本單元，是統籌城鄉發展、化解“三農”問題、全面建設小康社會的關鍵和重點。經驗表明：經濟發展離不開金融的支持，縣域金融對縣域經濟發展起到了不可替代的作用。特別地，縣域金融效率作為衡量縣域金融體系運行與金融資源配置水平的重要指標已經成為影響縣域經濟發展的關鍵性因素，受到人們越來越多的關注，逐漸成為學者們研究的熱點問題之一。
縱觀現有文獻，對縣域金融效率研究主要集中在內涵的界定、測度以及影響因素等問題的分析。在縣域金融效率內涵界定方面，方五一和蔡淑琴[1]（2006）在分別對基于金融資源觀（白欽先等，2001）、福利經濟學（王振山等，2001）、制度經濟學（李建軍等，2003）以及金融要素功能（楊德勇等，1998）等四個視角的金融效率內涵進行梳理的基礎上，對縣域金融效率進行了定義，認為縣域金融效率不僅應該具有金融效率的共性特征，同時應該具有縣域經濟的個體特征。進一步將縣域金融效率分為縣域金融功能效率、縣域金融市場效率、縣域金融管理效率三個層面。在對縣域金融效率內涵界定的基礎上，部分學者使用DEA法、指標體系法以及因子分析等方法對縣域金融效率進行了具體測算。尹奧等[2]（2013）使用山東省2007―2011年縣域數據，運用DEA法對山東省縣域金融效率進行了測算，結果表明：山東省縣域金融效率整體水平較低，表現出明顯的地域性特征;胡冰[3]（2013）則對青海省縣域金融效率進行了研究，研究后認為青海省縣域金融主體嚴重缺位且效率極低，其中貸款發放環節效率低是制約欠發達地區縣域金融機構運營效率的主要原因，并且尚未形成穩定的資本形成路徑;岳金鵬[4]（2012）建立指標評價體系，使用因子分析法對安徽省縣域金融效率進行了測度，進而分析了縣域金融效率與縣域經濟發展之間的關系;黎翠梅等[5]（2012）建立指標評價體系對我國縣域農村金融效率進行了動態分析。在對縣域金融效率影響因素的研究方面，黃緒江[6]（2012）以湖北省嘉魚縣為例，探討了金融供給與政策、中介以及市場等外部環境對縣域金融效率的影響，進而提出改進的建議。
通過對已有縣域金融效率研究文獻的梳理，可以看到學者們對縣域金融效率已經取得了較為豐碩的研究成果。本文主要借鑒已有研究成果，構建縣域金融效率指標評價體系，采用熵值賦權法對江蘇省縣域金融效率進行了測度與評價。除引言外，本文其它內容主要包括：首先根據數據的系統性，全面性，可比性以及可獲得性原則構建縣域金融效率指標評價體系;其次在介紹熵值賦權法基本原理的基礎上，根據指標體系與熵值賦權法所計算的權重對江蘇省2012年48個縣域的金融效率進行綜合評價;最后得出研究結論并提出建議。
二、縣域金融效率測度評價指標體系與熵值法
（一）縣域金融效率測度評價指標體系的構建
縣域金融效率指標是一個綜合性指標，需要從多個層面進行衡量。參照方五一等[1]（2006）、黎翠梅等[5]（2012）以及周國富等[8]（2008）等學者金融效率指標評價體系，本文主要從宏觀層面選擇縣域金融效率評價指標構建綜合評價體系。具體包括儲蓄動員率，儲蓄投資轉化率以及投資投向率三個一級指標，儲蓄率、人均儲蓄額、儲蓄投資轉化率以及存貸比等七個二級指標。如下表1所示：
表1 縣域金融效率評價指標體系
（二）熵值法原理
眾所周知，多指標綜合評價方法較多，確定指標權重的方法也有所不同，歸納起來可以分為客觀賦權法與主觀賦權法兩類。熵值賦權法作為客觀賦權法中一種重要的方法，它能夠反映出指標信息熵的效用價值。利用熵值賦權法所測算出來的權重值比德爾菲法與層次分析法具有更高的可信度[7]。
在信息論中，熵被用來度量變量的離散程度，指標的離散程度越大，表示該指標對綜合評價的影響也越大。因此，熵值能夠準確地反映出指標信息的效用價值。
假定評價對象樣本為m個，n個評價指標。多指標評價矩陣為：X=（Xij）mn，其中Xij表示第i個樣本中第j項指標的數值。首先使用公式fij=Xij /■Xij對數據進行無量綱處理（歸一化處理）;其次，計算第j項指標信息熵值e與信息效用值d， ej=-k■fijLnfij，其中k=1/lnm，第j項指標的信息效用值dj=1-ej;再次，確定第j項指標的權重wj=dj/■dj;最后，根據熵值賦權法所確定的權重對評價對象進行評價。
三、江蘇省縣域金融效率具體測度與評價
（一）數據的收集與整理
根據《江蘇省統計年鑒2013》的統計，截至2012年底，江蘇省共有48個縣（包括縣級市，不含市轄區）。本文以該48個縣域作為研究對象，收集并整理48個縣域的GDP、GDP增量、居民儲蓄額、年末金融機構存款總額、貸款總額、人口數以及資本形成總額等數據。需要說明的是，由于缺少縣域資本形成總額數據，本文使用縣域固定資產投資額代替。GDP增量由縣域第一產業GDP增量、第二產業GDP增量以及第三產業GDP增量相加之和得到。
（二）指標信息值與權重
根據收集整理的2012年江蘇省48個縣域相關指標數據，利用熵值賦權法原理，確定儲蓄率、人均儲蓄額、投資儲蓄轉化率等七個指標的信息熵，進而確定七個縣域金融效率指標各自的權重。具體結果如下表2所示：
表2 2012年江蘇縣域金融效率評價體系權重
數據來源：根據計算所得
（三）測度與評價結果
根據表2中所確定的指標權重，分別計算江蘇省48個縣域金融效率的綜合得分，如下表3所示：
表3 2012年江蘇縣域金融效率評價綜合得分
數據來源：根據計算所得
在表3中可以清楚地看到：（1）江蘇48個縣域中，昆山市金融效率綜合評分達到0.72，居全省第一。綜合得分在0.5以上的縣域共有4個，占比為8.3%。綜合得分在0.3以上的縣域為8個，占比為16.6%。綜合得分在0.2以上的縣域為31.3%。綜合得分在0.2以下的縣域占比為68.7%。整體來看，江蘇省縣域金融效率較低;（2）江蘇縣域金融效率呈現出較為明顯的地域差別，蘇南，蘇中到蘇北縣域金融效率依次降低，并且差距較大。（3）個別縣域與縣域金融效率之間差距特別巨大，昆山市與泗洪縣金融效率差距為0.6377。這些現象均值得關注。
四、結論與建議
研究后發現：江蘇省縣域金融效率特別是蘇北地區縣域金融效率整體較低，蘇北地區縣域金融效率綜合得分在0.15分，存在較大的提升空間。蘇南地區縣域金融效率較高，昆山市、張家港市、常熟市以及江陰市的綜合評分均達到0.50分以上，其中昆山市高達0.72分，居全省之首。
如何提高蘇北與蘇中地區縣域金融效率以及縮小縣域金融效率之間的差距？本文認為主要可以從進一步加快縣域經濟發展、健全完善競爭性縣域金融市場以及改善縣域金融生態環境等方面解決問題。首先，縣域金融效率的提高最終依賴于縣域經濟的發展，縣域經濟的發展會促進縣域金融效率的提高。在新型城鎮化建設背景下，蘇北縣域地區應該抓住機遇，加快經濟建設步伐，使本區域經濟上一個新臺階，進而促進縣域金融發展，提高縣域金融效率;其次，在健全完善競爭性縣域金融市場方面，適當放寬某些縣域金融市場準入門檻，適度放松對縣域金融市場的監管，形成競爭性縣域金融市場，促進縣域金融機構之間的競爭，從而提高縣域金融效率;最后，在改善縣域金融生態環境方面，金融發展離不開良好的外部經濟環境，主要可以從優化宏觀經濟環境、行政環境、司法環境以及信用環境等方面著手，著力加強縣域金融生態環境建設，為縣域金融發展提供良好的環境基礎。
[參 考 文 獻]
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[3]胡冰.西部欠發達地區縣域金融效率評價――以青海省縣域為例[J].西部金融，2013（8）：56-61
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[5]黎翠梅，曹建珍.中國農村金融效率區域差異的動態分析與綜合評價[J].農業技術經濟，2012（3）：4-12
[6]黃緒江.機制障礙與環境約束：中部縣域金融效率問題研究[J].武漢金融，2012（6）：69-70
關鍵詞：產能過剩；消費能力；消費預期；消費意愿
中圖分類號：F120.4 文獻標識碼：A
文章編號：1000176X（2014）03008208
一、引 言
國際金融危機以來，我國產能過剩呈現出新的特點： 從潛在階段性過剩轉變為實際和長期性過剩，從低端局部性過剩轉變為高端全局性過剩，產能過剩問題非常嚴重[1]。為化解產能過剩矛盾，中央政府出臺了一系列政策，如，通過完善財政分權制度、建立問責制等方式抑制地方政府的投資沖動；通過審批、環保、信貸等環節的調整進一步完善我國的產權制度，并制定嚴格的監督機制[2]，防止產能進一步擴張；通過兼并重組和名單制淘汰落后產能；通過基礎設施投資和提高城鎮化率消耗過剩產能；通過激勵政策，鼓勵有能力的企業“走出去”在境外設廠，進一步擴大產品出口轉移產能；等。但直至2013年上半年，我國產能過剩矛盾不僅沒有緩解，反而呈現愈演愈烈之勢：工業企業虧損面擴大（有些行業出現行業性虧損），盈利能力下降，投資收益率甚至低于銀行貸款利率；中央財政收入由曾經20%多的增長率下降到目前的個位數，甚至出現負增長，地方財政收入也出現大幅回落；銀行不良貸款率不斷攀升，金融風險正在由隱性變為顯性；經濟結構失衡問題仍然嚴峻。
產能過剩問題是由供需失衡所致，解決的路徑是：在有效需求一定的情況下，減少產能；在產能一定的情況下，增加有效需求；減少產能擴張，同時增加有效需求。我國政府一直致力于從供給層面治理產能過剩，但從長期看，過度抑制或減少供給量，經濟會出現大幅下滑，對充分就業也會產生較大的負面影響，所以，增加有效需求是化解產能過剩矛盾的大計。有效需求主要包括凈出口、投資與消費三個層面。近年來，西方主要經濟體的經濟增長裹足不前，貿易保護主義抬頭，同時，由于長期以來我國對外貿易以加工貿易為主、一般貿易為輔，產品以低成本為主要優勢，差異化程度低、可替代性強，在全球金融危機背景下，依賴出口增加有效需求的動力明顯不足；在外需萎縮的情況下，我國主要采取大規模的投資，特別是政府投資增加有效需求量，但投資的快速增長帶來的是中間需求，過度的投資形成的產能，如果不能進入消費形成最終需求，只會加劇產能過剩矛盾。同時，我國經濟發展的經驗和教訓已經證明，通過固定資產投資高速增長進而增加有效需求的空間已越來越小，保持適當的投資增長速度才是正確的選擇。
考慮到我國當前經濟形勢，發展消費推動型經濟，通過擴大最終消費增加有效需求，是化解產能過剩矛盾的明智選擇。提振居民消費一方面可以發揮消費對出口減少的抵補作用，降低外需萎縮對我國經濟發展的負面影響；另一方面可以通過消費將投資形成的中間需求轉化為最終需求，發揮消費對經濟循環的促進作用，可以重塑我國投資、消費與凈出口之間的均衡格局。因此，提振居民消費對于化解產能過剩矛盾并拉動經濟均衡增長均具有重要意義。
二、文獻綜述
19世紀初期到20世紀中后期，消費不足理論在西方盛行。經濟學家，如梅特蘭、馬爾薩斯、西斯蒙第、霍布森、福斯特、卡欽斯以及萊德勒等，均是消費不足理論的倡導者，認為消費品需求不足是引起產能過剩進而造成經濟危機的主要原因，化解產能過剩的重要工作之一便是通過經濟手段增加消費需求。其中，梅特蘭在《公共財富的性質和起源的研究》中提出儲蓄是生產和消費流通過程中的流出量，由于消費決定生產，因此儲蓄不僅意味著消費的減少，也意味著生產和未來收入的減少，如消費減少的同時生產增加，則會造成產能過剩危機。西斯蒙第在《政治經濟學新原理》中強調，自由競爭與技術進步使生產的無限擴張成為可能，但同時不公平的收入分配制度導致財產過度集中在少數人手中，占國民大多數的勞動者的收入則相對不足，從而使消費市場逐漸低迷，最終破壞生產和消費的平衡，導致產能過剩的經濟危機。馬爾薩斯在《政治經濟學原理》中強調，如若供給量增加而需求量未得到相應增加，生產規模的擴大就會存在可持續性問題，最終造成產品過剩。霍布森、福斯特和卡欽斯等都認為，過多將現時收入用于儲蓄，使得消費的比重過低，導致生產與消費之間的平衡被打亂，最終導致產能過剩而引發經濟危機。 其中，霍布森進一步分析了過度儲蓄的根本原因在于收入分配的不均等。萊德勒認為，提高工資同時保證儲蓄的降低，則可以使得消費增加，消耗過剩產能進而帶動新的消費品與資本品生產，促進繁榮的延續。此外，阿夫坦利翁、凱恩斯雖然不是消費不足理論的倡導者，但兩者的學術觀點與消費不足理論不謀而合。其中，阿夫坦利翁在《產能過剩引起的周期危機》中提出了“加速原理”，認為消費品的缺乏是促進資本品生產的重要原因，由于資本品的生產需要經歷較長時期，因此消費品產量獲得增長之前必須經過一個漫長的時期，最終使得資本品的生產受到過度的刺激，導致產能過剩。而凱恩斯在《通論》中使用“消費傾向”創造了經濟分析工具，也與消費不足理論具有很高契合度。到20世紀后半期，西方國家依舊存在產能過剩問題，不過其產能過剩問題基本是經濟周期的結果，并不嚴重，加之西方國家經濟發展水平較高且市場機制較為完善，近年來研究成果多傾向于建議在企業微觀層面通過科學管理化解產能過剩。同時，由于西方國家信貸消費發達，居民消費長期處于較高水平，通過進一步提振消費來化解產能過剩的建議則越來越少。
1997年，伴隨著東南亞國家的金融危機，產能過剩問題開始在我國顯現。近年來，隨著產能過剩問題的嚴峻性日益加重，如何有效化解產能過剩也成為我國學者研究的熱點問題。很多學者建議通過改革財稅體制、產權制度，完善產業進入和退出機制，調整產品及產業結構等途徑化解產能過剩。關于消費是否可以化解產能過剩這一問題，還沒有專門、系統的研究，但林毅夫等[3]、周勁和付保宗[4]、周業和盛文軍[5]、周學仁和李東陽[6]以及曹海霞[7]等在相關研究中有所涉及，均認為增加消費可以在一定程度上化解產能過剩矛盾。其中，林毅夫等 [3]提出增加消費和國內就業等政策，只有有力執行，才可以起到化解產能過剩的作用。周學仁和李東陽 [6]認為，我國風電設備、光伏生產等新興行業產能過剩的主要原因是國內配套產業發展不足，著力扶持相關配套產業發展，以增加國內對風電設備、光伏產品的需求，是我國治理新興行業產能過剩的最優選擇。林美芬 [8]認為，改變政府主導投資的局面，充分發揮市場自我調節功能，同時提振居民消費，是化解我國產能過剩矛盾的重要手段。陳樂天 [9]認為，我國2008年以來的產能過剩是因為消費升級導致的長期性產能過剩，應該著重挖掘消費滯后的農村消費需求，從需求端化解產能過剩矛盾。此外，陳娟等 [10]、馬曉河和胡擁軍 [11]、許善達 [12]、滕泰和馮磊 [13]等認為消費總量偏低、消費結構升級是造成我國產能過剩的重要原因之一，間接證明了提振消費可以化解產能過剩矛盾。
三、研究機理
經濟循環（如圖1所示），簡而言之，就是“資本―產能―產品―資本”的循環：資本通過投資形成產能，企業利用生產經營技術進行產品生產，產品通過消費、出口形成新的資本，資本進入新一輪的經濟循環中創造更多經濟利潤。分析經濟循環機理，不難得出結論：只有保證投資的充足性與效率，提高企業的生產經營管理水平，確保消費市場與出口市場中有效需求的活躍，才能使經濟循環體系高速、高效運行，才能保證經濟持續、健康、穩定增長，最終實現經濟與社會的可持續發展。
圖1 經濟循環機理圖（簡圖）
目前我國經濟發展不均衡：一方面，我國投資主要為政府主導型外生性投資，投資總量偏大同時投資結構不合理，投資效率較低。為實現宏觀調控目標，政府往往通過政策調整對一些行業進行大力度地支持或限制，因此，在政策導向下，投資容易集中流向某一行業[14]；另一方面，我國居民消費不足問題與消費升級加快現象同時存在。由于可支配收入水平偏低、社會保障體系不完善等因素，致使居民消費能力下降的同時消費預期上升，因此居民當期消費意愿持續降低，消費支出不斷減少，導致消費不足。同時，隨著生活水平提高，居民尤其是高收入群體，對產品服務的要求不斷提升，消費升級不斷加快導致一些產品失去市場，迅速被淘汰，造成產品積壓等問題。此外，由于2008年國際金融危機的沖擊，近年來貿易摩擦的增加、貿易保護主義抬頭，以及我國勞動力成本的不斷上升，我國出口優勢逐步喪失，出口量不斷降低。投資、消費、出口發展不均衡，導致經濟發展不均衡，其最直接、最嚴重的后果之一便是產能過剩。
我國產能過剩問題的形成機制可描述為：在“投資驅動型”經濟發展方式下，鼓勵投資的優惠政策不斷增加，因此投資成本持續降低，在逐利動機作用下，企業投資沖動大幅增加。與此同時，由于我國市場機制不完善，加之消費市場低迷，消費引導投資走向的作用逐漸失效，造成投資決策信息缺失。在投資沖動增加與投資決策信息缺失的共同作用下，我國投資規模不斷擴大，同時，投資結構失衡與投資效率降低的問題日益突出。結構失衡、效率低下的投資增加，必然意味著產能的過度增長，即供給的過度增長；而由于近年來全球金融危機與我國勞動要素成本上升的影響，我國出口量急劇降低，加之長期以來我國居民消費總量偏低，有效需求明顯不足。供給的持續增加與有效需求的長期不足，導致產品積壓和生產線閑置，最終導致產能過剩。
造成產能過剩矛盾的主要原因有兩點：一是來自于供給層面的投資過多和投資結構失衡[15]；二是來自需求層面的居民消費升級加快，同時消費不足、出口減少。產能過剩的結果則主要表現在生產線閑置和產品積壓兩個方面。由于投資過多和投資結構失衡，導致一些行業產能擴張過快，產能供給大于市場需求，造成資源的閑置浪費，這些行業可通過并購重組、淘汰落后產能等方法化解產能過剩，但對由于居民消費升級加快或消費不足、出口減少而導致的產能過剩，在國際貿易環境不確定性大、可控性小而復蘇較慢的條件下，則應主要通過提振居民消費，在需求層面化解矛盾。
消費的增加可以有效降低我國產能過剩并防止其進一步加劇，在化解產能過剩矛盾方面具有積極作用。居民消費增加，尤其是相對滯后的農村居民消費的增加，可以消耗掉由于產能過剩而形成的大量產品積壓，進而降低當前產能過剩的嚴峻性。一方面，可以向市場傳遞信號，避免資金流向市場已經飽和的行業，改變我國由于市場機制不完善而造成的投資結構不合理、投資效率偏低的現狀，進而防止產能過剩在未來進一步加劇；另一方面，消費通過加快投資到資本的轉化促進經濟循環，通過抵補出口的減少和引導投資方向調整我國經濟結構失衡的現狀，可以促進我國經濟均衡發展，進而拉動經濟增長。投資具有供給與需求雙重屬性，在基本建設階段投資主要體現需求屬性，通過對設備、材料的需求可以在一定程度上化解過剩產能矛盾，而在項目建設完成則主要體現供給屬性，形成產能供給，加劇產能過剩，因此投資在短期內同時具有加劇與化解產能過剩的雙重效果。但由于投資沒有自循環功能，不具有將產能轉化為資本的能力，不能帶動經濟循環，因此，從長期看，投資增加最終造成產能擴張，只能加劇而無法化解產能過剩矛盾。只有消費與投資相匹配，通過消費將投資形成的中間需求轉化為最終需求，使得經濟循環體系中最基礎的一環――產品到資本的轉換速度加快，提高資金利用率，帶動經濟體系高速運行。同時，居民的消費偏好通過傳導機制影響企業投資方向，在避免資金向產能過剩行業流動的同時也可以引導資金流向尚有市場空白、更有市場發展前景的行業，間接加快我國產業結構改造與升級。
四、居民消費影響因素的經驗研究
1.變量選取
我國正處于經濟轉型期，并沒有一個確定的消費理論作為我國消費理論的基礎。但無論是弗里德曼的永久收入理論、凱恩斯的絕對收入理論，還是預防性儲蓄假說、相對收入消費理論，都能在一定程度上解釋我國消費不足的成因。
相對收入消費理論是由美國經濟學家杜森貝里于1949 年提出的，包括消費的示范效應和棘輪效應。其中，示范效應是指居民消費支出受到現期收入、過去消費以及收入水平的影響，同時，周圍人的消費行為也對居民消費產生影響。棘輪效應是指短期消費函數曲線就像棘輪一樣，對消費的下降起著阻滯作用，當收入增長偏離長期的趨勢時，短期邊際消費傾向小于長期邊際消費傾向。收人增加則消費會隨之迅速增加，而當收入減少時，在示范效應和棘輪效應共同作用下，消費減少則相對較小。因此，收入增加對消費增加作用較大，提高收入是穩定提高消費的根本。
預防性儲蓄假說最早可追溯到費雪和弗里德曼的研究，這一理論在吸收了理性預期思想的基礎上，將不確定性引入分析框架，從而在更一般的意義上考察了消費者的跨時優化選擇行為。該理論認為，不確定性與財富積累之間具有相關性：風險厭惡的消費者為預防未來不確定性而進行儲蓄（這種不確定性主要是由收入的波動以及社會保障體系的完善度等因素造成的），儲蓄不僅僅是為了在生命周期內配置資源，還是為了對不確定性加以保險。所以，收入波動愈大、社會保障體系愈不完善，則不確定性越大，在這種情況下，預防性儲蓄的增加額越多，過度敏感性也表現得更加突出，進而導致消費支出額大幅下降。
此外，根據習慣形成理論，消費者過往的行為和經歷通過反復刺激會在消費者心中形成一定的習慣，進而影響消費者對于外部刺激強度的反饋。不同于政府消費，居民消費作為一種純粹的個體決策行為，在很大程度上會受到消費者決策心理和行為習慣的制約與影響，在較為特殊的情況下，這種內在因素的作用甚至會超過收入變動對消費的影響。因此，作為反應居民消費意愿的重要方面，消費習慣也是影響居民消費的重要因素之一。
經濟計量研究始于經濟學中的相對收入消費理論、預防性儲蓄假說以及習慣形成理論，本文認為居民可支配收入、社會保障與就業支出及居民前期消費等三個因素是影響我國居民消費的主要因素。
2.數據來源與處理
本文數據主要來源于中經網統計數據庫、國家統計局網站以及中國統計年鑒。因數據指標起始年份均為1980年而只有部分數據終止年份為2012年，考慮到數據分析的一致性，本文全部數據樣本區間為1980―2011年，樣本容量為32。
在進行實證分析之前，為保證統計口徑的一致性，本文對部分數據進行處理：（1）對城鎮居民人均可支配收入與農村人口人均純收入進行了處理，分別乘以相應的城鎮人口總數和農村人口總數后求和并換算為以億元為單位的數據。（2）為剔除價格因素的影響，本文分別對消費支出、社會保障與就業支出、居民可支配收入總額等基礎數據進行了處理，用相應數值除以消費者價格指數，得到具有可比性的數據。（3）社會保障與就業支出的統計口徑存在差異，1980―2006年的數據為社會保障支出，2007―2011年的數據為社會保障與就業支出的總和，因就業支出在社會保障支出中所占比例較小，此部分未作相應處理，由此可能造成實證結果存在少許誤差但在可接受范圍內。
3.實證檢驗
（1）探索性分析
圖2 變量趨勢圖
對居民消費支出（C_expenditure）、居民可支配收入（Disposable_income）、社會保障與就業支出（S_expenditure）這三個影響我國居民消費的主要因素做趨勢圖（如圖2所示），其中左側坐標軸代表消費支出與居民可支配收入，右側坐標軸代表社會保障與就業支出。圖2表明，居民消費支出、居民可支配收入、社會保障與就業支出三者之間具有一致的趨勢，可能存在一定的線性關系，因此適于建立多元線性回歸模型。
（2）滯后階數選擇
利用Eviews軟件確定模型適合的滯后階數，數據分析結果表明一階滯后較為合理，如表1所示：
表1模型階數選擇標準（1980―2011年）
4.經驗分析
實證結果表明，居民消費支出受到居民可支配收入、社會保障與就業支出以及居民消費習慣的影響很大。其中，居民可支配收入、居民消費習慣與居民消費支出正相關，而社會保障與就業支出和居民消費支出負相關。本文認為制約居民消費潛力釋放的主要原因集中在以下三點：
（1）可支配收入偏低且差距過大
實證研究結果表明，居民可支配收入與居民消費支出正相關：居民可支配收入增加，則居民消費支出隨之增加；居民可支配收入減少，則居民消費支出隨之減少。居民消費支出變動幅度受到居民儲蓄傾向等因素的影響，但總體而言，居民消費支出與居民可支配收入同向變動。
較改革開放前，我國居民收入的絕對水平明顯提升，而相對于經濟發展水平，我國居民的收入水平則仍然偏低。國家統計局2011年的統計數據表明，我國城市居民的恩格爾系數約為35%，農村居民恩格爾系數為41.10%，與發達國家相比，
在20世紀90年代，美國恩格爾系數就已達到16%，同期，歐洲、日本、加拿大的恩格爾系數處于20%―30%。我國居民的恩格爾系數偏高，說明我國居民收入水平偏低。進入20世紀以后，發達國家的分配率
分配率：在經濟學中指勞動者工資總額占GDP的比重，是衡量國民收入初次分配公平與否的重要指標。一般介于54%―65%之間，如日本1999年分配率為54.18%，美、德、英三國2000年分配率分別為58.31%、53.84%和55.27%， 日、美、德、英等國分配率數據來自新浪網：http：//.cn。而我國分配率一直偏低，平均水平在10%―17%之間。我國分配率長期處于較低水平，說明國民收入的初次分配不公平現象嚴重。此外，按照國際經驗， 在北歐，很多國家認為，當基尼系數超過0.30，已經表明居民收入差距偏大。基尼系數達到0.40表示收入差距較大。目前，世界上主要發達國家的基尼系數一般在0.24―0.36之間，國家統計局公布的數據顯示，我國2012年的基尼系數為0.47，高出0.40這一警戒線（如表3所示）。一些經濟研究機構的基尼系數甚至遠高于統計局數據：北京師范大學2007年調查數據表明，我國基尼系數已由0.48上升到0.52―0.53；西南財經大學的調查數據則顯示，我國家庭2010年的基尼系數為0.61。雖然上述數據存在較大差異，但均表明在近十年的時間里我國基尼系數一直處于高出警戒線的偏高水平，說明我國居民收入差距過大。
表3說明，我國居民可支配收入水平偏低且差距過大。可支配收入水平的高低直接決定了居民消費能力的高低，我國居民可支配收入水平整體偏低，必然導致我國居民消費不足。此外，由邊際消費傾向遞減理論可知，高收入群體邊際消費傾向低于低收入群體（2011年統計數據顯示，我國城鎮高收入家庭的邊際儲蓄傾向高達46.90%，邊際消費傾向只有53.10%，而城鎮低收入家庭邊際消費傾向高達90.30%，邊際儲蓄傾向只有9.70%[16]。）。我國低收入群體占居民的大多數，他們雖然具有消費意愿但是消費能力偏低，可見，收入差距較大也是造成我國居民消費整體水平偏低的重要原因。
綜合上述分析內容，同白重恩[17]、方福前[18]、付文林[19]、婁峰和李雪松[20]等學者研究成果相近，本文認為可支配收入水平偏低且差距過大成為制約我國居民消費的最重要因素之一。
（2）社會保障整體水平低且均衡度差
實證結果同時表明，社會保障與就業支出和居民消費支出負相關。即，隨著社會保障與就業支出的增加，居民消費支出反而降低，這一結果與本文預期和多數已有文獻的實證結論不同。但本文結論也被部分研究成果所證明，如紀江明 [21]認為，我國社會保障制度的地區差異，使得本應促進社會公平的社會保障，變成了導致社會不平等的來源，最終導致中西部地區居民、農村地區居民以及社會弱勢群體消費支出的下降。白重恩等 [22]的研究表明，在給定繳費前的收入水平以及養老保險覆蓋狀態時，提高養老金繳費率會顯著抑制繳費家庭的消費，另外，養老保險繳費負擔對總消費的影響主要也是負面的。上述研究成果或直接或間接地說明了社會保障與就業支出可能對居民消費產生擠出效應。
在財政分權體制下，居民教育、醫療和養老等保障責任主要由地方政府承擔。依據國家統計局2007―2011年數據計算，5年間，地方政府財政決算收入中約80.36%來自稅收收入，19.64%來自非稅收收入，同樣在2007―2011年5年間，社會保障與就業支出占地方政府決算支出的比重僅為12.50%。在福利較好的發達國家，社會保障支出要占到財政支出的50%左右，即使在新興工業化國家這個比例也達到了30%以上，而我國12.50%這一比例明顯偏低。由于我國財政收入主要通過稅收方式實現，稅收降低了居民可支配收入，擠占了居民當期消費；與此同時，政府對于社會保障的投入水平卻沒有顯著提高，致使居民不得不提高適意儲蓄
適意儲蓄：家庭基于對未來不確定預期而進行的最低儲蓄。水平進行風險防范，進一步降低了居民消費水平。因此，在我國現行體制下，社會保障與就業支出的增加對居民消費具有擠出效應。
另據國家統計局2011年相關數據計算，2011年我國東部地區（9個省，3個直轄市）政府的社會保障與就業支出均值為930.25元/人年。其中，人均社會保障與就業支出水平最高的上海市為1 778.87元/人年，最低的地區福建省為497.10元/人年。同屬京津冀經濟圈的北京市和天津市也具有較大差距，分別為1 757.70元/人年和1 242.36元/人年，而作為東部地區人口大省的河北省和遼寧省則分別為533.68元/人年和1 499.79元/人年，二者相差約60.75%。我國社會保障與就業支出地區投入不均等現象十分嚴重，社會保障水平較低的地區，政府的社會保障投入難以實現對居民未來風險的防范，居民不得不自己承擔相應責任，進行預防性儲蓄，在一定程度上擠占居民消費，最終使得社會保障與就業支出對居民消費支出產生擠出效應。
（3）居民保守型消費觀與消費環境惡化
居民消費習慣與居民消費支出正相關，這一結論表明居民前期消費行為對未來消費行為具有顯著影響，并且這種影響使得居民在過去和未來的消費選擇行為中呈現趨同趨勢。在消費者收入水平、家庭經濟狀況等不發生重大變化的前提下，如果消費者過去表現為保守型消費，則在未來可能同樣趨向于進行保守、謹慎性消費；如果消費者過去表現為冒險性消費，如進行借貸、信用卡消費，則在未來很可能同樣會進行冒險性消費。
我國家庭資產匱乏且商品市場不發達，使得家庭對資產積累的偏好增加[23]，同時，由于長期受到儒家傳統文化的熏陶，節儉、保守的消費觀在我國普遍存在。我國大部分居民，尤其是農村居民，更傾向于將收入進行預防性儲蓄以備將來不時之需而非改善當期生活水平。進行預防性儲蓄是對未來風險的有效規避，但是以降低當期生活水平為代價而進行過度儲蓄，則會降低應有的生活品質。來自中國統計年鑒的數據表明，截至2011年，我國城鄉居民儲蓄余額已接近4萬億美元，儲蓄率高達51.04%。比我國富裕得多的歐美地區國家的同期儲蓄率普遍在20%左右并長期維持穩定水平，同屬東亞文化圈的韓國的儲蓄率為32.42%，而我國香港的儲蓄率也只有27%，遠低于51.04%。我國儲蓄率居高不下的原因有很多，社會保障體系不完善是其中一個原因，在多種因素共同作用下而形成的過于保守、謹慎的消費觀也是一個主要因素。
此外，近年來我國食品、藥品質量和安全問題頻出，產品以假亂真、以次充好以及景點宰客等現象嚴重，國內消費市場秩序混亂，使得居民對國內產品與服務的信心大幅下降。同時，隨著居民生活水平的提高，我國居民消費層級不斷提升，但國內產品依舊實施以量取勝、以低價取勝戰略，研發、創新投入不足，產品不能滿足居民日益提高的創新性需求以及個性化需求。居民對國內消費環境不滿意，對國內產品認可度不斷降低，這種消極態度不斷被強化，使得居民形成延期消費或者到國外消費的習慣，最終造成國內消費市場低迷。
五、結論與政策建議
提振居民消費是化解產能過剩矛盾并拉動經濟增長的重要手段，上述模型為提振居民消費提供了思路：首先，可以通過增加居民可支配收入提高居民消費能力；其次，可以通過完善社會保障體系穩定居民消費預期；最后，可以通過提倡理性消費觀并改善消費環境，增強居民消費意愿。上述舉措的實施將有效提高我國居民消費水平，進而實現消費對產能過剩的化解和對經濟增長的拉動。
1.提高居民可支配收入，以提高居民消費能力
高收入群體的邊際儲蓄傾向高而邊際消費傾向低，因此從提振居民消費角度來說，提高可支配收入應主要關注城鎮居民中的工薪階層、廣大農村居民以及農民工三個群體。首先，應以勞動資本市場供求狀況和企業經濟效益為基礎，完善工薪階層的工資決定和增長機制，保證工薪階層的勞動報酬增長與勞動生產率的提高和企業利潤的增加同步。其次，通過完善現有良種補貼、農機設備購置補貼等農業補貼政策，擴大農業保險保費補貼范圍，穩步提高重點糧食品種最低收購價等方式提高農村居民純收入水平，并通過落實土地財產權和集體林權制度改革增加農村居民財產性收入。最后，應通過提高農民工收入水平，加大對農民工群體的補貼力度等方式提高農民工可支配收入。
2.完善社會保障體系，以穩定居民消費預期
完善的社會保障體系，有利于穩定居民支出預期，增強居民消費信心，進而提振居民消費。本文認為由于我國社會保障投入不足且不同區域社會保障體系的完善度不同，造成了社會保障支出對居民消費的擠出效應，因此從提振居民消費角度看，政府應出臺政策措施逐步消除不同地區之間社會保障制度的差異，尤其應加大農村地區在教育、養老及醫療三方面的社會保障投入力度。首先，在教育方面應該保障全面落實九年義務教育的免費政策，并加大本科、職業學校等高校對家庭經濟困難學生的補助力度。其次，通過增加養老保障基金的社會籌集渠道并完善社會養老保障基金投資、運營和監管制度，健全新型農村社會養老保險制度。最后，增加合作醫療籌資渠道，改進農村現有的醫療保險制度，提高補助標準并穩步推進新農合由大型醫院到正規門診的全面統籌。
3.提倡理性消費觀并改善消費環境，以增強居民消費意愿
增強居民消費意愿以提高居民消費總量，應從內部消費觀引導與外部消費環境改善兩方面入手。一是從內部著手提倡理性消費觀。應加強對居民消費觀形成的引導、教育工作，宣傳適度儲蓄、理性消費的正確觀念，既不提倡過度儲蓄，也堅決反對盲目消費外國奢侈品。二是從外部著手改善居民消費環境。政府一方面應該增強食品、藥品安全管理的規范性，并加大對于食品、藥品犯罪以及參與假冒偽劣商品生產、銷售人員的懲處力度；另一方面應該加大研發、創新投入力度，大力開發、培育旅游消費、文化消費和節能綠色消費等新型消費產品，培育新的消費熱點。通過上述手段改善國內消費環境并提升國產品牌形象，增加居民對國內產品和服務的信賴感與認可度，增強居民消費意愿，提高我國居民在國內的消費總量，提振國內消費進而化解產能過剩矛盾并拉動經濟增長。
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A Research on the Path to IncreaseChinas Consumption
――Based on the Perspective of Resolving Overcapacity
寬松的貨幣政策能否明顯刺激消費。從理論和實證兩個方面對貨幣供應量增加對居民消費的刺激是否明顯進行了研究。
關鍵詞:貨幣供應量;增加;明顯;刺激;居民消費
中圖分類號:F8
文獻標識碼:A
文章編號:1672-3198(2010)05-0070-02
1 國內外研究綜述
目前國內外直接研究我國貨幣供應量增加對居民消費刺激效果的文章很少,沈巍偉、蘭天(2008)在論文《我國貨幣供應量與經濟增長關系的實證研究》中利用1980年～2007年的年度數據,證明了我國貨幣供應量與社會消費品零售總額之間存在顯著的正相關關系;張霓(2006)在論文《我國貨幣供應量對宏觀經濟影響的實證研究:1993-2004》一文中分析了各層次貨幣對不同經濟變量的影響,在運用向量自回歸模型時,用一個方程分析了各層次貨幣對各經濟變量的影響,其中涉及到各層次貨幣對社會消費品零售總額的影響。
2 貨幣供應量對居民消費刺激的理論分析
目前直接研究貨幣供應量對居民消費刺激的理論很少,主要有以下兩個:
2.1 貨幣幻覺理論
美國經濟學家IrvingFisher1928年提出了“貨幣幻覺”理論,它指人們只是對貨幣的名義價值做出反應,而忽視其實際購買力變化的心理錯覺。按照貨幣幻覺理論,假如居民只注意到所持貨幣增加而忽視了物價上漲,則會誤以為實際收入增加,從而平均消費傾向也會上升,導致居民消費的增加。
2.2 財富效應的貨幣傳導機制理論
當貨幣供應量增加時,社會公眾就會發現他們所持有的貨幣比所需的要多,于是就會通過支出來減少持有的貨幣。去處之一就是股票市場,社會公眾對股票的需求從而提高股票的價格。當貨幣擴張導致股價上漲時,金融資產的價值也上升,導致消費者畢生資財增加,從而消費上升。
3 我國貨幣供應量增加對居民消費刺激的實證研究
3.1 數據選取
本文以我國社會消費品零售總額數據表示我國居民消費數額,用符號C表示,三個層次的貨幣供應量仍用符號M0(流通中現金)、M1(貨幣)M2(貨幣和準貨幣)表示,本文采用2002年1月至2009年12月各變量月度數據(共計96個樣本數據)分別對C與M0、M1、M2的長期均衡關系進行實證分析,所有數據均來自國家統計局網站。
3.2 各變量的單位根檢驗
由于在本文中C與M0、M1、M2都為時間序列數據,而許多時間序列數據是非平穩的,使用傳統的OLS估計可能會出現偽回歸現象,因為這種顯著性檢驗所確定的變量關系,在事實上可能是不存在的。因此,我們首先采用ADF檢驗檢驗上述變量是否存在單位根。利用Eviews5.0軟件中的ADF檢驗對C與M0、M1、M2進行單位根檢驗。經檢驗,C與M0、M1、M2及其一階差分在5%和1%的顯著性水平下都是非平穩的,而它們的二階差分在5%和1%的顯著性水平下都是平穩的。因此,C與M0、M1、M2都是二階單整的,具備進行協整分析的條件。
3.3 各變量間的協整檢驗
由單位根檢驗結果可知,各時間序列組均為二階單整序列,我們就可利用“Engle-Granger兩步法”檢驗C與M0、M1、M2之間的長期均衡關系。
(1)對M0與C進行協整回歸,得以下協整方程:
Ct=-2636.727+0.362867M0t
(-11.82) (41.41)
R2=0.9480 S.E.=563.7758 D.W.=1.3087
根據D.W.檢驗的相關理論對殘差項的相關性進行檢驗,經檢驗,發現殘差項存在自相關。為消除存在的自相關,加入適當的滯后項,并根據變量的顯著性檢驗,保留通過檢驗的變量,建立如下模型:
Ct=0.0718 M0t-0.0748M0t-1+1.0237Ct-1
(3.08)(-3.39)(20.43)
R2=0.9766 S.E.=380.1728 D.W.=2.1847
由于引入因變量的滯后項,D.W.檢驗失效,采用LM檢驗對該方程進行自相關檢驗,經檢驗方程不存在自相關性,自相關已經消除。若M0與C具有協整關系,則引入滯后項的回歸方程中的殘差序列應是平穩的,繼續使用ADF檢驗對其殘差序列進行平穩性檢驗。經檢驗,殘差序列是平穩的,因此M0與C之間存在協整關系,它們之間長期穩定的均衡關系可用以下方程表示:
Ct=0.0718 M0t-0.0748M0t-1+1.0237Ct-1
(2)對M1與C進行協整回歸,得以下協整方程:
Ct=-432.8127+0.058229M1t
(-2.94)(48.54)
R2=0.9616 S.E.=484.4713 D.W.=0.5679
由于D.W.值很小,經檢驗,發現殘差項存在自相關性。為消除存在的自相關,仍就考慮加入適當的滯后項,建立如下模型:
Ct=0.0617M1t-0.0477M1t-1+0.7439Ct-1
(3.08)(-3.39)(20.43)
R2=0.9807 S.E.=344.8521 D.W.=1.7781
由于引入因變量滯后項,D.W.檢驗失效,繼續采用LM檢驗對該方程進行自相關檢驗,經檢驗方程不存在自相關性,自相關已經消除。若M1與C具有協整關系,則引入滯后項的回歸方程中的殘差序列應是平穩的,使用ADF檢驗對其殘差序列進行平穩性檢驗。經檢驗,殘差序列是平穩的,因此M1與C之間存在協整關系,它們之間長期穩定的均衡關系可用以下方程表示:
Ct=0.0617M1t-0.0477M1t-1+0.7439Ct-1
(3)對M2與C進行協整回歸,得以下協整方程:
Ct=76.0210+0.0192M2t
(0.50) (43.99)
R2=0.9537 S.E.=532.3228 D.W.=0.5827
由于截距項的t檢驗不顯著,而且D.W.值只有0.5827,對其進行自相關檢驗,經檢驗,發現殘差項存在自相關性。為消除存在的自相關,同樣加入適當的滯后項,建立如下模型:
Ct=0.0054M2t+0.7349Ct-1
(3.75)(9.79)
R2=0.9771 S.E.=374.1548 D.W.=1.6933
由于引入因變量滯后項,D.W.檢驗失效,仍然采用LM檢驗對該方程進行自相關檢驗,經檢驗方程不存在自相關性,自相關已經消除。若M2與C具有協整關系,則引入滯后項的回歸方程中的殘差序列應是平穩的,使用ADF檢驗對其殘差序列進行平穩性檢驗。經檢驗,殘差序列是平穩的,因此M2與C之間存在協整關系,它們之間長期穩定的均衡關系可用以下方程表示:
Ct=0.0054M2t+0.7349Ct-1
3.4 各變量間格蘭杰因果檢驗
由協整檢驗結果可知,C與M0、M1、M2之間存在長期均衡關系,但這種均衡關系是否構成因果關系及因果關系方向如何尚需要進一步驗證。本文采用格蘭杰因果檢驗來進行驗證,格蘭杰因果檢驗在考察序列x是否是序列y產生的原因時采用這樣的方法:先估計當前的y值被其自身滯后期取值所能解釋的程度,然后驗證通過引入序列x的滯后值是否可以提高y的被解釋程度。如果是,則稱序列x是y的格蘭杰成因(Granger Cause)此時x的滯后期系數具有統計顯著性。而實際上,往往還會考慮序列y是否是x的格蘭杰成因。由于C與M0、M1、M2都是二階單整并且具有協整關系,故可對其分別進行格蘭杰因果關系檢驗。本文利用Eviews5.0軟件中的格蘭杰因果檢驗對C與M0、M1、M2之間的因果關系進行檢驗。格蘭杰因果檢驗的結果表明,M0與C之間存在雙向因果關系。這說明貨幣供應量M0增加(即流通中現金)是居民消費增加的原因,居民消費增加也是貨幣供應量M0增加的原因。格蘭杰因果檢驗的結果表明,在滯后期為1、2、3、4的情況下,M1是C的Granger原因,而C卻不是M1的Granger原因,在滯后期取5及其以上時,M1仍然是C的Granger原因,C也是M1的Granger原因。格蘭杰因果檢驗的結果表明,M2與C之間存在雙向因果關系。
3.5 我國適度寬松的貨幣政策對居民消費的影響
面對金融危機對經濟的嚴重沖擊,2008年底我國決定實行適度寬松的貨幣政策并出臺了四萬億投資計劃,以刺激經濟增長,從統計數據可以看出2008年12月M0、M1、M2都比以前有大幅度的增加,本文以2008年12月為轉折點,采用計量經濟學上的Chow檢驗分析我國適度寬松的貨幣政策出臺前后貨幣供應量對居民消費的影響是否發生了明顯的差異。經檢驗,2008年12月前后貨幣供應量M0、M1、M2對居民消費的影響都沒有明顯的差異。這說明2009年居民的消費傾向并未發生明顯的變化,2009年居民消費的增加主要是政府適度寬松的貨幣政策及四萬億投資所帶來的貨幣供應量的增加引起的,如果2010年我國貨幣供應量增長放緩,居民消費的增加也將可能放緩。
4 結論與建議
4.1 貨幣供應量對居民消費的影響十分有限
從上述計量分析的結果來看,在貨幣供應量中,M0對居民消費的影響最大,M0每增加1%,居民消費將增加0.0718%;M1對居民消費的影響次之,M1每增加1%,居民消費將增加0.0617%;M2對居民消費的影響對小,M2每增加1%,居民消費僅增加0.0054%。可以看出,流動性越強,貨幣供應量對居民消費的影響越大,因此,提高貨幣的流動性可以在一定程度上刺激消費。但我們也要看到,不但貨幣供應量對居民消費的影響數值很小,而且從計量模型我們可以看出,對于M0和M1,本月貨幣供應量每增加1%,還會使下月居民消費額分別減少0.0748%和0.0477%,因為本月貨幣供應量增加雖然會增加居民本月的消費額,但本月消費額中有一部分消費是消費者提前透支的下月的消費,從而會造成下月消費額的減少,因此貨幣供應量對居民消費的影響十分有限。
4.2 適度寬松的貨幣政策并不能明顯刺激消費
從本文Chow檢驗的結果可以看出,盡管我國實行適度寬松的貨幣政策,增大貨幣投放量,但貨幣供應量對居民消費的推動作用與以前相比并沒有明顯的差異,因此依靠貨幣政策刺激消費并不是長遠之計,提高居民的消費水平必須從降低居民儲蓄率,增加流動性著手,進一步完善社會保障體系,提高居民的平均消費傾向。
論文摘 要：要從根本上緩解我國流動性過剩問題，需要政府和金融系統各司其職，共同努力，著力改變我國經濟結構失衡以及在國際貿易分工中的不利狀況，改善金融生態環境，健全流動性風險監管體系，大力發展相關要素市場，促進銀行經營戰略轉型，調整業務結構和創新金融產品，增強核心競爭力，合力破解我國的流動性困局。
一、當前銀行流動性過剩的現狀及原因分析
長期以來，由于受體制性信貸膨脹及信貸資產質量的影響，我國商業銀行一直存在著流動性不足的問題。但從近年國內金融的運行情況來看，商業銀行流動性過剩問題卻日漸突出，主要體現出三個特點：一是存差越來越大。據中國人民銀行網站數據顯示，截止2006年3月末，全國金融機構各項存款達到318271.65億元，各項貸款為218787.44億元，存差為99484.21億元，而2000年末至2005年末存差分別為31302.47億元、43586億元、24433.28億元、50592億元、64622.49億元、93370.07億元，2001至2005年，金融機構存差增速分別為28.1%，39.24%，16.07%，27.7%，44.49%；二是銀行存貸比越來越低。金融機構存貸比從2000年到2006年3月末依次降為80.26%，78.2%，76.2%，77.04%，74.5%，68.9%，68.7%；三是超額準備金越來越高。1995年，商業銀行有價證券及投資占資金運用的比率僅為5.7%，但到2005年這個比率已經達到26.1%，投資貨幣與債券市場已經成為商業銀行轉移流動性壓力的重要手段。但2005年3月中央銀行降低超額存款準備金利率后，推動了這個貨幣市場利率的持續走低，長期債券到期收益率下跌，收益率曲線變得平坦，市場收益率波動風險加大。在此前提下，盡管超額儲備的收益率僅為0.99%，商業銀行的資金仍然開始向收益相對穩定安全的超額儲備集中。2005年末，全部金融機構超額儲備率達4.17%，有2萬多億元的資金轉存中央銀行，體現出商業銀行過多的流動性找不到合適的運用渠道。
筆者認為，造成銀行流動性過剩的原因主要有：一是外匯儲備快速增長迫使基礎貨幣投放量不斷增加。自2004年5月起，我國貿易差額已經連續兩年多表現為順差，同時人民幣升值預期吸引了大量國際資本涌入國內市場，貿易和資本雙順差使得外匯儲備迅猛增長。2006年前三季度，我國對外貿易順差已達1098.5億美元，超過2005年全年貿易順差總額，創歷史新高。至2006年9月底我國外匯儲備已接近1萬億美元，成為世界上第一大外匯儲備國。由于外匯儲備的快速增長而投放的基礎貨幣也相應的大幅增加，目前，由于外匯占款而投放的基礎貨幣已經達到了央行基礎貨幣投放量的70％以上，這是導致商業銀行流動性過剩的根本原因；二是資本充足率約束促進銀行惜貸行為明顯加大。按照《巴賽爾協議》商業銀行資本充足率必須達到8％的要求，我國2004年初銀監會了《商業銀行資本充足率管理辦法》，切實加強了對銀行資本充足率的監管和考核，多數銀行采取控制信貸規模的方式確保資本充足率符合監管要求，從而降低了貸款投放。同時，由于風險控制手段與風險定價能力欠缺在資本充足率以及銀行改制的約束下，對風險管理的要求更為嚴格，信貸投放趨于審慎。相對于存款超常增長，商業銀行流動性過剩已成必然；三是直接投資市場不發達導致銀行存款大幅增加。近年來，受股權分置改革的影響，股市依然持續低迷，雖然近期因大盤股拉動股指節節攀升，但大多數股票卻下跌，投資者往往卻步；銀行理財產品剛剛起步，品種單一，受益小于投資者預期，投資者投資的意愿不強烈；外匯市場、黃金市場、期貨市場不被大多數人認知。加之我國目前養老、醫療、住房、教育、就業體制不建全導致居民消費欲望下降、儲蓄動機增強。由于我國直接投資市場不發達，投資渠道匱乏，公眾將大量維持生計的貨幣資金轉化為保險的銀行存款，居民儲蓄存款大幅增長，截至2006年3月末，商業銀行個人儲蓄存款余額已達15.28萬億元，儲蓄率過高已成為銀行資金寬松、流動性過剩的重要原因；四是直接融資市場加快發展迫使銀行信貸市場空間明顯壓縮。債券市場的發展，特別是短期融資券發行規模的快速增長，企業資產證券化等直接融資產品的不斷涌現，2005年5月中國人民銀行《短期融資券管理辦法》，允許非金融企業在銀行間債券市場發行短期融資券，為非金融企業開拓了一條直接融資的新渠道，因發行手續簡便、發行利率比同期銀行貸款利率低，受到企業親睞，對商業銀行貸款產生了明顯的替代效應，加劇了銀行體系流動性相對過剩壓力。“十一五”時期，隨著股票市場改革逐步到位，資本市場必將呈現更大的發展，商業銀行傳統信貸業務市場空間將面臨更大的擠壓；五是現有經營模式與增長方式不合理促進流動性過剩發生。總體上看，目前我國商業銀行仍未擺脫傳統的“存款第一“和以信貸資產為主體的經營模式，以及高度依賴存貸利差收入的收益增長方式。在此條件下，一旦存差擴大，必然帶來流動性過剩問題；六是國有銀行股份制改革促進了流動性過剩增長。2004年至2005年，中國銀行、中國建設銀行、中國工商銀行等三大國有商業銀行政策性剝離不良貸款近1萬億元，國家注資和國外戰略投資者投資約合人民幣6000億元，除補充資本金外，也相應大幅度提高了商業銀行的流動性。
二、銀行流動性過剩的風險探討
1．危害金融體系穩定，不利于社會經濟發展。銀行流動性過剩與社會資金流動性過剩直接關聯，且相互作用。目前，社會資金流動性持續過剩，而貨幣市場利率低位運行，就會引起投資過熱，當市場不能有效、合理的消化過剩資金，就會形成通貨膨脹的壓力。當前我國資金流動性過剩，具有結構性特征，并非是一般經濟學意義上的貨幣過剩問題，帶有許多非理性特征，貨幣流動性過剩與有效資本相對稀缺同時存在，造成這種結果的最直接原因是資產的分布失衡、期限失衡和資本形成機制效率不高等。其根源在于經濟結構失衡，表現為貨幣的結構性過剩和結構性短缺并存，同時貨幣流動性過剩又反過來惡化了經濟結構性失衡，產生了相互背離的效應，使經濟出現局部過熱和部分產能過剩。這樣，直接危害金融體系穩定，更不利于社會經濟發展。
2．加大央行貨幣政策執行成本，降低了貨幣政策執行力。筆者認為，流動性過剩促使商業銀行大量持有央行票據，超額準備金高，不僅加大了央行的操作成本和支付成本，也使其面臨著貨幣政策傳導效果大打折扣的壓力。與多數學者一樣，筆者亦認為，我國已經陷入或逼近了流動性陷阱，這意味著貨幣政策施展的余地縮小，效率降低。
3．減弱商業銀行盈利能力，收益能力降低。大量難以得到有效運用的被動負債給商業銀行帶來了高昂的資金成本；而過高的流動性投向資金和貨幣市場尋求出路，并推動貨幣市場主要投資工具的利率持續走低甚至和存款的利率產生倒掛的現象，加大了利率風險。其次，國有銀行目標客戶群相似，信貸產品同質化，在流動性過剩的情況下，同業間對優質客戶和項目貸款的價格競爭日益加劇，直接降低商業銀行盈利能力。
4．加大商業銀行信貸風險，可能引起安全性風險。在現有經營模式和增長方式下，信貸資產依然是銀行資金運用的最主要方面。在流動性過剩壓力下，為保證業務增長和提高盈利能力，商業銀行存在盲目競相追逐大戶，非理性降低貸款條件的沖動，從而不利于有效防范信貸風險，影響商業銀行的健康發展。
5．降低了資源配置效率，閑置資金難以得到高效運用。流動性過剩是實體經濟總需求不足在金融領域的反映。但是，與銀行資金的大量閑置和低效運用并存的，是個人信貸需求、中小企業和欠發達地區融資需求難以得到滿足的困境，說明銀行在資金配置中的作用沒有充分發揮出來，降低了資源配置效率。
三、緩解銀行流動性過剩的對策選擇
1．樹立科學發展觀，促進社會經濟和諧健康發展。筆者認為，政府首先應當調整發展戰略，堅持“以人為本的科學發展觀”， 促進社會、經濟的全面、均衡、健康發展。在經濟發展上，要加快我國的產業結構調整和升級，改變經濟結構失衡的現狀，促進經濟轉型的實現，采取有效措施將外匯儲備規模控制在合理范圍內。銀行的轉型依賴于整體經濟的成功轉型。一旦國家改變了經濟增長方式，銀行的貸款投向也會發生相應的改變，資金運用渠道會變得多樣，流動性過剩也會迎刃而解；其次，應當盡快建立健全與我國市場經濟發展水平相適應的社會保障體系，完善社會保障機制。徹底解決目前群眾呼聲強烈的看病難、讀書難、買房難、就業難等社會問題，增強公眾的經濟安全感，促進收入向消費的轉化；第三，著力建設一個健康的資本市場。
2．規范金融生態秩序，營造良好的金融生態環境。各相關部門應當建立一個以保護債權為中心的規范有序的社會法律和信用環境；加大立法的力度，保護銀行債權的優先受償權，做到有法可依。有法必依，違法必糾、執法必嚴；逐步建立起覆蓋全國企業、個人的基礎信用數據庫，著力改善社會信用環境，提高社會誠信水平，降低交易成本；這樣，商業銀行自然會改變信貸投向，將信貸政策向優質民營企業和中小企業傾斜，降低銀行的惜貸行為。
3．發揮“窗口指導”作用，構建完善的流動性風險監管系統。人民銀行應根據商業銀行經營管理和市場環境的變化，發揮“窗口指導”的引導作用，研究制定科學合理的流動性監控指標體系，并適時做出調整。在考慮到國內商業銀行不同的實際情況后，人民銀行應在存款準備金率、不良貸款比率、流動資產比率、中長期貸款比率、行業貸款集中度等指標比率方面對不同銀行分別規定相應的要求，抑制過熱行業的盲目發展，降低商業銀行貸款的呆壞賬風險，同時避免出現經濟緊縮，使商業銀行的經營活動與經濟發展良性互動，更好地促進經濟的發展。
4．大力發展相關要素市場，培育中介服務機構。要素市場包括風險產品交易市場和不良資產處理市場，比如貸款證券化市場，貸款證券化是指將缺乏流動性，但能產生可預期的穩定現金流的貸款資產進行組合安排，對貸款資產中的收益和風險要素進行分割和重組，轉換為在金融市場上可流通和轉讓的證券的過程。貸款證券化不僅可以改善資產結構，提高資本充足率，而且可以顯著改善資產流動性，化解銀行流動性風險。相關的服務中介包括會計師事務所、律師事務所、資產評估師、信用評級機構等。會計師事務所和律師事務所可以對商業銀行客戶資產的合法性、盈利能力、經營情況提供專業性意見，而資產評估師和信用評級機構可以幫助商業銀行對其客戶的信用狀況、抵押擔保資產的質量進行專業鑒定，從而降低經營成本，提高商業銀行控制風險的能力。
5．樹立以客戶服務為中心理念，促進經營戰略轉型。積極推進客戶關系管理，建立強有力的營銷服務體系，要建立健全管理制度、體制和機制，推進組織架構、業務系統、業務流程與信息網絡技術的結合，推行客戶關系管理策略，建立強有力的營銷體系和服務體系，滿足客戶個性化服務的需要。
6．調整業務結構，實現多元化經營。繼續鞏固以結算、代收代付、匯兌、存款賬戶管理、保管箱、國債承銷與兌付業務為主的傳統業務品種，積極擴大市場份額；有重點、有步驟地推廣包括銷售、資信調查、資產評估、銀團貸款、資金清算等為主要內容的中間業務品種；加強研究開發和推出以企業財務顧問、投資咨詢、個人理財、資產證券化、現金管理、資產托管等為主要內容的新興業務；在商業銀行綜合化經營發展趨勢下，著手進行投資銀行、證券承銷、風險投資、資產管理、金融衍生產品等新興業務的探索和研究，為綜合化經營做準備。
7．創新金融產品，增強銀行核心競爭力。銀行應更多的著眼于通過自身風險管理能力的提高和金融創新產品的推出，拓寬資金的運用渠道，拓展利潤空間，實現業務結構的轉型，培植新的利潤增長點，逐步改變銀行體系流動性相對過剩的問題。以產品創新來疏導流動性，在向綜合化發展的同時強調專業化經營，保持穩健的發展步伐，利用網絡優勢進行產品組合銷售，實現產品和收入的多元化，建設較為完整的產品和服務系列；通過經濟資本的分配和調節，引導銀行各業務線的合理擴張與收縮，以獲取最大的經濟收益。
參考文獻：
1．朱睿.商業銀行流動性過剩分析及對策研究［J］.金融理論與實踐，2006（9）
【論文摘要】 近年來?我國高校科技企業發展迅猛?顯示出良好的成長性?成為我國高新技術產業的生力軍。然而在當前的經濟形勢下?資金短缺、融資困難使得企業難以做大做強。本文根據高校科技企業的特點和優勢提出以知識產權質押貸款作為一種創新的融資方式?為企業化解融資難題、謀求可持續發展開啟了一條全新的思路。
近年來?我國高校產業尤其是高校科技產業規模不斷擴大?發展迅猛?成長為我國發展高新技術產業的生力軍?在促進產業結構調整、縮小與發達國家的技術差距、推動國家經濟增長等方面發揮了重要作用。但是目前大多數高校科技企業雖然發展潛力巨大?但規模相對較小、業績尚不穩定?直接上市融資能力不足?加之有形資產占有量較少?傳統的可抵押物缺乏?又導致其銀行貸款困難。然而知識產權作為一種新型的極具潛力的資產?其巨大的擔保價值日益受到人們的高度關注?知識產權質押貸款也正以一種創新的融資方式成為高校科技企業破解融資困境的有效途徑之一。
一、高校科技企業知識產權質押貸款的可行性
《民法通則》中?質押是指債務人或第三者將其財產移交由債權人占有?以其作為債權擔保的擔保方式。質押分為動產質押和權利質押兩類?知識產權質押屬于權利質押?一般包括商標權質押、專利權質押、著作權(含計算機軟件的著作權)質押等幾種形式。高校科技企業知識產權質押貸款的條件已經具備?其可行性主要體現在以下三個方面:
(一)法律保障和政策支持
我國《擔保法》第75條第(3)款明確規定了依法可以轉讓的商標專用權、專利權、著作權中的財產權可以質押。國務院實施的《國家中長期科學和技術發展規劃綱要》第17條要求政策性銀行、商業銀行和其他金融機構開展知識產權權利質押業務試點。銀監會的《關于商業銀行改善和加強對高新技術企業金融服務的指導意見》第10條也要求商業銀行“對擁有自主知識產權并經國家有關部門評估的高新技術企業?還可以試辦知識產權質押貸款。”
(二)相關的配套服務體系已逐步建立
2006年9月?國家知識產權局認定了首批18家單位為“國家專利技術展示交易中心”?搭建了知識產權交易的專業化服務平臺。繼2001年《無形資產評估準則》頒布后?2006年?國家知識產權局和財政部聯合的《關于加強知識產權評估管理工作若干問題的通知》為知識產權資產評估管理工作步入科學化、規范化的軌道指明了方向。目前?國內已逐步建立起一些專業化的評估機構?培養了一支專業化的評估隊伍。
(三)高校科技企業豐富的知識產權儲量
截至2006年?我國的儲蓄率已高達46%?居民儲蓄存款突破14萬億元?銀行等金融機構的信貸資本儲量充裕。然而迅猛發展的高校科技企業卻因其研發活動所形成的大多是高度專用性資產?甚至多為無形資產?無法滿足銀行貸款的抵押要求而往往申貸無門導致資金緊張?步履維艱。與高校科技企業土地、不動產等傳統的抵押物嚴重匱乏形成鮮明對比的是?其巨大的知識產權擁有量。據統計?2000年以來?全球專利申請的年增長率為3%至5%?而我國專利申請年增長率是20%?遠高于國際平均水平。截至2007年底?我國受理的專利申請總量突破400萬件?商標注冊申請總量突破560萬件。這其中?具有巨大創造潛能和創新意識的高校更是收獲頗豐:目前高校的專利申請量已占全國總量的11.7%;在2008年度國家科學技術獎勵大會上?全國高校共獲得國家三大獎(自然科學獎、技術發明獎和科學技術進步獎)通用項目164項?占授獎總數的64.8%?尤其是國家技術發明獎?高校作為第一完成單位的科技成果獲獎比例高達81.1%?且3項一等獎均為高校獲得。依托于高校母體這片儲量大、品位高的知識產權富礦區?高校科技企業極為豐富的知識產權擁有量為其申辦質押貸款提供了可靠的保證。
20世紀90年代以來?為加大對高新技術企業的支持力度?我國在知識產權質押融資方面進行了一些有益的嘗試并取得了良好的效果:1999年國家開發銀行首次利用知識產權質押貸款對大唐集團的TD-SCDMA項目(由我國提出的?具有自主知識產權的并獲得國際認可的通信系統標準)進行融資支持?有效解決了企業的資金瓶頸問題;上海浦東新區張江高科技園以專利權質押組合個人信用無限責任擔保和應收賬款質押的形式獲得了200萬元的貸款;2006年10月?交行北京分行與北京市經緯律師事務所、連城資產評估有限公司、北京資和信擔保有限公司等共同推出知識產權質押貸款金融產品——“展業通”?截至2007年6月8日?在短短7個月內?貸款余額已突破億元人民幣?有力地支持了貸款中小企業的發展。
然而知識產權質押貸款在我國的歷史不長?還是一個新生事物。作為一種創新的融資方式?由于其自身的特殊性以及受到不甚完備的法規制度、尚不成熟的產權交易市場等因素的綜合影響?知識產權質押貸款的風險較大、問題較多?以致于對該項業務的實踐與探索還遠未在全國范圍內廣泛展開?真正能夠利用知識產權質押貸款解決資金燃眉之急的高新技術企業為數甚少。隨著知識產權類無形資產比重的逐步提高?在資金供求矛盾日益突出的情況下?高校科技企業利用知識產權質押貸款融資的需求將不斷增加。為充分發揮科技型中小企業在知識產權創造、運用方面的巨大優勢和潛力?有效暢通其質押貸款的融資渠道?有關方面應積極采取有效措施?推動這項具有創新意義的貸款業務的全面發展。
二、知識產權質押貸款的推進措施
(一)健全知識產權質押貸款的相關法律法規體系
建議人民銀行、銀監會會同國家知識產權局等有關部門牽頭制定知識產權質押貸款的信貸指引、操作規則及實施細則?確定知識產權許可使用權質押登記的適當性、質押權益公示的構成、質押權益所覆蓋的具體資產、實際權利人的權益歸屬等問題?加強立法的銜接配套?增強可操作性。
針對在知識產權質押貸款實踐中有關許可使用權轉讓、擔保權益的實現等適用法律條文的遺漏和缺陷?立法機關應及時修訂補充。
積極探索研究涵蓋生物和醫藥、新材料、先進制造、先進能源、資源環境、航空航天等技術領域的知識產權的法律狀況?拓展商業秘密權、集成電路布圖設計權、植物新品種權等多種形式的知識產權質押貸款業務?盡快出臺相關法律法規以給予法律支持。
制定相關法律法規?合理界定知識產權的界限?防止知識產權濫用?維護公平競爭的市場秩序和權利人的合法權益。修訂懲處知識產權侵權及質押貸款違約行為的法律法規?加大司法懲處力度?降低維權成本?提高侵權代價。完善審判體制?設置專門的知識產權法庭?簡化執行程序?一旦出質人違約不能如期歸還借款?質押權利人就可以方便快捷地通過訴訟程序獲得司法裁決?對質押物同時或有選擇地行使各種權利或救濟措施以解決知識產權質押的實現及法律保護問題。
(二)完善知識產權質押貸款的配套服務支撐體系
國家知識產權局及相關主管部門應精心組織由知識產權各領域的專家學者、各行業或商界代表?資產評估師、注冊會計師、律師等專業人員組成的評估小組加強評估課題研究?規范知識產權評估的準則性文件并分別制定商標、專利、著作權等各類知識產權具體細化的評估標準和方法?提高評估公信度。
我國目前不同的知識產權出質分屬不同的登記機關?譬如商標專用權、專利權和著作權的登記機關就分別為國家工商行政管理局商標局、中國知識產權局和國家版權局?從而導致其登記流程、期限和費用也各不相同。為降低質權設立成本?提高質押融資的效率?應盡快統一知識產權的登記機關、登記流程和收費標準。尤為重要的是登記機關應建立明確的優先權規則?以質權出質登記時間的先后確定質押權益的優先順位?先登記者先受償。知識產權的登記系統應采用備案或公示登記制?規定標準化的公示格式和內容要素以實現登記記錄的電算化?方便信息檢索和查詢。
完善知識產權質押融資中介服務體系?規范執業資質管理?加強行業自律。建立一支高素質、高效率的知識產權執法隊伍?全面開展知識產權保護專項行動?提高質權糾紛處置能力?加大侵權打擊力度。逐步建立管理規范、交易活躍、秩序良好的知識產權交易市場體系?暢通質權處置通道?保障質押權人的利益。
(三)加強風險管理?防范和控制知識產權質押貸款風險
1.知識產權的價值評估風險管理
與人們所熟知的傳統質押物不同?知識產權一般為知識及智力創新成果?是人類智慧的結晶?專業性較強?復雜程度也較高?而且往往穩定性較差。譬如目前法律框架下的一些知識產權如專利權等均規定了有效期限?隨著科技進步、知識更新速度的加快?具有更高效能、更新設計理念的新技術的出現?會使原專利迅速貶值?在到期之前早早地就喪失了其經濟價值。一項知識產權還可能會因為不使用、未付續展費而失效或受制于強制許可。這樣?知識產權本身的特殊屬性?加之我國目前尚無一套科學、完整的評估體系和方法?評估機構不甚專業?執業人員素質參差不齊?作為質押權人的金融機構由于信息不對稱、專業知識匱乏、質押貸款的經驗不足等諸多因素均會導致知識產權質押的現時內在價值難以準確衡量?而質權實現時的未來價值、預期現金流則更加難以確定。
因此?為防范知識產權質押貸款的前期風險?承辦此類業務的商業銀行應在人民銀行的風險提示和窗口指導下?經過市場調研與分析?嚴格篩選貸款項目?進行價值評估?出具可行性報告后進入審貸程序。這其中?評估知識產權的價值以確定其可質押性是防范風險、保障質押權利人利益之關鍵。
首先?知識產權質押權利的確定性取決于:貸款的債務人是否確實為質押產權的所有者;該項產權是否擁有共同所有人;對該項權利的申請有無第三方異議;該項權利是否已登記并受到法律保護;法律保護的類別和年限;權利的有效性以及是否具有可執行性等。
其次?可采用收益還原法?通過估算被質押知識產權的未來預期收益并折算成現值借以確定其質押價值:第一步?通過定性和定量相結合的方法?深入分析被質押知識產權價值的歷史業績、現行結構和相關因素?然后判斷并評價其技術的先進性、適用性、可靠性以及實際利用后的預期經濟價值和社會貢獻。第二步?在同時滿足獲利性和有效性的前提下?遵守經濟壽命和法定壽命孰短的原則確定其折現期限。最后?通過估算目標知識產權的預期風險報酬率適當確定其價值評估中的資本轉化率(預期收益率)?然后將目標知識產權所產生的預期收益轉化為質押評估值。
2.知識產權質押期限內以及處置中的風險管理
商業銀行等金融機構在對企業質押的知識產權進行價值評估、決定發放貸款后應妥善保管作為質押物的知識產權證書及其他證明文件以防被盜用或重復質押。在質押貸款期限內對于被質押的知識產權應積極跟蹤、密切關注?實施動態監測:一方面防范出質人違規轉讓或許可除質權人以外的其他人使用業已質押的知識產權?導致質權價值下降損害放貸人利益;一方面當某些被質押的知識產權因技術進步而自然貶值時?貸款銀行可要求出質人提供相應的擔保?否則可與其協議變賣(拍賣)出質的知識產權以提前收回債權。
對于盜版、假冒等損害質權人利益的違法行為?有關部門應明確知識產權界限?嚴厲打擊?提高違法者的侵權成本?有效遏制濫用知識產權的現象?加強司法保護體系和行政執法體系建設?發揮司法保護的主導作用?探索建立知識產權上訴法院?建立和完善司法鑒定、專家證人、技術調查等訴訟制度?加大行政執法機關向刑事司法機關移送知識產權刑事案件和刑事司法機關受理知識產權刑事案件的力度?切實保護權利人的合法權益?維護公平競爭的市場環境。貸款銀行也應建立知識產權質押貸款的預警應急、維權和爭端解決機制?積極應對涉及質押產權的侵權行為和法律訴訟。
培育并完善規范的知識產權交易市場?推動產權交易?增強知識產權的流動性?建立通暢的產權處置通道?簡化交易程序?降低交易成本?使作為質權的知識產權能夠在較短的時間內順利轉讓、許可、拍賣變現以快速化解產權質押的處置風險。
參考文獻
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