时间：2022-12-08 13:22:21
开篇：写作不仅是一种记录，更是一种创造，它让我们能够捕捉那些稍纵即逝的灵感，将它们永久地定格在纸上。下面是小编精心整理的12篇居民储蓄率论文，希望这些内容能成为您创作过程中的良师益友，陪伴您不断探索和进步。
问题的提出
江苏省作为我国东部经济发达地区，2010年GDP排名位于全国第二。在经济快速发展的同时，江苏省也保持着较高的国民储蓄率，2010年已高达58.39%。江苏省统计年鉴显示，2010年城乡居民存款储蓄额已达23334.8亿元，占当年总GDP的56.33%；企业部门储蓄额为19148.59亿元，占当年总GDP的46.22%；政府部门储蓄额569.95亿元，占当年总GDP的1.376%。从统计数据来看，居民储蓄和企业储蓄对江苏省高储蓄贡献较大，企业储蓄所占比例较小。
现有的关于高储蓄率的形成原因，学术界对其有不同的解释，比如：经济的快速增长，居民的“预防性储蓄”动机，社会保障体系的不完善，男女比例失衡以及人口结构的变动等。
全国第六次人口普查数据显示，江苏省全省常住人口中，0-14岁人口为10230180人，占13.01%；15-64岁人口为59861916人，占76.10%；65岁及以上人口为8567807人，占10.89%。国际上将年龄在 65 岁及以上的人口总数占总人口数的 7%作为衡量人口老龄化的起点，根据该标准，江苏省人口年龄结构在发生显著变化的同时，老龄化程度也在不断加快。那么江苏省的高居民储蓄率和江苏省人口年龄结构之间是否存在相关关系呢？本文对此进行验证。
人口年龄结构与储蓄率理论介绍
现有的关于人口年龄结构与储蓄率的关系研究基本上都是基于Medigliani（1954）提出的生命周期假说（LCH）。生命周期假说将人的一生分为年轻时期、中年时期和老年时期三个阶段。一般而言，在年轻时期，家庭收入低，但因为未来收入会增加，因此在这一阶段，往往会把家庭收入的绝大部分用于消费，有时甚至举债消费，导致消费大于收入，这时家庭中基本上没有储蓄或有很少的储蓄。进入中年阶段后，家庭收入会增加，但消费在收入中所占的比例会降低，收入大于消费，因为一方面需要偿还青年阶段的负债，另一方面还要把一部分收入储蓄起来用于防老。退休以后，收入下降，这时需要依靠年轻时的储蓄来消费，从而社会储蓄率又会下降。1976年，Medigliani对生命周期理论进行扩展，认为储蓄率会随被抚养人口的比例上升而下降，随劳动者人口比例上升而上升。
LCH理论是从微观行为经济学的角度来研究人口年龄结构变动与储蓄的关系，Coale and Hoover（1958）从宏观角度提出了人口转变过程的“抚养负担假说”（Dependency Hypothesis，DH）。该假说认为，下降的婴儿死亡率和上升的生育率导致劳动年龄人口背负的少儿抚养负担上升，导致社会储蓄随之减少。随着生育率的下降和经济活动人口的急剧增加，劳动年龄人口背负的少儿抚养负担减轻，社会储蓄也增加。最后，人口年龄结构变动表现为巨大的老龄抚养负担，这将削弱储蓄力度并使经济增长速度减缓。
文献综述
一些学者以生命周期理论和抚养负担假说为基础进行了相关实证研究。Loayza等（2000）在Schmidt（1996），Higgins（1998）研究的基础上，运用面板数据进行分析得出少儿抚养负担比和老年赡养负担比与储蓄率呈负相关关系。Kraay（2000）通过不同国家截面数据的估计，认为老年抚养负担比对社会储蓄率存在显著的负作用，而少儿抚养负担比对储蓄的影响并不显著。汪伟（2009）运用中国1989-2006年的省际面板数据，得到少儿抚养比对居民储蓄影响为负，老年抚养比对居民储蓄影响为正，且均显著。李魁（2010）通过采用全国30个省市1990-2006的面板数据，主要运用二步系统GMM法进行研究，发现少儿抚养负担比对储蓄率有负的影响，在10%水平上显著，老年赡养负担比对储蓄率有正的影响，但是效果不显著。王麒麟、赖晓琼（2012）以1999-2009年的省际面板数据为样本，运用Hausman检验，实证分析表明人口年龄结构对我国储蓄率的影响存在明显城乡差异。
总体来看，关于人口年龄结构与储蓄率的关系，至今还没有一个明确的定论。已有的研究大多是利用面板数据对储蓄率进行整体的研究，较少将其细分，并且具体到省际的研究也较少。本文研究江苏省人口年龄结构变动对城镇居民储蓄率和农村居民储蓄率的影响，为江苏省关于人口与社会经济协调发展方面提供对策建议。
数据、变量选取
由于本文要考虑人口年龄结构对储蓄率的影响，选择江苏省1995-2010年城镇居民人均储蓄率和农村居民人均储蓄率数据作为被解释变量，以区分城乡差别的特点。其中，城镇居民人均储蓄率（CS）和农村居民人均储蓄率（US）分别是城镇居民人均储蓄额和农村居民人均储蓄额与各自人均可支配收入的比率。在作为人口年龄结构的解释变量里，本文选择少儿抚养比（FC）和老年抚养比（FO）作为衡量人口年龄结构的指标。假定N、L、O、C分别表示总的人口数量、劳动力数量（14-64岁人口数量）、老年人口数量（65岁以上人口）和少儿人口数量（0-14岁人口数量），少儿人口抚养负担比FC用C/L表示，表示每100名劳动力要抚养的儿童数量，老年人口赡养负担比FO用O/L表示，表示每100名劳动力要赡养的老人数量。从微观上来讲，人口自然增长率同居民储蓄率存在一定的关系，所以引进江苏省人口自然增长率，用NR表示。
以上数据由中国统计年鉴和江苏省统计年鉴整理得来，由于考虑到各种数据指标的可得性、完整性和有效性，数据区间选取为1995-2010年。
实证分析
由于时间序列往往存在非平稳性，为保证建立的回归有意义，应先对各序列进行平稳性检验，再在此基础上进行协整检验和Granger因果关系检验，并建立相应的误差修正模型。
（一）平稳性检验
本文为考察人口年龄结构与与城镇居民储蓄率的关系，选取1995-2010年的时间序列数据进行测算，分析城镇居民储蓄率（CS）和农村居民储蓄率（US）分别与少儿人口抚养负担比（FC）、老年人口赡养负担比（FO）、人口自然增长率（NR）的协整关系。各序列的平稳性检验结果如表1所示。
由表1结果可知，上述序列除人口自然增长率在原序列平稳外，其余序列经过一阶差分后均不存在单位根，为平稳序列。
（二）协整检验
从上述ADF检验结果可知，城镇居民储蓄率、农村居民储蓄率与少儿抚养负担比、老年抚养负担比、人口自然增长率符合协整的必要条件。分别对城镇居民储蓄率和农村居民储蓄率与各自变量进行OLS估计，建立回归方程，结果如下：
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
上述模型回归效果比较理想，然后对上述两个回归模型的残差序列E1和E2进行平稳性检验，仍然采用ADF检验。若平稳则可证明上述变量之间是协整关系，具体结果见表2。
通过对两个回归方程的残差序列E1和E2进行ADF检验，结果显示，E1的t检验值为-6.971217，在1%显著性水平上通过检验；E2的t检验值为-3.872195，在5%的显著性水平上通过检验。说明两个残差序列均平稳，意味着城镇居民储蓄率和农村居民储蓄率与各指标之间存在长期协整关系。
根据上述协整方程，分指标情况看：第一，少儿抚养比对城镇居民储蓄率的影响为负，对农村居民储蓄率影响为为正，并且影响效果显著；老年人口抚养比对城镇居民储蓄率影响和农村居民储蓄率影响均为正，但是对城镇居民储蓄率影响不显著，对农村居民储蓄率有显著的影响。第二，少儿抚养比对城镇居民储蓄率负的影响大于老年负担比对其正的影响，少儿负担比每下降1个百分比，城镇居民储蓄率增加1.586个百分点；老年负担比每上升一个百分点，城镇居民储蓄率上升约0.303个百分点。少儿抚养比对农村居民储蓄率的影响大于老年负担比对其的影响，少儿抚养比下降一个百分点，农村居民储蓄率下降0.971个百分点；老年负担比每上升一个百分点，农村居民储蓄率上升0.896个百分点。第三，人口自然增长率对城镇居民储蓄率有正的影响，其每增长一个百分点，城镇居民储蓄率增加2.728个百分点；但对农村农村居民储蓄率有负的影响，其每增加一个百分点，农村居民储蓄率下降4.244个百分点。第四，从常数项来看，城市居民存在更多的自发性储蓄行为，农村居民相对来说自发性储蓄比较少，这个可能与城镇居民和农村居民收入高低有关。
（三）误差修正模型
上述分析证明城镇储蓄率和农村居民储蓄率与各因素之间存在协整关系，根据协整理论，存在协整关系的经济变量之间可以建立误差修正模型，把各个影响城镇居民储蓄率和农村居民储蓄率的影响指标的短期行为和长期变化结合起来。先对各自变量序列进行一阶差分，再进行回归分析，纳入误差修正项，建立误差回归模型（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）
上述误差修正模型常数和误差修正项的t值分别为：
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）
上述误差修正模型常数和误差修正项的t值分别为：
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
以上数据说明上述两个模型拟合度较好，变量之间无明显共线性。误差修正项为负，说明均衡误差对短期波动收敛于长期均衡有较好的调节作用。当城市储蓄率和农村居民储蓄率与各影响因素之间出现不适应时，误差项能够在其中起到迅速调节作用。
（四）Granger因果关系检验
为进一步考察年龄结构与居民储蓄率的关系，本文采用Granger因果关系检验法来判断江苏省城镇居民储蓄率和农村居民储蓄率与各影响因素之间的因果关系。检验结果如表3、表4所示。
由表3可知，老年人口负担与城镇居民储蓄在一定程度上不存在因果关系，少儿人口负担和人口自然增长率与城镇居民储蓄率之间存在单向的因果关系。
由表4可知，少儿人口负担比和人口自然增长率与农村居民储蓄率存在双向的因果关系，老年人口负担比与农村居民储蓄率之间存在单向的因果关系。
（五）脉冲响应分析
为了反映少儿负担比和老年负担比对城镇居民储蓄率和农村居民储蓄率之间的长期动态影响，可通过绘制脉冲响应图来衡量。
由图1可知，少儿抚养比对农村居民储蓄的影响是一个长期的过程，大约从第1年持续到第20年，影响最大的是前10年，在第15年后开始逐渐减弱。
由图2可知，老年抚养比对农村居民储蓄的影响持续时间长达15年，影响最大的是前8年，在第10年后开始逐渐减弱。
由图3可知，少儿抚养比对城镇居民储蓄率的影响同样是个长期的过程，影响最大的是前5年，从第7年后影响开始逐渐减弱。
江苏省少儿抚养比对城镇居民储蓄率有显著的负影响，对农村居民储蓄率有显著的正影响，即少儿抚养比的下降使城镇居民储蓄率上升，农村居民储蓄下降，这可能与城乡居民收入水平差距较大有关。江苏省2010年城镇居民家庭人均收入为22944元，农村居民家庭人均收入为9118元，城镇居民家庭人均收入大约是农村居民家庭人均收入的2.52倍。城镇居民收入较高，少儿负担减轻了，在消费水平既定的条件下，能够储蓄的钱相对增加。老年抚养负担对城镇居民储蓄率的影响比较模糊，城镇社会保障政策的相对完善，而且老人有更多的再就业机会等原因，使老年抚养负担的增加对城镇居民储蓄率没有太大的影响。农村居民收入相对较低，除去日常生活消费开支外，能储蓄的钱相对较少。少儿负担的减轻，农村生活条件的改善使农村居民消费能力增强。虽然农村养老保险政策正在逐步贯彻实施，但各地还是存在差别，同时人口抚养负担对农村的影响年限长于城镇，所以农村老年抚养负担对农村居民储蓄仍然存在正的显著影响，预防性养老储蓄在农村还是比较普遍。人口自然增长率对城乡居民储蓄率的不同效应影响，进一步说明了城乡居民收入水平的差距和农村居民养老保障体系的不成熟。
结论
本文对江苏省人口年龄结构对城镇居民储蓄率和农村居民储蓄率的协整关系和Granger因果关系进行检验，发现江苏省少儿抚养负担比和老年负担比对江苏省城镇居民储蓄率和农村居民储蓄率存在长期协整关系。并且少儿人口抚养负担和人口自然增长率与城镇居民储蓄率存在因果关系，老年人口负担和人口自然增长率与农村居民储蓄率存在因果关系。同时绘制脉冲响应图，说明人口抚养比对城乡居民储蓄率的长期动态影响，结果显示，人口抚养负担对农村的影响时间年限长于对城镇的影响时间年限，抚养负担对农村居民储蓄率的影响相对城镇居民储蓄率来说更加深远。
基于本文的研究结论，笔者提出以下建议：在加快经济发展的同时，提高居民消费水平，特别要鼓励城镇居民消费，用消费拉动内需；增加农民收入，缩小城乡差距，促使城乡协调发展；进一步完善社会保障体系，尽快完善和贯彻实施农村养老保障政策。
参考文献：
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.汪伟.经济增长、人口结构变化与中国高储蓄[J].经济学季刊，2009（7）
【关键词】储蓄存款;股票收益率;格兰杰因果检验
一、文献综述
股市涨跌与进出股票市场的资金密切相关,二者间的关系历来为各类投资者及学者所关注。
Levine(1991)认为,如果股票市场的自由化和扩张可以使个人投资风险多样化,那么股票市场的发展就可以降低储蓄风险。Pagano(1993)指出,金融市场与储蓄之间的关系被认为很重要是因为储蓄被看做刺激金融市场发展的渠道之一。Jappello和Pagano(1994)、Bonser-Neal和Dewenter(1999)的研究结果表明:一个国家的居民获得按揭贷款和消费信贷有较大阻碍时,他就趋向于高的居民储蓄率,但是居民储蓄率的高低与这个国家证券市场的发展程度无关。Devereux和Smith(1994)认为,股票市场分散风险的机制能引起储蓄水平下降而对经济增长产生不利影响。Singh(1997)曾指出股市的发展并没有导致总储蓄的增长。
由于我国股票市场起步较晚,所以国内专门对于股票市场与居民储蓄之间关系的研究起步也较晚。徐名社(1998)从理论层面探讨了储蓄存款与证券资产的投资选择机制问题,并通过数据分析得出:我国储蓄与证券的替代还只是基于表层收益关系的权衡,未能有效促进存款向投资的转化,两者替代关系中的均衡机制尚未形成。刘巍、徐颖(1999)分析了证券市场资金吸纳和可支配收入对我国居民储蓄存款额的影响,得出结论:证券市场资金吸纳率上升则储蓄存款额会下降,但储蓄存款对证券市场资金吸纳率的弹性极弱。李洪慈(1999)分析了我国证券市场分流储蓄存款的程度,认为我国证券资产投资对储蓄存款的分流作用是很有限的。张志、王德劲、段吉华(2001)用实证分析得出居民储蓄率与股市周转率、股市成交率之间不构成因果关系,即证券市场的流动性不能对居民储蓄的变化构成显著影响。何德旭、高伟凯、王轶强(2002)的研究表明:我国股票市场发展的规模和流动性对居民储蓄有明显的分流作用,能够在一定程度上影响储蓄量的变化,股市交易的活跃程度和股指的涨跌直接影响着投资者以及潜在投资者的储蓄行为。张眠、张桂霞(2003)通过对城市居民储蓄与上证指数的相关性分析得出,储蓄的增长会引起上证指数在相同方向发生变化,而不是股市增长导致居民储蓄的减少。熊其康(2008)通过建立VAR模型对我国现阶段股市与居民储蓄之间的关系进行实证分析。指出股市交易额一方面能很好地反映股市,另一方面也能反映投资者的投资力度。
国外文献主要基于资本市场和银行系统比较发达的国家或地区对银行存款与股票市场关系展开研究的,不能完全解释我国的情况。国内研究实证分析虽然很多,但大多都是从居民储蓄存款的角度出发,运用各种计量方法分析该变量与股市之间的关系的,对其他存款与股票市场的关系缺乏分析。基于此,本文拟从分析储蓄存款的各组成部分变动率与股票收益率的关系入手,探讨和分析我国居民活期存款、定期存款及企业活期存款、定期存款的变动率与股票收益率之间的相互关系。
二、分析方法
1.数据平稳性分析
在时间序列分析中,数据通常被假定为平稳的。如果数据表现出随机游走的特性,则必须对其进行平稳化处理,否则运用不稳定数据作出的回归分析有可能是谬误回归。对数据稳定性的判定,实践中通常采用增广迪基-富勒(ADF)检验。
2.协整分析
协整分析就是在两个不稳定时间序列进行回归的基础上,对其残差序列εt进行ADF检验,看其是否为稳定数列。如果εt是稳定的,则可以认为两者间存在长期均衡的关系,即协整关系,否则就是谬误回归。
3.格兰杰因果关系检验
格兰杰(Granger)(1969)因果关系是指:如果两个时间序列变量x、y在包含过去信息条件下对y的预测效果要好于只单独由y的过去信息对y的预测,即加入变量x的滞后值有助于改进变量y的预测精度,则称x对y存在格兰杰因果关系。或者说,若变量x的滞后值在另一个变量y的解释方程式中其系数在统计上是显著的,则x是y的格兰杰原因。
如本研究欲检验股指收益率(LSTK)与银行存款变动率(SR)之间的相互关系,检验所用的模型如下:
因此通过上述模型,获得四种假设之一的结果,就可以检验股票收益率与银行存款变动率间的格兰杰因果关系。
三、数据来源及数据处理
本文采用2003年1月至2010年7月的月度相关数据,共计91个样本。其中居民存款、企事业单位存款包括定期与活期指标均来源于中国人民银行网站公布的《金融机构本外币信贷收支表》,股票指数(以上证综合指数为代表)数据来自中国证监会网站。
上述数据按环比方式计算各自的变化比率,即:变动率=(本期指标/前一期指标)-1。
各指标具体符号如下:LSTK――上证指数收益率、LL_JMHQ――居民活期存款变动率、LL-JMDQ――居民定期存款变动率、LL_QSDQ――企事业定期存款变动率、LL_QSHQ――企事业活期存款变动率。
四、银行存款变动率与股票收益率关系的实证检验
1.数据稳定性检验
在进行时间系列分析时,要求所用的时间系列必须是平稳的,否则会产生“伪回归”问题。在现实生活中,居民定期存款、居民活期存款、企事业定期存款、企事业活期存款等指标的时间系列通常是非平稳的,我们按前述公式:变动率=(本期指标/前一期指标)-1,对上述指标加以处理。经ADF检验发现,这些指标是平稳的。检验结果见表1。
格兰杰因果关系在5%水平上显著,说明存在由股票收益率到企事业活期存款变动率的单向影响。这一结果与子样本一的结论形成鲜明对照。我们认为,可能的解释是:股票全流通后,大小非股东出货套现的行为显著。
五、结论
本文对2003年1月至2010年7月的各种银行存款变动率与股票收益率之间的关系进行了分析,结果如下:1.居民定期存款变动率与股票收益率呈负相关关系,但统计上不显著,格兰杰因果关系是股票收益率影响居民定期存款,并在1%水平上显著,说明居民定期存款变化与股市涨跌互为消长。2.居民活期存款变动率与股票收益率呈正相关关系,但不显著。格兰杰关系不存在。3.企事业定期存款变动率与股票收益率的关系不显著。4.企事业活期存款变动率与股票收益率呈正相关关系,虽然不显著,但格兰杰因果关系显示存在从股票收益率到企事业活期存款变动率的单向影响,并在1%水平上显著。这一结果与存款与股票收益率呈负相关结论相矛盾。进一步将数据以股票全流通改革后的2007年6月为界限将数据分为两个字样本。子样本一显示:2003年2月至2007年6月股票收益率与企事业活期存款变动率呈负相关,格兰杰因果关系不显著,无方向性。子样本二显示:股权分置改革后,2007年7月至2010年7月,股票收益率与企事业活期存款变动率呈正相关关系,并且格兰杰因果关系在1%水平上显著,说明股票收益率对企事业活期存款变动率存在单向的影响关系。这一结果我们认为在一定程度上可以解释股票全流通后大小非出货套现的行为。
参考文献
[1]Levine,Ross,1991.Stock Msrket,Growth,and Tsx Policy[J].Journal of Finance,September:1445-1465.
[2]Bonser-Neal,Catherine and Dewenter,Kathryn,1999.Doed Financial Market Development Stimulate Savings?Evidence from Emerging Stock Markets[J].Contemporary Economic Policy,17:370-380.
[3]Devereux,Michael B,and Gregor W.Smith,1994.International Risk Sharing and Economic Growth[J].International Economic Review,35:3,August:535-550.
[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.储蓄存款与证券资产的投资选择及其若干效应分析[J].投资研究,1998(7):21-25.
[7]刘巍,徐颖.对我国居民储蓄存款因素的实证分析[J].南开经济研究,1999(5):
54-58.
[8]李洪慈.我国证券投资与居民储蓄存款间的替代效应分析[J].海南金融,1999(10):12-15.
[9]何德旭,高伟凯,王轶强.股票市场对居民储蓄的影响一个实证分析[J].数量经济技术经济研究,2002(11):9-12.
[10]张眠,张桂霞.我国城市居民储蓄与上证指数的变化实证分析[J].江苏统计,2003(10):12-15.
[11]熊其康.对我国居民储蓄与股市交易之间联动效应的实证研究[J].西部金融,2008(2):63-64.
本论文为2010年西安翻译学院科研课题“宏观经济变量与股票投资关系研究”(编号:10B19)之研究成果之一。
作者简介:
陈践(1964―),男,江苏无锡人,西安翻译学院经济管理学院商贸系主任,高级经济师,主要研究方向:宏观经济及证券市场。
［关键词］人口红利；经济增长；持续性
［中图分类号］F832 ［文献标识码］A ［文章编号］1005-6432（2011）13-0010-02
1 引 言
自1978年改革开放以来,中国已经保持了30多年的强劲经济增长。GDP增长率在1979―2009年平均为9.8%,其中,2007年增长率接近12%,虽然遭受美国金融危机的冲击,中国2008年和2009年的经济仍保持高增长,增长率达到9.6%和8.7%。
是什么支撑了中国经济的长期持续高增长？这种高增长的潜力有多大？中国在未来10年或更长时间里能否保持经济的持续强劲增长？
国内外学者对中国经济持续高增长问题的研究著作、论文如汗牛充栋,体制改革、资本积累、技术模仿、教育、贸易、全要素增长率等解释不一而足。不过,从人口红利角度分析经济快速增长的原因则是近几年的事情,人口红利一度成为关注的焦点。中国在过去30多年的经济增长中物质资本的影响占28%,劳动力数量的影响占24%,劳动力质量的影响占24%,人口流动或要素配置的影响占21%,其他因素(如管理水平等)占3%。研究第二次世界大战后新兴工业化国家和地区经济增长的学者指出,这些国家(地区)的高经济增长,主要归因于资本投入的增加、劳动参与率的提高和劳动力质量的改善,而非技术进步。劳动力的高参与率和较高的配置效率是中国经济增长的重要推动力量,劳动力对经济增长的这种促进作用就是人口红利。
近来对人口红利的关注又进一步深入,有研究指出,中国很快将走出人口红利阶段,2015年前后进入“人口负债阶段”。国际经济竞争力将随着廉价劳动力时代的结束而大大下降,未来的经济高增长将无法持续。
本文认为人口红利是改革开放以来推动中国经济持续高增长的重要原因,人口老龄化未必能使经济增长速度放缓,中国经济至少可以持续增长20年。
2 人口红利的概念
所谓人口红利,是指人口转型过程中出现的人口年龄结构优势导致的高劳动参与率,即总人口中劳动力人口比重较大,对一国经济增长的积极效应。人口红利期是指当生育率迅速下降、少儿抚养比例下降、总人口中适龄劳动人口比例上升,而老年人口比例达到较高水平之前形成的一个劳动力资源相对丰富的时期。目前,中国人口正值年龄结构较合理、适龄劳动人口比例较大,且农业劳动力大量剩余并有进一步转移的潜力的阶段,大量廉价农业剩余劳动力向城市非农产业转移,可为经济增长提供大量机会成本为零的劳动力要素投入。这种人口转型带来的促进经济增长的效应就是中国经济增长的人口红利效应。
最近,人口红利的概念又进一步得到扩展,分为第一人口红利和第二人口红利。第一人口红利是指由人口转变所导致的生产性年龄段的人口份额的增加,而人口总体负担相对较轻所带来的经济增长。即使假定劳动力生产率保持不变,劳动供给数量相对较高也意味着总产出同比例上升,同时充足的劳动力供给也能促进劳动密集型产业的发展。但是该人口红利期的效应短暂,持续时间为50年或稍长些。
第二人口红利则源于理性主体为了应对人口年龄结构的预期变化,而相应调整个人行为与公共政策。人口转变是一个长期过程,它既包含了个人生命周期的变化,也反映了代际更替关系。根据生命周期假说理论,消费者各阶段的消费水平取决于他一生的总收入,而不是当期收入,人们会选择一个接近其预期一生的平均收入水平的消费水平,且其长期储蓄水平将与生命周期紧密相关,因此,整个社会的储蓄率和人口结构变动密切相关。在生产效率较高的壮年阶段,其收入中用于储蓄的比例将明显高于其他阶段(比如养老金积累)。如果总人口中劳动年龄人口的比重大,那么,这部分人口的个人储蓄之和将有助于提高储蓄率。同时,劳动年龄人口的抚养比相对较低,他们所承担的抚育和赡养等经济负担较轻,从而减少了家庭支出,提高了家庭储蓄的比例。由此反映出在人口转变的特定阶段,因高比例的劳动年龄人口所带来的国民储蓄率升高和资本供给增加将对经济增长产生推动作用。
3 人口红利是中国经济持续高增长的重要因素
人口红利从三方面推动中国经济增长：第一,高劳动参与率。高劳动力比重意味着人口对经济增长的参与率高。第二,高储蓄率。改革开放以来,我国居民储蓄存款经历了几个显著的增长阶段。改革开放最初的10年,我国居民储蓄存款年平均增长率达到了30%以上,这一阶段是增长最快的时期。1989―1996年,进入第二个增长高峰期,存款余额年增长率达31.6%。1998―2000年,增长率开始一路下滑,甚至出现了负值,其主要原因是股市火暴促进了储蓄的分流,更多的资金从银行流入了股市。2003―2008年,居民储蓄存款冲破了几个大关：2003年9月首破10万亿元；2005年超过了14万亿元；2006年12月,突破16万亿元；2007年,17.25万亿元；2008年,21.79万亿元。按现价计算,2000―2008年年平均增长率达16.5%。第三,较高的劳动力配置效率。配置效率是相对于技术效率而言的。技术效率是指技术进步带来的效率提高,而配置效率是指在技术水平不变的条件下,现存资源的重新配置带来的效率。
当社会处于人口红利期时,由于人口结构较好,劳动力供给十分充足,同时,从事经济活动的人口不断提高带来了高生产率与高储蓄率,并因此导致了较高的资本积累。20年来,中国投资率一直居高不下,同样奇高的储蓄率也助推了这种高投资率。当然储蓄率高,部分的原因有养老保险与医疗制度不完善、中国文化对较高的储蓄水平的偏好等,但最重要的原因还是因为中国目前的“抚养比率”较低。所谓“抚养比率”是指不工作的孩子人数、老人数与工作人数之比。当家庭中孩子年幼、无工作时,家庭的储蓄率较低;当孩子长大,且自身也处于最佳创造期时,家庭的储蓄率较高;退休后,储蓄率则开始下降。因此,不工作的人越多(因为太小或太老),储蓄率越低,反之亦然。
虽然计划生育政策的长期效应以及中国人预期寿命的延长,将使人口红利这种较低的抚养比率因素逐渐消失,但在未来的10年甚至20年里,低抚养比率仍将持续,从而可以预计的是：储蓄率和投资率也将继续保持在一个很高的水平上。曾经有过的关于劳动年龄人口增长率的预测认为,中国的劳动年龄人口可以一直增长到2030年。
一般来说,当一个国家劳动年龄人口增长停止后,劳动力数量不足的问题会很快到来。但城乡二元结构使得中国的情况有很大不同,数量庞大的农村人口仍然能够在相当长的时间内为城镇提供劳动力资源。中国目前正处于快速城镇化的过程之中,如果按城镇人口每年增加一个百分点的速度计算,则城镇每年会新增1500万左右的劳动年龄人口。设想中国步入比较发达的阶段时大多数人口如70%的人会选择居住在城镇,则农村劳动力向城镇的转移还会持续20年以上的时间。因此,在可见的将来,我国似乎仍然拥有比较充足的劳动力供给。从劳动力供给来看,人口红利将继续推动中国经济的高速增长。
从人口红利对消费和储蓄的影响来看,劳动年龄人口增长停止或者说老龄人口比例增加在一定时期内并不必然带来储蓄率的下降,相反还有可能使储蓄率进一步上升。在老龄化的初级阶段,新进入老龄阶段的人往往都有较高的储蓄率和储蓄倾向,有人也因此把老龄化的初级阶段看成是第二次人口红利期。从这个意义上说,劳动年龄人口丰富的人口红利期结束并非人口红利的真正结束,只要能够发挥好储蓄的资金效率,让资本得到合理的回报,则第二次人口红利仍有可能为经济增长继续注入“活力”。
综上所述,人口红利将在相当长一段时间内成为推动我国经济持续增长的利好因素。我国经济目前正处于历史上最好的时期,同时也是人口红利回报最丰厚的时期。从今后20～30年的时间来看,我们不仅没有理由怀疑我国的经济增长会失去动力,相反,经济增长将会更加强劲。
4 最优化利用人口红利的建议
人口红利效应终将因人口自然增长率下降、劳动参与率降低而逐渐消失。但在不以人的意志为转移的客观规律面前,我们仍能有所作为,我们可采取一系列有效措施,提高劳动力素质、消除城乡劳动力流动障碍,减少劳动力闲置和浪费,促进劳动力资源的充分利用和有效配置,从而使我国人口红利的效应最大化。
由于历史和国情的原因,中国走的是一条依靠农业积累和廉价劳动力推动的工业化道路。短期看,劳动力的低成本可以支持经济的发展,但长期看,劳动力的低成本必然是低劳动力素质和低劳动生产率水平的反映,它无疑将阻碍经济的发展。所以应大力提高劳动力素质，以更好地支持经济发展。
为了经济的持续发展,应通过扩大就业,最大化开发尚存的人口红利,并加快人力资本积累。人力资本存量的提高意味着形成一个更具有报酬递增性质、更加可持续的经济增长源泉。并且,为了迎接人口老龄化冲击,中国需要通过扩大就业、加快人力资本积累和建立适合于中国国情的可持续的养老保障模式这三条途径来充分挖掘未来潜在的人口红利,推动中国经济持续增长。
经济增长的源泉应当从依靠良好的人口结构(即人口红利)转为以技术的创新能力为主。人口红利在生育率下降的过程中,终究会成为一个历史现象,调整政策延缓一点时间只是短期效应。从长期而言,需要依赖产业换代,依赖技术的创新能力,才可以长治久安。实际上,我们只有通过不断地科技创新和制度创新,才能不断地实现中国劳动力成本的增长,改变中国在国际市场处于低端产业低利润环节的局面,提高中国在世界市场上的竞争力,以实现中国经济的可持续发展。同时,提高劳动力成本,将有助于释放潜在的消费需求。资料显示,中国低收入家庭的消费倾向明显高于中高收入家庭。通过增加收入,大量的农村人口、进城务工人口和城镇低收入人口以及其他中低收入人口较高的边际消费倾向将加速消费品市场的启动过程。基础消费品的爆发式需求增长,新消费群体的各类时髦需求增长,居民消费观念的更新和消费结构的升级,将启动中国庞大的内需消费市场。
在保证了中国的自主创新持续增长力的同时,我们还应该从另外一个角度来正视后人口红利时代的社会安全和秩序问题。而建立健全的社会保障机制,将是我们这个社会发展的安全阀,只有通过它才能保证我们的经济能够在既有轨道上良好运行。在此前提下,我们再通过进一步将农村人口和农民工不断纳入社会保障体系,不断地充实社会保障基金。这样我们的社会保障就将会有一个较大的改善,在面对后人口红利时代的时候,就会更加的从容不迫。
参考文献:
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［6］钟水映,李魁. 中国人口红利评价［J］. 经济理论与经济管理,2009(2).
关键词：对外贸易；人民币升值；贸易顺差；收支平衡
通常一个国家在对外贸易中实现顺差，则说明了该国商品在国外市场具有一定竞争优势，顺差带来的外汇储备可使得该国的对外支付能力加强，同时增加对外债权。但我们也应当认识到，顺差的产生意味着出口获取的外汇并未实现同期的进口、对外投资、技术的引进。这种顺差只表现为国外银行的存款或者是购买外国债券，这样资金使用的收益率不仅低，还会加大本币汇率升值的压力。让本币升值，便会对随后的贸易产生不利的影响。而外汇储备的持续增加也会迫使货币管理当局投放更多的基础货币以维护汇率的稳定，造成国内通货膨胀。作为贸易伙伴的逆差国，更是会以长期逆差为借口，设置多种贸易障碍，要求顺差国减少出口或增加从逆差国进口。
所以，我们应该认识到，巨额的顺差不仅给国内的经济带来不利影响，也不利于经济的协调发展。自金融危机后，我国对外贸易环境恶劣，遇到各种针对我国出口产品的反倾销调查。引发的国际争议都指出人民币币值严重低估，纷纷要求人民币升值。理论上说，一国币值上升，使其出口商品在外国市场价格上升，不再具有价格优势，而从国外进口的商品则更加便宜，从而达到减小顺差的目的。但是，从数据来看，近年来我国贸易顺差虽然相比从前增幅减小，但仍无法改变长期顺差这一事实。我国对外贸易长期处于顺差的原因究竟是什么，人民币的升值能从根本上改变中国如今面对的不利外部环境么？
一、我国贸易差额的基本状况及形成原因
1.我国贸易差额的发展概况
中国原本经济落后，我国的贸易差额也并非一开始就处于顺差地位。从上世纪八十年代开始，仅实现了一年贸易收支平衡，两年有顺差，其余七年累计达到42.9亿美元的逆差。从1990年开始，除1993年为逆差，我国对外贸易实现了持续顺差。在2005年顺差额更是创造记录的达到了1018.8亿美元。仅管越来越多的人意识到平衡贸易收支的重要性，但是我国仍没有改变持续顺差的局面。2008年金融危机爆发，我国出口贸易受到严重影响，人民币不断的升值，无疑给出口行业雪上加霜。从2008年到2011年，贸易顺差逐年减少，但是，中国对外贸易总体保持着顺差，不仅加剧了人民币升值的压力，更是给了贸易伙伴国家以借口，对中国的出口设置重重壁垒。对长期依靠外需拉动经济增长的中国而言，持续的贸易顺差，对经济的健康稳定增长已产生负面影响。
2.我国贸易持续顺差的主要原因
（1）国际产业转移的影响
国际分工的变化导致国际产业的转移，在历史上，国际生产的中心先后产生的从欧洲到美国再到亚洲的转移。二战之后，生产力在科技革命的推动下得到飞速的发展，全球产业调整的步伐加快，发达国产纷纷实现产业的升级，伴随而来的便是制造业开始向发展中国家转移。20世纪90年代以来，资本主义利用经济全球化的发展加快的对外扩张，新的国际分工格局在这种背景下形成了。在这一时期，中国凭借劳动力成本的比较优势和较为优越的投资环境，吸引了大量外商来华投资设厂，开始了以劳动密集型为主的加工贸易。在随后的一段时期，国际制造业大量向中国转移，中国成为计算机、音响设备、玩具、家具等制造品的生产中心，而制造业的快速发展同时促进了出口贸易的快速发展，出口的不断扩大必然导致贸易的持续顺差。
（2）出口导向型发展战略是贸易持续顺差的重要原因
20世纪90年代以来，东亚新兴市场经济体转为外向型，大力实施出口导向型的发展战略，并且成功利用出口拉动了经济的快速增长。亚洲“四小龙”的成功经验证明，出口导向型发展战略是有利于实现经济的迅速增长和居民收入的快速提高。基于国外的成功案例，中国政府根据国内的实际情况，很快的实现了从计划经济向市场经济的转变，充分发劳动力成本的比较优势，大力发展出口导向型经济。政策的鼓励，对经济增长的贡献在当时确实很大，但是发展至今，我国的外汇储备和国际债权债务的情况已完全不同于当初，可是许多地方或部门，仍未改变观念，鼓励进口平衡安排的相应措施较为不足。这也是中国对外贸易持续顺差的一个重要原因。
（3）我国内需不足影响进口增长
我国提出扩大内需以推动国民经济增长的口号已经多年，但是成效缓慢。具体体现在中国的高储蓄利上。根据人民日报012年11月21日的相关报道指出：“中国的国民储蓄率从20世纪70年代至今一直居世界前列，90年代初居民储蓄占国民生产总值的35%以上，到2005年中国储蓄率更是高达51%，而全球平均储蓄率仅为19.7%。”早在2009年，我国居民储蓄余额已经超过18万亿元，人均储蓄超过1万元，储蓄率已经达到世界排名第一。除了传统消费观念造成中国储蓄率居高不下外，更重要的一个因素则是与对收入增长的预期不乐观有关，因对收入增长的预期不乐观使得大多数人对医疗、保障、住房等消费前景的担忧，进一步压抑了大多数人的消费欲望，消费品进口的增长也在一定程度上受到了限制。虽然我国贸易持续的顺差，但在出口的产品中，真正具有综合竞争力的产品较少，大多数出口产品都是依靠低价竞销，效益并不理想。
二、人民币升值没有改变我国贸易顺差的原因则说明了限制我国进口的原因，由此，中国持续顺差可以说和我国的需求和经济结构有关。
因此，我国持续顺差产生的原因很多，人民帀的升值不可能在短期内有效的调整我国贸易收支。实现贸易平衡。
三、实现贸易收支平衡的思路和建议
1.切实转变观念
要客观认识顺差的利弊以及我国的现实，面对外部环境的改变，产业转型是势在必行。应当充分利用国内外资源发展对外贸易，仅依靠大量出口劳动密集型产品不是长久之计，提高出口效益必须通过修订更加合理的相应政策法规，引导出口产业顺利转型，以实现贸易平衡发展。我们更应当认识到，依靠外资企业和加工贸易为主发展对外贸易，是不可能成为贸易强国的。
2.转变对外贸易发展的方式
通过鼓励国有企业和民营企业发展对外贸易，以改变外资企业在我国外贸中占据主要地位的局面；发展多种贸易形式，降低加工贸易在我国外贸方式中所占的比重；出口商品应当提高品质，打造属于中国的品牌产品。通过技术创新来加强我国自主创新的能力，实现从委托加工生产到自有品牌的生产出口的转变。
3.积极推进自由贸易区的谈判和建设
对待贸易摩擦和国外施加的压力，我们应当冷静对待，据理力争，以长远的眼光来处理每一个问题。同时，在与周边国家达成自由贸易的意向，或在与一些国家进行自由贸易区的谈判时，都应该在平等互利的基础上，积极推进，以利于双方共同努力，实现贸易收支平衡，减少不必要的磨擦。
4.加强出口管理确保统计数据的准确性
我们需要加强海关、外贸管理、外汇管理、银行、商品检验、运输管理等部门之间的合作，对进出口商申报的进出口贸易的真实性及其报价的可信性严格把关核实，以保证统计数据的准确性，从而更好的确认贸易差额的准确性。
参考文献：
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放松金融抑制
中央财经大学 李涛等
“金融抑制与中国城镇居民消费”
《经济研究》工作论文WP394号
中国居民消费率远低于其他国家，而金融抑制是中国居民消费水平低下、消费率持续下滑的重要影响因素。
理论上，金融抑制会导致消费增长率和未来消费水平下降，而对当期消费水平的影响则取决于财富效应和替代效应的相对大小。基于对微观家庭数据的分析，真实利率压低1%，消费增长率将下降0.287%，这解释了2000年以来中国消费增长率和GDP增长率差异的62.4%。
金融抑制降低了未来消费水平，也降低了当期消费水平，其财富效应大于替代效应。金融抑制导致居民财产性收入和预期可支配收入下降，进而降低居民消费水平，提高居民储蓄率。
金融系统改革是刺激居民消费、改善收入分配、实现经济发展方式转变的重要手段。在经济发展早期，金融抑制政策可能在一定程度上促进经济增长，但在经济发展后期将严重阻碍经济增长。
同时，金融抑制将导致国民收入分配结构不断从居民向企业和政府倾斜、居民内部收入分配不断恶化。而金融抑制也是中国经济周期的重要决定因素，是中国经济波动幅度较大的重要原因。
鉴于金融抑制是中国居民消费需求不足、消费增长相对缓慢的重要决定因素。所以，逐步放弃金融抑制政策、实现利率市场化不仅是刺激经济增长、降低波动、实现资源有效配置的手段，也是调整收入分配结构、刺激内需的重要方式。
目前，利率市场化的条件可能还未完全成熟，那么以利率市场化为市场准入基本前提，在加强金融监管的同时，放松中小金融机构准入、提高金融机构间的竞争程度，以市场竞争方式逐步实现利率市场化，或许是中国金融体系改革的现实选择。
制度
输入型制度变迁
麻省理工学院 Dorn Acemoglu等
“激进改革的后果：法国革命”
《美国经济评论》第101卷第7期
对制度改革而言，普遍存在两种情况：一种是国家内部进行制度设计，也就是由于国内矛盾而产生的改革；另一种是外部冲击，例如被殖民，由殖民者带来制度上的改革，这种改革往往通过强制实施殖民者自己的制度而无视被占领区的传统而显得非常激进。
激进改革通常意味着旧体制有巨大的负面后果。例如18世纪末19世纪初，欧洲的贵族寡头政治、对贸易和劳务设置的进入壁垒，以及其他要素市场的壁垒，阻碍了欧洲经济的发展。那么通过殖民形式而导致的激进改革，对经济又有何种影响呢？
通过对法国革命的研究，发现法国在入侵德国后，在其占领区强制实行了一系列激进的改革，例如实施法国的民法，终结封建制和贵族特权，使法律面前人人平等。
考察这些制度对城市化和经济增长的影响，发现并没有造成负面后果，相反这些制度带来的长期经济效应非常明显，极大促进了被占领区在19世纪后半期的城市化和经济增长。
观点
环境因素影响长寿
中国科学院院士曾毅
“中国老年人中家族长寿对健康的影响”
北大国家发展研究院简报第1017期
以往研究并没有从多个维度研究身体和心里健康的影响机制，但精神健康（例如负面情绪）和主观的幸福感（例如生活的满足感）对于评价健康与否同样重要。比如，相比年轻人，老年人出现焦虑或孤独的可能性更大，这种负面情绪会影响老年人的身体健康，并降低其生活的质量。
[关键词] 江苏省;熵值法;县域金融效率;测度预评价
[中图分类号] F640 [文献标识码] 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
县域经济作为国民经济的基本单元，是统筹城乡发展、化解“三农”问题、全面建设小康社会的关键和重点。经验表明：经济发展离不开金融的支持，县域金融对县域经济发展起到了不可替代的作用。特别地，县域金融效率作为衡量县域金融体系运行与金融资源配置水平的重要指标已经成为影响县域经济发展的关键性因素，受到人们越来越多的关注，逐渐成为学者们研究的热点问题之一。
纵观现有文献，对县域金融效率研究主要集中在内涵的界定、测度以及影响因素等问题的分析。在县域金融效率内涵界定方面，方五一和蔡淑琴[1]（2006）在分别对基于金融资源观（白钦先等，2001）、福利经济学（王振山等，2001）、制度经济学（李建军等，2003）以及金融要素功能（杨德勇等，1998）等四个视角的金融效率内涵进行梳理的基础上，对县域金融效率进行了定义，认为县域金融效率不仅应该具有金融效率的共性特征，同时应该具有县域经济的个体特征。进一步将县域金融效率分为县域金融功能效率、县域金融市场效率、县域金融管理效率三个层面。在对县域金融效率内涵界定的基础上，部分学者使用DEA法、指标体系法以及因子分析等方法对县域金融效率进行了具体测算。尹奥等[2]（2013）使用山东省2007―2011年县域数据，运用DEA法对山东省县域金融效率进行了测算，结果表明：山东省县域金融效率整体水平较低，表现出明显的地域性特征;胡冰[3]（2013）则对青海省县域金融效率进行了研究，研究后认为青海省县域金融主体严重缺位且效率极低，其中贷款发放环节效率低是制约欠发达地区县域金融机构运营效率的主要原因，并且尚未形成稳定的资本形成路径;岳金鹏[4]（2012）建立指标评价体系，使用因子分析法对安徽省县域金融效率进行了测度，进而分析了县域金融效率与县域经济发展之间的关系;黎翠梅等[5]（2012）建立指标评价体系对我国县域农村金融效率进行了动态分析。在对县域金融效率影响因素的研究方面，黄绪江[6]（2012）以湖北省嘉鱼县为例，探讨了金融供给与政策、中介以及市场等外部环境对县域金融效率的影响，进而提出改进的建议。
通过对已有县域金融效率研究文献的梳理，可以看到学者们对县域金融效率已经取得了较为丰硕的研究成果。本文主要借鉴已有研究成果，构建县域金融效率指标评价体系，采用熵值赋权法对江苏省县域金融效率进行了测度与评价。除引言外，本文其它内容主要包括：首先根据数据的系统性，全面性，可比性以及可获得性原则构建县域金融效率指标评价体系;其次在介绍熵值赋权法基本原理的基础上，根据指标体系与熵值赋权法所计算的权重对江苏省2012年48个县域的金融效率进行综合评价;最后得出研究结论并提出建议。
二、县域金融效率测度评价指标体系与熵值法
（一）县域金融效率测度评价指标体系的构建
县域金融效率指标是一个综合性指标，需要从多个层面进行衡量。参照方五一等[1]（2006）、黎翠梅等[5]（2012）以及周国富等[8]（2008）等学者金融效率指标评价体系，本文主要从宏观层面选择县域金融效率评价指标构建综合评价体系。具体包括储蓄动员率，储蓄投资转化率以及投资投向率三个一级指标，储蓄率、人均储蓄额、储蓄投资转化率以及存贷比等七个二级指标。如下表1所示：
表1 县域金融效率评价指标体系
（二）熵值法原理
众所周知，多指标综合评价方法较多，确定指标权重的方法也有所不同，归纳起来可以分为客观赋权法与主观赋权法两类。熵值赋权法作为客观赋权法中一种重要的方法，它能够反映出指标信息熵的效用价值。利用熵值赋权法所测算出来的权重值比德尔菲法与层次分析法具有更高的可信度[7]。
在信息论中，熵被用来度量变量的离散程度，指标的离散程度越大，表示该指标对综合评价的影响也越大。因此，熵值能够准确地反映出指标信息的效用价值。
假定评价对象样本为m个，n个评价指标。多指标评价矩阵为：X=（Xij）mn，其中Xij表示第i个样本中第j项指标的数值。首先使用公式fij=Xij /■Xij对数据进行无量纲处理（归一化处理）;其次，计算第j项指标信息熵值e与信息效用值d， ej=-k■fijLnfij，其中k=1/lnm，第j项指标的信息效用值dj=1-ej;再次，确定第j项指标的权重wj=dj/■dj;最后，根据熵值赋权法所确定的权重对评价对象进行评价。
三、江苏省县域金融效率具体测度与评价
（一）数据的收集与整理
根据《江苏省统计年鉴2013》的统计，截至2012年底，江苏省共有48个县（包括县级市，不含市辖区）。本文以该48个县域作为研究对象，收集并整理48个县域的GDP、GDP增量、居民储蓄额、年末金融机构存款总额、贷款总额、人口数以及资本形成总额等数据。需要说明的是，由于缺少县域资本形成总额数据，本文使用县域固定资产投资额代替。GDP增量由县域第一产业GDP增量、第二产业GDP增量以及第三产业GDP增量相加之和得到。
（二）指标信息值与权重
根据收集整理的2012年江苏省48个县域相关指标数据，利用熵值赋权法原理，确定储蓄率、人均储蓄额、投资储蓄转化率等七个指标的信息熵，进而确定七个县域金融效率指标各自的权重。具体结果如下表2所示：
表2 2012年江苏县域金融效率评价体系权重
数据来源：根据计算所得
（三）测度与评价结果
根据表2中所确定的指标权重，分别计算江苏省48个县域金融效率的综合得分，如下表3所示：
表3 2012年江苏县域金融效率评价综合得分
数据来源：根据计算所得
在表3中可以清楚地看到：（1）江苏48个县域中，昆山市金融效率综合评分达到0.72，居全省第一。综合得分在0.5以上的县域共有4个，占比为8.3%。综合得分在0.3以上的县域为8个，占比为16.6%。综合得分在0.2以上的县域为31.3%。综合得分在0.2以下的县域占比为68.7%。整体来看，江苏省县域金融效率较低;（2）江苏县域金融效率呈现出较为明显的地域差别，苏南，苏中到苏北县域金融效率依次降低，并且差距较大。（3）个别县域与县域金融效率之间差距特别巨大，昆山市与泗洪县金融效率差距为0.6377。这些现象均值得关注。
四、结论与建议
研究后发现：江苏省县域金融效率特别是苏北地区县域金融效率整体较低，苏北地区县域金融效率综合得分在0.15分，存在较大的提升空间。苏南地区县域金融效率较高，昆山市、张家港市、常熟市以及江阴市的综合评分均达到0.50分以上，其中昆山市高达0.72分，居全省之首。
如何提高苏北与苏中地区县域金融效率以及缩小县域金融效率之间的差距？本文认为主要可以从进一步加快县域经济发展、健全完善竞争性县域金融市场以及改善县域金融生态环境等方面解决问题。首先，县域金融效率的提高最终依赖于县域经济的发展，县域经济的发展会促进县域金融效率的提高。在新型城镇化建设背景下，苏北县域地区应该抓住机遇，加快经济建设步伐，使本区域经济上一个新台阶，进而促进县域金融发展，提高县域金融效率;其次，在健全完善竞争性县域金融市场方面，适当放宽某些县域金融市场准入门槛，适度放松对县域金融市场的监管，形成竞争性县域金融市场，促进县域金融机构之间的竞争，从而提高县域金融效率;最后，在改善县域金融生态环境方面，金融发展离不开良好的外部经济环境，主要可以从优化宏观经济环境、行政环境、司法环境以及信用环境等方面着手，着力加强县域金融生态环境建设，为县域金融发展提供良好的环境基础。
[参 考 文 献]
[1]方五一，蔡淑琴.县域金融效率的内涵及其指标体系――县域金融效率问题研究系列之一[J].商业研究，2006（14）：10-15
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关键词：产能过剩；消费能力；消费预期；消费意愿
中图分类号：F120.4 文献标识码：A
文章编号：1000176X（2014）03008208
一、引 言
国际金融危机以来，我国产能过剩呈现出新的特点： 从潜在阶段性过剩转变为实际和长期性过剩，从低端局部性过剩转变为高端全局性过剩，产能过剩问题非常严重[1]。为化解产能过剩矛盾，中央政府出台了一系列政策，如，通过完善财政分权制度、建立问责制等方式抑制地方政府的投资冲动；通过审批、环保、信贷等环节的调整进一步完善我国的产权制度，并制定严格的监督机制[2]，防止产能进一步扩张；通过兼并重组和名单制淘汰落后产能；通过基础设施投资和提高城镇化率消耗过剩产能；通过激励政策，鼓励有能力的企业“走出去”在境外设厂，进一步扩大产品出口转移产能；等。但直至2013年上半年，我国产能过剩矛盾不仅没有缓解，反而呈现愈演愈烈之势：工业企业亏损面扩大（有些行业出现行业性亏损），盈利能力下降，投资收益率甚至低于银行贷款利率；中央财政收入由曾经20%多的增长率下降到目前的个位数，甚至出现负增长，地方财政收入也出现大幅回落；银行不良贷款率不断攀升，金融风险正在由隐性变为显性；经济结构失衡问题仍然严峻。
产能过剩问题是由供需失衡所致，解决的路径是：在有效需求一定的情况下，减少产能；在产能一定的情况下，增加有效需求；减少产能扩张，同时增加有效需求。我国政府一直致力于从供给层面治理产能过剩，但从长期看，过度抑制或减少供给量，经济会出现大幅下滑，对充分就业也会产生较大的负面影响，所以，增加有效需求是化解产能过剩矛盾的大计。有效需求主要包括净出口、投资与消费三个层面。近年来，西方主要经济体的经济增长裹足不前，贸易保护主义抬头，同时，由于长期以来我国对外贸易以加工贸易为主、一般贸易为辅，产品以低成本为主要优势，差异化程度低、可替代性强，在全球金融危机背景下，依赖出口增加有效需求的动力明显不足；在外需萎缩的情况下，我国主要采取大规模的投资，特别是政府投资增加有效需求量，但投资的快速增长带来的是中间需求，过度的投资形成的产能，如果不能进入消费形成最终需求，只会加剧产能过剩矛盾。同时，我国经济发展的经验和教训已经证明，通过固定资产投资高速增长进而增加有效需求的空间已越来越小，保持适当的投资增长速度才是正确的选择。
考虑到我国当前经济形势，发展消费推动型经济，通过扩大最终消费增加有效需求，是化解产能过剩矛盾的明智选择。提振居民消费一方面可以发挥消费对出口减少的抵补作用，降低外需萎缩对我国经济发展的负面影响；另一方面可以通过消费将投资形成的中间需求转化为最终需求，发挥消费对经济循环的促进作用，可以重塑我国投资、消费与净出口之间的均衡格局。因此，提振居民消费对于化解产能过剩矛盾并拉动经济均衡增长均具有重要意义。
二、文献综述
19世纪初期到20世纪中后期，消费不足理论在西方盛行。经济学家，如梅特兰、马尔萨斯、西斯蒙第、霍布森、福斯特、卡钦斯以及莱德勒等，均是消费不足理论的倡导者，认为消费品需求不足是引起产能过剩进而造成经济危机的主要原因，化解产能过剩的重要工作之一便是通过经济手段增加消费需求。其中，梅特兰在《公共财富的性质和起源的研究》中提出储蓄是生产和消费流通过程中的流出量，由于消费决定生产，因此储蓄不仅意味着消费的减少，也意味着生产和未来收入的减少，如消费减少的同时生产增加，则会造成产能过剩危机。西斯蒙第在《政治经济学新原理》中强调，自由竞争与技术进步使生产的无限扩张成为可能，但同时不公平的收入分配制度导致财产过度集中在少数人手中，占国民大多数的劳动者的收入则相对不足，从而使消费市场逐渐低迷，最终破坏生产和消费的平衡，导致产能过剩的经济危机。马尔萨斯在《政治经济学原理》中强调，如若供给量增加而需求量未得到相应增加，生产规模的扩大就会存在可持续性问题，最终造成产品过剩。霍布森、福斯特和卡钦斯等都认为，过多将现时收入用于储蓄，使得消费的比重过低，导致生产与消费之间的平衡被打乱，最终导致产能过剩而引发经济危机。 其中，霍布森进一步分析了过度储蓄的根本原因在于收入分配的不均等。莱德勒认为，提高工资同时保证储蓄的降低，则可以使得消费增加，消耗过剩产能进而带动新的消费品与资本品生产，促进繁荣的延续。此外，阿夫坦利翁、凯恩斯虽然不是消费不足理论的倡导者，但两者的学术观点与消费不足理论不谋而合。其中，阿夫坦利翁在《产能过剩引起的周期危机》中提出了“加速原理”，认为消费品的缺乏是促进资本品生产的重要原因，由于资本品的生产需要经历较长时期，因此消费品产量获得增长之前必须经过一个漫长的时期，最终使得资本品的生产受到过度的刺激，导致产能过剩。而凯恩斯在《通论》中使用“消费倾向”创造了经济分析工具，也与消费不足理论具有很高契合度。到20世纪后半期，西方国家依旧存在产能过剩问题，不过其产能过剩问题基本是经济周期的结果，并不严重，加之西方国家经济发展水平较高且市场机制较为完善，近年来研究成果多倾向于建议在企业微观层面通过科学管理化解产能过剩。同时，由于西方国家信贷消费发达，居民消费长期处于较高水平，通过进一步提振消费来化解产能过剩的建议则越来越少。
1997年，伴随着东南亚国家的金融危机，产能过剩问题开始在我国显现。近年来，随着产能过剩问题的严峻性日益加重，如何有效化解产能过剩也成为我国学者研究的热点问题。很多学者建议通过改革财税体制、产权制度，完善产业进入和退出机制，调整产品及产业结构等途径化解产能过剩。关于消费是否可以化解产能过剩这一问题，还没有专门、系统的研究，但林毅夫等[3]、周劲和付保宗[4]、周业和盛文军[5]、周学仁和李东阳[6]以及曹海霞[7]等在相关研究中有所涉及，均认为增加消费可以在一定程度上化解产能过剩矛盾。其中，林毅夫等 [3]提出增加消费和国内就业等政策，只有有力执行，才可以起到化解产能过剩的作用。周学仁和李东阳 [6]认为，我国风电设备、光伏生产等新兴行业产能过剩的主要原因是国内配套产业发展不足，着力扶持相关配套产业发展，以增加国内对风电设备、光伏产品的需求，是我国治理新兴行业产能过剩的最优选择。林美芬 [8]认为，改变政府主导投资的局面，充分发挥市场自我调节功能，同时提振居民消费，是化解我国产能过剩矛盾的重要手段。陈乐天 [9]认为，我国2008年以来的产能过剩是因为消费升级导致的长期性产能过剩，应该着重挖掘消费滞后的农村消费需求，从需求端化解产能过剩矛盾。此外，陈娟等 [10]、马晓河和胡拥军 [11]、许善达 [12]、滕泰和冯磊 [13]等认为消费总量偏低、消费结构升级是造成我国产能过剩的重要原因之一，间接证明了提振消费可以化解产能过剩矛盾。
三、研究机理
经济循环（如图1所示），简而言之，就是“资本―产能―产品―资本”的循环：资本通过投资形成产能，企业利用生产经营技术进行产品生产，产品通过消费、出口形成新的资本，资本进入新一轮的经济循环中创造更多经济利润。分析经济循环机理，不难得出结论：只有保证投资的充足性与效率，提高企业的生产经营管理水平，确保消费市场与出口市场中有效需求的活跃，才能使经济循环体系高速、高效运行，才能保证经济持续、健康、稳定增长，最终实现经济与社会的可持续发展。
图1 经济循环机理图（简图）
目前我国经济发展不均衡：一方面，我国投资主要为政府主导型外生性投资，投资总量偏大同时投资结构不合理，投资效率较低。为实现宏观调控目标，政府往往通过政策调整对一些行业进行大力度地支持或限制，因此，在政策导向下，投资容易集中流向某一行业[14]；另一方面，我国居民消费不足问题与消费升级加快现象同时存在。由于可支配收入水平偏低、社会保障体系不完善等因素，致使居民消费能力下降的同时消费预期上升，因此居民当期消费意愿持续降低，消费支出不断减少，导致消费不足。同时，随着生活水平提高，居民尤其是高收入群体，对产品服务的要求不断提升，消费升级不断加快导致一些产品失去市场，迅速被淘汰，造成产品积压等问题。此外，由于2008年国际金融危机的冲击，近年来贸易摩擦的增加、贸易保护主义抬头，以及我国劳动力成本的不断上升，我国出口优势逐步丧失，出口量不断降低。投资、消费、出口发展不均衡，导致经济发展不均衡，其最直接、最严重的后果之一便是产能过剩。
我国产能过剩问题的形成机制可描述为：在“投资驱动型”经济发展方式下，鼓励投资的优惠政策不断增加，因此投资成本持续降低，在逐利动机作用下，企业投资冲动大幅增加。与此同时，由于我国市场机制不完善，加之消费市场低迷，消费引导投资走向的作用逐渐失效，造成投资决策信息缺失。在投资冲动增加与投资决策信息缺失的共同作用下，我国投资规模不断扩大，同时，投资结构失衡与投资效率降低的问题日益突出。结构失衡、效率低下的投资增加，必然意味着产能的过度增长，即供给的过度增长；而由于近年来全球金融危机与我国劳动要素成本上升的影响，我国出口量急剧降低，加之长期以来我国居民消费总量偏低，有效需求明显不足。供给的持续增加与有效需求的长期不足，导致产品积压和生产线闲置，最终导致产能过剩。
造成产能过剩矛盾的主要原因有两点：一是来自于供给层面的投资过多和投资结构失衡[15]；二是来自需求层面的居民消费升级加快，同时消费不足、出口减少。产能过剩的结果则主要表现在生产线闲置和产品积压两个方面。由于投资过多和投资结构失衡，导致一些行业产能扩张过快，产能供给大于市场需求，造成资源的闲置浪费，这些行业可通过并购重组、淘汰落后产能等方法化解产能过剩，但对由于居民消费升级加快或消费不足、出口减少而导致的产能过剩，在国际贸易环境不确定性大、可控性小而复苏较慢的条件下，则应主要通过提振居民消费，在需求层面化解矛盾。
消费的增加可以有效降低我国产能过剩并防止其进一步加剧，在化解产能过剩矛盾方面具有积极作用。居民消费增加，尤其是相对滞后的农村居民消费的增加，可以消耗掉由于产能过剩而形成的大量产品积压，进而降低当前产能过剩的严峻性。一方面，可以向市场传递信号，避免资金流向市场已经饱和的行业，改变我国由于市场机制不完善而造成的投资结构不合理、投资效率偏低的现状，进而防止产能过剩在未来进一步加剧；另一方面，消费通过加快投资到资本的转化促进经济循环，通过抵补出口的减少和引导投资方向调整我国经济结构失衡的现状，可以促进我国经济均衡发展，进而拉动经济增长。投资具有供给与需求双重属性，在基本建设阶段投资主要体现需求属性，通过对设备、材料的需求可以在一定程度上化解过剩产能矛盾，而在项目建设完成则主要体现供给属性，形成产能供给，加剧产能过剩，因此投资在短期内同时具有加剧与化解产能过剩的双重效果。但由于投资没有自循环功能，不具有将产能转化为资本的能力，不能带动经济循环，因此，从长期看，投资增加最终造成产能扩张，只能加剧而无法化解产能过剩矛盾。只有消费与投资相匹配，通过消费将投资形成的中间需求转化为最终需求，使得经济循环体系中最基础的一环――产品到资本的转换速度加快，提高资金利用率，带动经济体系高速运行。同时，居民的消费偏好通过传导机制影响企业投资方向，在避免资金向产能过剩行业流动的同时也可以引导资金流向尚有市场空白、更有市场发展前景的行业，间接加快我国产业结构改造与升级。
四、居民消费影响因素的经验研究
1.变量选取
我国正处于经济转型期，并没有一个确定的消费理论作为我国消费理论的基础。但无论是弗里德曼的永久收入理论、凯恩斯的绝对收入理论，还是预防性储蓄假说、相对收入消费理论，都能在一定程度上解释我国消费不足的成因。
相对收入消费理论是由美国经济学家杜森贝里于1949 年提出的，包括消费的示范效应和棘轮效应。其中，示范效应是指居民消费支出受到现期收入、过去消费以及收入水平的影响，同时，周围人的消费行为也对居民消费产生影响。棘轮效应是指短期消费函数曲线就像棘轮一样，对消费的下降起着阻滞作用，当收入增长偏离长期的趋势时，短期边际消费倾向小于长期边际消费倾向。收人增加则消费会随之迅速增加，而当收入减少时，在示范效应和棘轮效应共同作用下，消费减少则相对较小。因此，收入增加对消费增加作用较大，提高收入是稳定提高消费的根本。
预防性储蓄假说最早可追溯到费雪和弗里德曼的研究，这一理论在吸收了理性预期思想的基础上，将不确定性引入分析框架，从而在更一般的意义上考察了消费者的跨时优化选择行为。该理论认为，不确定性与财富积累之间具有相关性：风险厌恶的消费者为预防未来不确定性而进行储蓄（这种不确定性主要是由收入的波动以及社会保障体系的完善度等因素造成的），储蓄不仅仅是为了在生命周期内配置资源，还是为了对不确定性加以保险。所以，收入波动愈大、社会保障体系愈不完善，则不确定性越大，在这种情况下，预防性储蓄的增加额越多，过度敏感性也表现得更加突出，进而导致消费支出额大幅下降。
此外，根据习惯形成理论，消费者过往的行为和经历通过反复刺激会在消费者心中形成一定的习惯，进而影响消费者对于外部刺激强度的反馈。不同于政府消费，居民消费作为一种纯粹的个体决策行为，在很大程度上会受到消费者决策心理和行为习惯的制约与影响，在较为特殊的情况下，这种内在因素的作用甚至会超过收入变动对消费的影响。因此，作为反应居民消费意愿的重要方面，消费习惯也是影响居民消费的重要因素之一。
经济计量研究始于经济学中的相对收入消费理论、预防性储蓄假说以及习惯形成理论，本文认为居民可支配收入、社会保障与就业支出及居民前期消费等三个因素是影响我国居民消费的主要因素。
2.数据来源与处理
本文数据主要来源于中经网统计数据库、国家统计局网站以及中国统计年鉴。因数据指标起始年份均为1980年而只有部分数据终止年份为2012年，考虑到数据分析的一致性，本文全部数据样本区间为1980―2011年，样本容量为32。
在进行实证分析之前，为保证统计口径的一致性，本文对部分数据进行处理：（1）对城镇居民人均可支配收入与农村人口人均纯收入进行了处理，分别乘以相应的城镇人口总数和农村人口总数后求和并换算为以亿元为单位的数据。（2）为剔除价格因素的影响，本文分别对消费支出、社会保障与就业支出、居民可支配收入总额等基础数据进行了处理，用相应数值除以消费者价格指数，得到具有可比性的数据。（3）社会保障与就业支出的统计口径存在差异，1980―2006年的数据为社会保障支出，2007―2011年的数据为社会保障与就业支出的总和，因就业支出在社会保障支出中所占比例较小，此部分未作相应处理，由此可能造成实证结果存在少许误差但在可接受范围内。
3.实证检验
（1）探索性分析
图2 变量趋势图
对居民消费支出（C_expenditure）、居民可支配收入（Disposable_income）、社会保障与就业支出（S_expenditure）这三个影响我国居民消费的主要因素做趋势图（如图2所示），其中左侧坐标轴代表消费支出与居民可支配收入，右侧坐标轴代表社会保障与就业支出。图2表明，居民消费支出、居民可支配收入、社会保障与就业支出三者之间具有一致的趋势，可能存在一定的线性关系，因此适于建立多元线性回归模型。
（2）滞后阶数选择
利用Eviews软件确定模型适合的滞后阶数，数据分析结果表明一阶滞后较为合理，如表1所示：
表1模型阶数选择标准（1980―2011年）
4.经验分析
实证结果表明，居民消费支出受到居民可支配收入、社会保障与就业支出以及居民消费习惯的影响很大。其中，居民可支配收入、居民消费习惯与居民消费支出正相关，而社会保障与就业支出和居民消费支出负相关。本文认为制约居民消费潜力释放的主要原因集中在以下三点：
（1）可支配收入偏低且差距过大
实证研究结果表明，居民可支配收入与居民消费支出正相关：居民可支配收入增加，则居民消费支出随之增加；居民可支配收入减少，则居民消费支出随之减少。居民消费支出变动幅度受到居民储蓄倾向等因素的影响，但总体而言，居民消费支出与居民可支配收入同向变动。
较改革开放前，我国居民收入的绝对水平明显提升，而相对于经济发展水平，我国居民的收入水平则仍然偏低。国家统计局2011年的统计数据表明，我国城市居民的恩格尔系数约为35%，农村居民恩格尔系数为41.10%，与发达国家相比，
在20世纪90年代，美国恩格尔系数就已达到16%，同期，欧洲、日本、加拿大的恩格尔系数处于20%―30%。我国居民的恩格尔系数偏高，说明我国居民收入水平偏低。进入20世纪以后，发达国家的分配率
分配率：在经济学中指劳动者工资总额占GDP的比重，是衡量国民收入初次分配公平与否的重要指标。一般介于54%―65%之间，如日本1999年分配率为54.18%，美、德、英三国2000年分配率分别为58.31%、53.84%和55.27%， 日、美、德、英等国分配率数据来自新浪网：http：//.cn。而我国分配率一直偏低，平均水平在10%―17%之间。我国分配率长期处于较低水平，说明国民收入的初次分配不公平现象严重。此外，按照国际经验， 在北欧，很多国家认为，当基尼系数超过0.30，已经表明居民收入差距偏大。基尼系数达到0.40表示收入差距较大。目前，世界上主要发达国家的基尼系数一般在0.24―0.36之间，国家统计局公布的数据显示，我国2012年的基尼系数为0.47，高出0.40这一警戒线（如表3所示）。一些经济研究机构的基尼系数甚至远高于统计局数据：北京师范大学2007年调查数据表明，我国基尼系数已由0.48上升到0.52―0.53；西南财经大学的调查数据则显示，我国家庭2010年的基尼系数为0.61。虽然上述数据存在较大差异，但均表明在近十年的时间里我国基尼系数一直处于高出警戒线的偏高水平，说明我国居民收入差距过大。
表3说明，我国居民可支配收入水平偏低且差距过大。可支配收入水平的高低直接决定了居民消费能力的高低，我国居民可支配收入水平整体偏低，必然导致我国居民消费不足。此外，由边际消费倾向递减理论可知，高收入群体边际消费倾向低于低收入群体（2011年统计数据显示，我国城镇高收入家庭的边际储蓄倾向高达46.90%，边际消费倾向只有53.10%，而城镇低收入家庭边际消费倾向高达90.30%，边际储蓄倾向只有9.70%[16]。）。我国低收入群体占居民的大多数，他们虽然具有消费意愿但是消费能力偏低，可见，收入差距较大也是造成我国居民消费整体水平偏低的重要原因。
综合上述分析内容，同白重恩[17]、方福前[18]、付文林[19]、娄峰和李雪松[20]等学者研究成果相近，本文认为可支配收入水平偏低且差距过大成为制约我国居民消费的最重要因素之一。
（2）社会保障整体水平低且均衡度差
实证结果同时表明，社会保障与就业支出和居民消费支出负相关。即，随着社会保障与就业支出的增加，居民消费支出反而降低，这一结果与本文预期和多数已有文献的实证结论不同。但本文结论也被部分研究成果所证明，如纪江明 [21]认为，我国社会保障制度的地区差异，使得本应促进社会公平的社会保障，变成了导致社会不平等的来源，最终导致中西部地区居民、农村地区居民以及社会弱势群体消费支出的下降。白重恩等 [22]的研究表明，在给定缴费前的收入水平以及养老保险覆盖状态时，提高养老金缴费率会显著抑制缴费家庭的消费，另外，养老保险缴费负担对总消费的影响主要也是负面的。上述研究成果或直接或间接地说明了社会保障与就业支出可能对居民消费产生挤出效应。
在财政分权体制下，居民教育、医疗和养老等保障责任主要由地方政府承担。依据国家统计局2007―2011年数据计算，5年间，地方政府财政决算收入中约80.36%来自税收收入，19.64%来自非税收收入，同样在2007―2011年5年间，社会保障与就业支出占地方政府决算支出的比重仅为12.50%。在福利较好的发达国家，社会保障支出要占到财政支出的50%左右，即使在新兴工业化国家这个比例也达到了30%以上，而我国12.50%这一比例明显偏低。由于我国财政收入主要通过税收方式实现，税收降低了居民可支配收入，挤占了居民当期消费；与此同时，政府对于社会保障的投入水平却没有显著提高，致使居民不得不提高适意储蓄
适意储蓄：家庭基于对未来不确定预期而进行的最低储蓄。水平进行风险防范，进一步降低了居民消费水平。因此，在我国现行体制下，社会保障与就业支出的增加对居民消费具有挤出效应。
另据国家统计局2011年相关数据计算，2011年我国东部地区（9个省，3个直辖市）政府的社会保障与就业支出均值为930.25元/人年。其中，人均社会保障与就业支出水平最高的上海市为1 778.87元/人年，最低的地区福建省为497.10元/人年。同属京津冀经济圈的北京市和天津市也具有较大差距，分别为1 757.70元/人年和1 242.36元/人年，而作为东部地区人口大省的河北省和辽宁省则分别为533.68元/人年和1 499.79元/人年，二者相差约60.75%。我国社会保障与就业支出地区投入不均等现象十分严重，社会保障水平较低的地区，政府的社会保障投入难以实现对居民未来风险的防范，居民不得不自己承担相应责任，进行预防性储蓄，在一定程度上挤占居民消费，最终使得社会保障与就业支出对居民消费支出产生挤出效应。
（3）居民保守型消费观与消费环境恶化
居民消费习惯与居民消费支出正相关，这一结论表明居民前期消费行为对未来消费行为具有显著影响，并且这种影响使得居民在过去和未来的消费选择行为中呈现趋同趋势。在消费者收入水平、家庭经济状况等不发生重大变化的前提下，如果消费者过去表现为保守型消费，则在未来可能同样趋向于进行保守、谨慎性消费；如果消费者过去表现为冒险性消费，如进行借贷、信用卡消费，则在未来很可能同样会进行冒险性消费。
我国家庭资产匮乏且商品市场不发达，使得家庭对资产积累的偏好增加[23]，同时，由于长期受到儒家传统文化的熏陶，节俭、保守的消费观在我国普遍存在。我国大部分居民，尤其是农村居民，更倾向于将收入进行预防性储蓄以备将来不时之需而非改善当期生活水平。进行预防性储蓄是对未来风险的有效规避，但是以降低当期生活水平为代价而进行过度储蓄，则会降低应有的生活品质。来自中国统计年鉴的数据表明，截至2011年，我国城乡居民储蓄余额已接近4万亿美元，储蓄率高达51.04%。比我国富裕得多的欧美地区国家的同期储蓄率普遍在20%左右并长期维持稳定水平，同属东亚文化圈的韩国的储蓄率为32.42%，而我国香港的储蓄率也只有27%，远低于51.04%。我国储蓄率居高不下的原因有很多，社会保障体系不完善是其中一个原因，在多种因素共同作用下而形成的过于保守、谨慎的消费观也是一个主要因素。
此外，近年来我国食品、药品质量和安全问题频出，产品以假乱真、以次充好以及景点宰客等现象严重，国内消费市场秩序混乱，使得居民对国内产品与服务的信心大幅下降。同时，随着居民生活水平的提高，我国居民消费层级不断提升，但国内产品依旧实施以量取胜、以低价取胜战略，研发、创新投入不足，产品不能满足居民日益提高的创新性需求以及个性化需求。居民对国内消费环境不满意，对国内产品认可度不断降低，这种消极态度不断被强化，使得居民形成延期消费或者到国外消费的习惯，最终造成国内消费市场低迷。
五、结论与政策建议
提振居民消费是化解产能过剩矛盾并拉动经济增长的重要手段，上述模型为提振居民消费提供了思路：首先，可以通过增加居民可支配收入提高居民消费能力；其次，可以通过完善社会保障体系稳定居民消费预期；最后，可以通过提倡理性消费观并改善消费环境，增强居民消费意愿。上述举措的实施将有效提高我国居民消费水平，进而实现消费对产能过剩的化解和对经济增长的拉动。
1.提高居民可支配收入，以提高居民消费能力
高收入群体的边际储蓄倾向高而边际消费倾向低，因此从提振居民消费角度来说，提高可支配收入应主要关注城镇居民中的工薪阶层、广大农村居民以及农民工三个群体。首先，应以劳动资本市场供求状况和企业经济效益为基础，完善工薪阶层的工资决定和增长机制，保证工薪阶层的劳动报酬增长与劳动生产率的提高和企业利润的增加同步。其次，通过完善现有良种补贴、农机设备购置补贴等农业补贴政策，扩大农业保险保费补贴范围，稳步提高重点粮食品种最低收购价等方式提高农村居民纯收入水平，并通过落实土地财产权和集体林权制度改革增加农村居民财产性收入。最后，应通过提高农民工收入水平，加大对农民工群体的补贴力度等方式提高农民工可支配收入。
2.完善社会保障体系，以稳定居民消费预期
完善的社会保障体系，有利于稳定居民支出预期，增强居民消费信心，进而提振居民消费。本文认为由于我国社会保障投入不足且不同区域社会保障体系的完善度不同，造成了社会保障支出对居民消费的挤出效应，因此从提振居民消费角度看，政府应出台政策措施逐步消除不同地区之间社会保障制度的差异，尤其应加大农村地区在教育、养老及医疗三方面的社会保障投入力度。首先，在教育方面应该保障全面落实九年义务教育的免费政策，并加大本科、职业学校等高校对家庭经济困难学生的补助力度。其次，通过增加养老保障基金的社会筹集渠道并完善社会养老保障基金投资、运营和监管制度，健全新型农村社会养老保险制度。最后，增加合作医疗筹资渠道，改进农村现有的医疗保险制度，提高补助标准并稳步推进新农合由大型医院到正规门诊的全面统筹。
3.提倡理性消费观并改善消费环境，以增强居民消费意愿
增强居民消费意愿以提高居民消费总量，应从内部消费观引导与外部消费环境改善两方面入手。一是从内部着手提倡理性消费观。应加强对居民消费观形成的引导、教育工作，宣传适度储蓄、理性消费的正确观念，既不提倡过度储蓄，也坚决反对盲目消费外国奢侈品。二是从外部着手改善居民消费环境。政府一方面应该增强食品、药品安全管理的规范性，并加大对于食品、药品犯罪以及参与假冒伪劣商品生产、销售人员的惩处力度；另一方面应该加大研发、创新投入力度，大力开发、培育旅游消费、文化消费和节能绿色消费等新型消费产品，培育新的消费热点。通过上述手段改善国内消费环境并提升国产品牌形象，增加居民对国内产品和服务的信赖感与认可度，增强居民消费意愿，提高我国居民在国内的消费总量，提振国内消费进而化解产能过剩矛盾并拉动经济增长。
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A Research on the Path to IncreaseChinas Consumption
――Based on the Perspective of Resolving Overcapacity
宽松的货币政策能否明显刺激消费。从理论和实证两个方面对货币供应量增加对居民消费的刺激是否明显进行了研究。
关键词:货币供应量;增加;明显;刺激;居民消费
中图分类号:F8
文献标识码:A
文章编号:1672-3198(2010)05-0070-02
1 国内外研究综述
目前国内外直接研究我国货币供应量增加对居民消费刺激效果的文章很少,沈巍伟、兰天(2008)在论文《我国货币供应量与经济增长关系的实证研究》中利用1980年～2007年的年度数据,证明了我国货币供应量与社会消费品零售总额之间存在显著的正相关关系;张霓(2006)在论文《我国货币供应量对宏观经济影响的实证研究:1993-2004》一文中分析了各层次货币对不同经济变量的影响,在运用向量自回归模型时,用一个方程分析了各层次货币对各经济变量的影响,其中涉及到各层次货币对社会消费品零售总额的影响。
2 货币供应量对居民消费刺激的理论分析
目前直接研究货币供应量对居民消费刺激的理论很少,主要有以下两个:
2.1 货币幻觉理论
美国经济学家IrvingFisher1928年提出了“货币幻觉”理论,它指人们只是对货币的名义价值做出反应,而忽视其实际购买力变化的心理错觉。按照货币幻觉理论,假如居民只注意到所持货币增加而忽视了物价上涨,则会误以为实际收入增加,从而平均消费倾向也会上升,导致居民消费的增加。
2.2 财富效应的货币传导机制理论
当货币供应量增加时,社会公众就会发现他们所持有的货币比所需的要多,于是就会通过支出来减少持有的货币。去处之一就是股票市场,社会公众对股票的需求从而提高股票的价格。当货币扩张导致股价上涨时,金融资产的价值也上升,导致消费者毕生资财增加,从而消费上升。
3 我国货币供应量增加对居民消费刺激的实证研究
3.1 数据选取
本文以我国社会消费品零售总额数据表示我国居民消费数额,用符号C表示,三个层次的货币供应量仍用符号M0(流通中现金)、M1(货币)M2(货币和准货币)表示,本文采用2002年1月至2009年12月各变量月度数据(共计96个样本数据)分别对C与M0、M1、M2的长期均衡关系进行实证分析,所有数据均来自国家统计局网站。
3.2 各变量的单位根检验
由于在本文中C与M0、M1、M2都为时间序列数据,而许多时间序列数据是非平稳的,使用传统的OLS估计可能会出现伪回归现象,因为这种显著性检验所确定的变量关系,在事实上可能是不存在的。因此,我们首先采用ADF检验检验上述变量是否存在单位根。利用Eviews5.0软件中的ADF检验对C与M0、M1、M2进行单位根检验。经检验,C与M0、M1、M2及其一阶差分在5%和1%的显著性水平下都是非平稳的,而它们的二阶差分在5%和1%的显著性水平下都是平稳的。因此,C与M0、M1、M2都是二阶单整的,具备进行协整分析的条件。
3.3 各变量间的协整检验
由单位根检验结果可知,各时间序列组均为二阶单整序列,我们就可利用“Engle-Granger两步法”检验C与M0、M1、M2之间的长期均衡关系。
(1)对M0与C进行协整回归,得以下协整方程:
Ct=-2636.727+0.362867M0t
(-11.82) (41.41)
R2=0.9480 S.E.=563.7758 D.W.=1.3087
根据D.W.检验的相关理论对残差项的相关性进行检验,经检验,发现残差项存在自相关。为消除存在的自相关,加入适当的滞后项,并根据变量的显著性检验,保留通过检验的变量,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
由于引入因变量的滞后项,D.W.检验失效,采用LM检验对该方程进行自相关检验,经检验方程不存在自相关性,自相关已经消除。若M0与C具有协整关系,则引入滞后项的回归方程中的残差序列应是平稳的,继续使用ADF检验对其残差序列进行平稳性检验。经检验,残差序列是平稳的,因此M0与C之间存在协整关系,它们之间长期稳定的均衡关系可用以下方程表示:
Ct=0.0718 M0t-0.0748M0t-1+1.0237Ct-1
(2)对M1与C进行协整回归,得以下协整方程:
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,经检验,发现残差项存在自相关性。为消除存在的自相关,仍就考虑加入适当的滞后项,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
由于引入因变量滞后项,D.W.检验失效,继续采用LM检验对该方程进行自相关检验,经检验方程不存在自相关性,自相关已经消除。若M1与C具有协整关系,则引入滞后项的回归方程中的残差序列应是平稳的,使用ADF检验对其残差序列进行平稳性检验。经检验,残差序列是平稳的,因此M1与C之间存在协整关系,它们之间长期稳定的均衡关系可用以下方程表示:
Ct=0.0617M1t-0.0477M1t-1+0.7439Ct-1
(3)对M2与C进行协整回归,得以下协整方程:
Ct=76.0210+0.0192M2t
(0.50) (43.99)
R2=0.9537 S.E.=532.3228 D.W.=0.5827
由于截距项的t检验不显著,而且D.W.值只有0.5827,对其进行自相关检验,经检验,发现残差项存在自相关性。为消除存在的自相关,同样加入适当的滞后项,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
由于引入因变量滞后项,D.W.检验失效,仍然采用LM检验对该方程进行自相关检验,经检验方程不存在自相关性,自相关已经消除。若M2与C具有协整关系,则引入滞后项的回归方程中的残差序列应是平稳的,使用ADF检验对其残差序列进行平稳性检验。经检验,残差序列是平稳的,因此M2与C之间存在协整关系,它们之间长期稳定的均衡关系可用以下方程表示:
Ct=0.0054M2t+0.7349Ct-1
3.4 各变量间格兰杰因果检验
由协整检验结果可知,C与M0、M1、M2之间存在长期均衡关系,但这种均衡关系是否构成因果关系及因果关系方向如何尚需要进一步验证。本文采用格兰杰因果检验来进行验证,格兰杰因果检验在考察序列x是否是序列y产生的原因时采用这样的方法:先估计当前的y值被其自身滞后期取值所能解释的程度,然后验证通过引入序列x的滞后值是否可以提高y的被解释程度。如果是,则称序列x是y的格兰杰成因(Granger Cause)此时x的滞后期系数具有统计显著性。而实际上,往往还会考虑序列y是否是x的格兰杰成因。由于C与M0、M1、M2都是二阶单整并且具有协整关系,故可对其分别进行格兰杰因果关系检验。本文利用Eviews5.0软件中的格兰杰因果检验对C与M0、M1、M2之间的因果关系进行检验。格兰杰因果检验的结果表明,M0与C之间存在双向因果关系。这说明货币供应量M0增加(即流通中现金)是居民消费增加的原因,居民消费增加也是货币供应量M0增加的原因。格兰杰因果检验的结果表明,在滞后期为1、2、3、4的情况下,M1是C的Granger原因,而C却不是M1的Granger原因,在滞后期取5及其以上时,M1仍然是C的Granger原因,C也是M1的Granger原因。格兰杰因果检验的结果表明,M2与C之间存在双向因果关系。
3.5 我国适度宽松的货币政策对居民消费的影响
面对金融危机对经济的严重冲击,2008年底我国决定实行适度宽松的货币政策并出台了四万亿投资计划,以刺激经济增长,从统计数据可以看出2008年12月M0、M1、M2都比以前有大幅度的增加,本文以2008年12月为转折点,采用计量经济学上的Chow检验分析我国适度宽松的货币政策出台前后货币供应量对居民消费的影响是否发生了明显的差异。经检验,2008年12月前后货币供应量M0、M1、M2对居民消费的影响都没有明显的差异。这说明2009年居民的消费倾向并未发生明显的变化,2009年居民消费的增加主要是政府适度宽松的货币政策及四万亿投资所带来的货币供应量的增加引起的,如果2010年我国货币供应量增长放缓,居民消费的增加也将可能放缓。
4 结论与建议
4.1 货币供应量对居民消费的影响十分有限
从上述计量分析的结果来看,在货币供应量中,M0对居民消费的影响最大,M0每增加1%,居民消费将增加0.0718%;M1对居民消费的影响次之,M1每增加1%,居民消费将增加0.0617%;M2对居民消费的影响对小,M2每增加1%,居民消费仅增加0.0054%。可以看出,流动性越强,货币供应量对居民消费的影响越大,因此,提高货币的流动性可以在一定程度上刺激消费。但我们也要看到,不但货币供应量对居民消费的影响数值很小,而且从计量模型我们可以看出,对于M0和M1,本月货币供应量每增加1%,还会使下月居民消费额分别减少0.0748%和0.0477%,因为本月货币供应量增加虽然会增加居民本月的消费额,但本月消费额中有一部分消费是消费者提前透支的下月的消费,从而会造成下月消费额的减少,因此货币供应量对居民消费的影响十分有限。
4.2 适度宽松的货币政策并不能明显刺激消费
从本文Chow检验的结果可以看出,尽管我国实行适度宽松的货币政策,增大货币投放量,但货币供应量对居民消费的推动作用与以前相比并没有明显的差异,因此依靠货币政策刺激消费并不是长远之计,提高居民的消费水平必须从降低居民储蓄率,增加流动性着手,进一步完善社会保障体系,提高居民的平均消费倾向。
论文摘 要：要从根本上缓解我国流动性过剩问题，需要政府和金融系统各司其职，共同努力，着力改变我国经济结构失衡以及在国际贸易分工中的不利状况，改善金融生态环境，健全流动性风险监管体系，大力发展相关要素市场，促进银行经营战略转型，调整业务结构和创新金融产品，增强核心竞争力，合力破解我国的流动性困局。
一、当前银行流动性过剩的现状及原因分析
长期以来，由于受体制性信贷膨胀及信贷资产质量的影响，我国商业银行一直存在着流动性不足的问题。但从近年国内金融的运行情况来看，商业银行流动性过剩问题却日渐突出，主要体现出三个特点：一是存差越来越大。据中国人民银行网站数据显示，截止2006年3月末，全国金融机构各项存款达到318271.65亿元，各项贷款为218787.44亿元，存差为99484.21亿元，而2000年末至2005年末存差分别为31302.47亿元、43586亿元、24433.28亿元、50592亿元、64622.49亿元、93370.07亿元，2001至2005年，金融机构存差增速分别为28.1%，39.24%，16.07%，27.7%，44.49%；二是银行存贷比越来越低。金融机构存贷比从2000年到2006年3月末依次降为80.26%，78.2%，76.2%，77.04%，74.5%，68.9%，68.7%；三是超额准备金越来越高。1995年，商业银行有价证券及投资占资金运用的比率仅为5.7%，但到2005年这个比率已经达到26.1%，投资货币与债券市场已经成为商业银行转移流动性压力的重要手段。但2005年3月中央银行降低超额存款准备金利率后，推动了这个货币市场利率的持续走低，长期债券到期收益率下跌，收益率曲线变得平坦，市场收益率波动风险加大。在此前提下，尽管超额储备的收益率仅为0.99%，商业银行的资金仍然开始向收益相对稳定安全的超额储备集中。2005年末，全部金融机构超额储备率达4.17%，有2万多亿元的资金转存中央银行，体现出商业银行过多的流动性找不到合适的运用渠道。
笔者认为，造成银行流动性过剩的原因主要有：一是外汇储备快速增长迫使基础货币投放量不断增加。自2004年5月起，我国贸易差额已经连续两年多表现为顺差，同时人民币升值预期吸引了大量国际资本涌入国内市场，贸易和资本双顺差使得外汇储备迅猛增长。2006年前三季度，我国对外贸易顺差已达1098.5亿美元，超过2005年全年贸易顺差总额，创历史新高。至2006年9月底我国外汇储备已接近1万亿美元，成为世界上第一大外汇储备国。由于外汇储备的快速增长而投放的基础货币也相应的大幅增加，目前，由于外汇占款而投放的基础货币已经达到了央行基础货币投放量的70％以上，这是导致商业银行流动性过剩的根本原因；二是资本充足率约束促进银行惜贷行为明显加大。按照《巴赛尔协议》商业银行资本充足率必须达到8％的要求，我国2004年初银监会了《商业银行资本充足率管理办法》，切实加强了对银行资本充足率的监管和考核，多数银行采取控制信贷规模的方式确保资本充足率符合监管要求，从而降低了贷款投放。同时，由于风险控制手段与风险定价能力欠缺在资本充足率以及银行改制的约束下，对风险管理的要求更为严格，信贷投放趋于审慎。相对于存款超常增长，商业银行流动性过剩已成必然；三是直接投资市场不发达导致银行存款大幅增加。近年来，受股权分置改革的影响，股市依然持续低迷，虽然近期因大盘股拉动股指节节攀升，但大多数股票却下跌，投资者往往却步；银行理财产品刚刚起步，品种单一，受益小于投资者预期，投资者投资的意愿不强烈；外汇市场、黄金市场、期货市场不被大多数人认知。加之我国目前养老、医疗、住房、教育、就业体制不建全导致居民消费欲望下降、储蓄动机增强。由于我国直接投资市场不发达，投资渠道匮乏，公众将大量维持生计的货币资金转化为保险的银行存款，居民储蓄存款大幅增长，截至2006年3月末，商业银行个人储蓄存款余额已达15.28万亿元，储蓄率过高已成为银行资金宽松、流动性过剩的重要原因；四是直接融资市场加快发展迫使银行信贷市场空间明显压缩。债券市场的发展，特别是短期融资券发行规模的快速增长，企业资产证券化等直接融资产品的不断涌现，2005年5月中国人民银行《短期融资券管理办法》，允许非金融企业在银行间债券市场发行短期融资券，为非金融企业开拓了一条直接融资的新渠道，因发行手续简便、发行利率比同期银行贷款利率低，受到企业亲睐，对商业银行贷款产生了明显的替代效应，加剧了银行体系流动性相对过剩压力。“十一五”时期，随着股票市场改革逐步到位，资本市场必将呈现更大的发展，商业银行传统信贷业务市场空间将面临更大的挤压；五是现有经营模式与增长方式不合理促进流动性过剩发生。总体上看，目前我国商业银行仍未摆脱传统的“存款第一“和以信贷资产为主体的经营模式，以及高度依赖存贷利差收入的收益增长方式。在此条件下，一旦存差扩大，必然带来流动性过剩问题；六是国有银行股份制改革促进了流动性过剩增长。2004年至2005年，中国银行、中国建设银行、中国工商银行等三大国有商业银行政策性剥离不良贷款近1万亿元，国家注资和国外战略投资者投资约合人民币6000亿元，除补充资本金外，也相应大幅度提高了商业银行的流动性。
二、银行流动性过剩的风险探讨
1．危害金融体系稳定，不利于社会经济发展。银行流动性过剩与社会资金流动性过剩直接关联，且相互作用。目前，社会资金流动性持续过剩，而货币市场利率低位运行，就会引起投资过热，当市场不能有效、合理的消化过剩资金，就会形成通货膨胀的压力。当前我国资金流动性过剩，具有结构性特征，并非是一般经济学意义上的货币过剩问题，带有许多非理性特征，货币流动性过剩与有效资本相对稀缺同时存在，造成这种结果的最直接原因是资产的分布失衡、期限失衡和资本形成机制效率不高等。其根源在于经济结构失衡，表现为货币的结构性过剩和结构性短缺并存，同时货币流动性过剩又反过来恶化了经济结构性失衡，产生了相互背离的效应，使经济出现局部过热和部分产能过剩。这样，直接危害金融体系稳定，更不利于社会经济发展。
2．加大央行货币政策执行成本，降低了货币政策执行力。笔者认为，流动性过剩促使商业银行大量持有央行票据，超额准备金高，不仅加大了央行的操作成本和支付成本，也使其面临着货币政策传导效果大打折扣的压力。与多数学者一样，笔者亦认为，我国已经陷入或逼近了流动性陷阱，这意味着货币政策施展的余地缩小，效率降低。
3．减弱商业银行盈利能力，收益能力降低。大量难以得到有效运用的被动负债给商业银行带来了高昂的资金成本；而过高的流动性投向资金和货币市场寻求出路，并推动货币市场主要投资工具的利率持续走低甚至和存款的利率产生倒挂的现象，加大了利率风险。其次，国有银行目标客户群相似，信贷产品同质化，在流动性过剩的情况下，同业间对优质客户和项目贷款的价格竞争日益加剧，直接降低商业银行盈利能力。
4．加大商业银行信贷风险，可能引起安全性风险。在现有经营模式和增长方式下，信贷资产依然是银行资金运用的最主要方面。在流动性过剩压力下，为保证业务增长和提高盈利能力，商业银行存在盲目竞相追逐大户，非理性降低贷款条件的冲动，从而不利于有效防范信贷风险，影响商业银行的健康发展。
5．降低了资源配置效率，闲置资金难以得到高效运用。流动性过剩是实体经济总需求不足在金融领域的反映。但是，与银行资金的大量闲置和低效运用并存的，是个人信贷需求、中小企业和欠发达地区融资需求难以得到满足的困境，说明银行在资金配置中的作用没有充分发挥出来，降低了资源配置效率。
三、缓解银行流动性过剩的对策选择
1．树立科学发展观，促进社会经济和谐健康发展。笔者认为，政府首先应当调整发展战略，坚持“以人为本的科学发展观”， 促进社会、经济的全面、均衡、健康发展。在经济发展上，要加快我国的产业结构调整和升级，改变经济结构失衡的现状，促进经济转型的实现，采取有效措施将外汇储备规模控制在合理范围内。银行的转型依赖于整体经济的成功转型。一旦国家改变了经济增长方式，银行的贷款投向也会发生相应的改变，资金运用渠道会变得多样，流动性过剩也会迎刃而解；其次，应当尽快建立健全与我国市场经济发展水平相适应的社会保障体系，完善社会保障机制。彻底解决目前群众呼声强烈的看病难、读书难、买房难、就业难等社会问题，增强公众的经济安全感，促进收入向消费的转化；第三，着力建设一个健康的资本市场。
2．规范金融生态秩序，营造良好的金融生态环境。各相关部门应当建立一个以保护债权为中心的规范有序的社会法律和信用环境；加大立法的力度，保护银行债权的优先受偿权，做到有法可依。有法必依，违法必纠、执法必严；逐步建立起覆盖全国企业、个人的基础信用数据库，着力改善社会信用环境，提高社会诚信水平，降低交易成本；这样，商业银行自然会改变信贷投向，将信贷政策向优质民营企业和中小企业倾斜，降低银行的惜贷行为。
3．发挥“窗口指导”作用，构建完善的流动性风险监管系统。人民银行应根据商业银行经营管理和市场环境的变化，发挥“窗口指导”的引导作用，研究制定科学合理的流动性监控指标体系，并适时做出调整。在考虑到国内商业银行不同的实际情况后，人民银行应在存款准备金率、不良贷款比率、流动资产比率、中长期贷款比率、行业贷款集中度等指标比率方面对不同银行分别规定相应的要求，抑制过热行业的盲目发展，降低商业银行贷款的呆坏账风险，同时避免出现经济紧缩，使商业银行的经营活动与经济发展良性互动，更好地促进经济的发展。
4．大力发展相关要素市场，培育中介服务机构。要素市场包括风险产品交易市场和不良资产处理市场，比如贷款证券化市场，贷款证券化是指将缺乏流动性，但能产生可预期的稳定现金流的贷款资产进行组合安排，对贷款资产中的收益和风险要素进行分割和重组，转换为在金融市场上可流通和转让的证券的过程。贷款证券化不仅可以改善资产结构，提高资本充足率，而且可以显著改善资产流动性，化解银行流动性风险。相关的服务中介包括会计师事务所、律师事务所、资产评估师、信用评级机构等。会计师事务所和律师事务所可以对商业银行客户资产的合法性、盈利能力、经营情况提供专业性意见，而资产评估师和信用评级机构可以帮助商业银行对其客户的信用状况、抵押担保资产的质量进行专业鉴定，从而降低经营成本，提高商业银行控制风险的能力。
5．树立以客户服务为中心理念，促进经营战略转型。积极推进客户关系管理，建立强有力的营销服务体系，要建立健全管理制度、体制和机制，推进组织架构、业务系统、业务流程与信息网络技术的结合，推行客户关系管理策略，建立强有力的营销体系和服务体系，满足客户个性化服务的需要。
6．调整业务结构，实现多元化经营。继续巩固以结算、代收代付、汇兑、存款账户管理、保管箱、国债承销与兑付业务为主的传统业务品种，积极扩大市场份额；有重点、有步骤地推广包括销售、资信调查、资产评估、银团贷款、资金清算等为主要内容的中间业务品种；加强研究开发和推出以企业财务顾问、投资咨询、个人理财、资产证券化、现金管理、资产托管等为主要内容的新兴业务；在商业银行综合化经营发展趋势下，着手进行投资银行、证券承销、风险投资、资产管理、金融衍生产品等新兴业务的探索和研究，为综合化经营做准备。
7．创新金融产品，增强银行核心竞争力。银行应更多的着眼于通过自身风险管理能力的提高和金融创新产品的推出，拓宽资金的运用渠道，拓展利润空间，实现业务结构的转型，培植新的利润增长点，逐步改变银行体系流动性相对过剩的问题。以产品创新来疏导流动性，在向综合化发展的同时强调专业化经营，保持稳健的发展步伐，利用网络优势进行产品组合销售，实现产品和收入的多元化，建设较为完整的产品和服务系列；通过经济资本的分配和调节，引导银行各业务线的合理扩张与收缩，以获取最大的经济收益。
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【论文摘要】 近年来‚我国高校科技企业发展迅猛‚显示出良好的成长性‚成为我国高新技术产业的生力军。然而在当前的经济形势下‚资金短缺、融资困难使得企业难以做大做强。本文根据高校科技企业的特点和优势提出以知识产权质押贷款作为一种创新的融资方式‚为企业化解融资难题、谋求可持续发展开启了一条全新的思路。
近年来‚我国高校产业尤其是高校科技产业规模不断扩大‚发展迅猛‚成长为我国发展高新技术产业的生力军‚在促进产业结构调整、缩小与发达国家的技术差距、推动国家经济增长等方面发挥了重要作用。但是目前大多数高校科技企业虽然发展潜力巨大‚但规模相对较小、业绩尚不稳定‚直接上市融资能力不足‚加之有形资产占有量较少‚传统的可抵押物缺乏‚又导致其银行贷款困难。然而知识产权作为一种新型的极具潜力的资产‚其巨大的担保价值日益受到人们的高度关注‚知识产权质押贷款也正以一种创新的融资方式成为高校科技企业破解融资困境的有效途径之一。
一、高校科技企业知识产权质押贷款的可行性
《民法通则》中‚质押是指债务人或第三者将其财产移交由债权人占有‚以其作为债权担保的担保方式。质押分为动产质押和权利质押两类‚知识产权质押属于权利质押‚一般包括商标权质押、专利权质押、著作权(含计算机软件的著作权)质押等几种形式。高校科技企业知识产权质押贷款的条件已经具备‚其可行性主要体现在以下三个方面:
(一)法律保障和政策支持
我国《担保法》第75条第(3)款明确规定了依法可以转让的商标专用权、专利权、著作权中的财产权可以质押。国务院实施的《国家中长期科学和技术发展规划纲要》第17条要求政策性银行、商业银行和其他金融机构开展知识产权权利质押业务试点。银监会的《关于商业银行改善和加强对高新技术企业金融服务的指导意见》第10条也要求商业银行“对拥有自主知识产权并经国家有关部门评估的高新技术企业‚还可以试办知识产权质押贷款。”
(二)相关的配套服务体系已逐步建立
2006年9月‚国家知识产权局认定了首批18家单位为“国家专利技术展示交易中心”‚搭建了知识产权交易的专业化服务平台。继2001年《无形资产评估准则》颁布后‚2006年‚国家知识产权局和财政部联合的《关于加强知识产权评估管理工作若干问题的通知》为知识产权资产评估管理工作步入科学化、规范化的轨道指明了方向。目前‚国内已逐步建立起一些专业化的评估机构‚培养了一支专业化的评估队伍。
(三)高校科技企业丰富的知识产权储量
截至2006年‚我国的储蓄率已高达46%‚居民储蓄存款突破14万亿元‚银行等金融机构的信贷资本储量充裕。然而迅猛发展的高校科技企业却因其研发活动所形成的大多是高度专用性资产‚甚至多为无形资产‚无法满足银行贷款的抵押要求而往往申贷无门导致资金紧张‚步履维艰。与高校科技企业土地、不动产等传统的抵押物严重匮乏形成鲜明对比的是‚其巨大的知识产权拥有量。据统计‚2000年以来‚全球专利申请的年增长率为3%至5%‚而我国专利申请年增长率是20%‚远高于国际平均水平。截至2007年底‚我国受理的专利申请总量突破400万件‚商标注册申请总量突破560万件。这其中‚具有巨大创造潜能和创新意识的高校更是收获颇丰:目前高校的专利申请量已占全国总量的11.7%;在2008年度国家科学技术奖励大会上‚全国高校共获得国家三大奖(自然科学奖、技术发明奖和科学技术进步奖)通用项目164项‚占授奖总数的64.8%‚尤其是国家技术发明奖‚高校作为第一完成单位的科技成果获奖比例高达81.1%‚且3项一等奖均为高校获得。依托于高校母体这片储量大、品位高的知识产权富矿区‚高校科技企业极为丰富的知识产权拥有量为其申办质押贷款提供了可靠的保证。
20世纪90年代以来‚为加大对高新技术企业的支持力度‚我国在知识产权质押融资方面进行了一些有益的尝试并取得了良好的效果:1999年国家开发银行首次利用知识产权质押贷款对大唐集团的TD-SCDMA项目(由我国提出的‚具有自主知识产权的并获得国际认可的通信系统标准)进行融资支持‚有效解决了企业的资金瓶颈问题;上海浦东新区张江高科技园以专利权质押组合个人信用无限责任担保和应收账款质押的形式获得了200万元的贷款;2006年10月‚交行北京分行与北京市经纬律师事务所、连城资产评估有限公司、北京资和信担保有限公司等共同推出知识产权质押贷款金融产品——“展业通”‚截至2007年6月8日‚在短短7个月内‚贷款余额已突破亿元人民币‚有力地支持了贷款中小企业的发展。
然而知识产权质押贷款在我国的历史不长‚还是一个新生事物。作为一种创新的融资方式‚由于其自身的特殊性以及受到不甚完备的法规制度、尚不成熟的产权交易市场等因素的综合影响‚知识产权质押贷款的风险较大、问题较多‚以致于对该项业务的实践与探索还远未在全国范围内广泛展开‚真正能够利用知识产权质押贷款解决资金燃眉之急的高新技术企业为数甚少。随着知识产权类无形资产比重的逐步提高‚在资金供求矛盾日益突出的情况下‚高校科技企业利用知识产权质押贷款融资的需求将不断增加。为充分发挥科技型中小企业在知识产权创造、运用方面的巨大优势和潜力‚有效畅通其质押贷款的融资渠道‚有关方面应积极采取有效措施‚推动这项具有创新意义的贷款业务的全面发展。
二、知识产权质押贷款的推进措施
(一)健全知识产权质押贷款的相关法律法规体系
建议人民银行、银监会会同国家知识产权局等有关部门牵头制定知识产权质押贷款的信贷指引、操作规则及实施细则‚确定知识产权许可使用权质押登记的适当性、质押权益公示的构成、质押权益所覆盖的具体资产、实际权利人的权益归属等问题‚加强立法的衔接配套‚增强可操作性。
针对在知识产权质押贷款实践中有关许可使用权转让、担保权益的实现等适用法律条文的遗漏和缺陷‚立法机关应及时修订补充。
积极探索研究涵盖生物和医药、新材料、先进制造、先进能源、资源环境、航空航天等技术领域的知识产权的法律状况‚拓展商业秘密权、集成电路布图设计权、植物新品种权等多种形式的知识产权质押贷款业务‚尽快出台相关法律法规以给予法律支持。
制定相关法律法规‚合理界定知识产权的界限‚防止知识产权滥用‚维护公平竞争的市场秩序和权利人的合法权益。修订惩处知识产权侵权及质押贷款违约行为的法律法规‚加大司法惩处力度‚降低维权成本‚提高侵权代价。完善审判体制‚设置专门的知识产权法庭‚简化执行程序‚一旦出质人违约不能如期归还借款‚质押权利人就可以方便快捷地通过诉讼程序获得司法裁决‚对质押物同时或有选择地行使各种权利或救济措施以解决知识产权质押的实现及法律保护问题。
(二)完善知识产权质押贷款的配套服务支撑体系
国家知识产权局及相关主管部门应精心组织由知识产权各领域的专家学者、各行业或商界代表‚资产评估师、注册会计师、律师等专业人员组成的评估小组加强评估课题研究‚规范知识产权评估的准则性文件并分别制定商标、专利、著作权等各类知识产权具体细化的评估标准和方法‚提高评估公信度。
我国目前不同的知识产权出质分属不同的登记机关‚譬如商标专用权、专利权和著作权的登记机关就分别为国家工商行政管理局商标局、中国知识产权局和国家版权局‚从而导致其登记流程、期限和费用也各不相同。为降低质权设立成本‚提高质押融资的效率‚应尽快统一知识产权的登记机关、登记流程和收费标准。尤为重要的是登记机关应建立明确的优先权规则‚以质权出质登记时间的先后确定质押权益的优先顺位‚先登记者先受偿。知识产权的登记系统应采用备案或公示登记制‚规定标准化的公示格式和内容要素以实现登记记录的电算化‚方便信息检索和查询。
完善知识产权质押融资中介服务体系‚规范执业资质管理‚加强行业自律。建立一支高素质、高效率的知识产权执法队伍‚全面开展知识产权保护专项行动‚提高质权纠纷处置能力‚加大侵权打击力度。逐步建立管理规范、交易活跃、秩序良好的知识产权交易市场体系‚畅通质权处置通道‚保障质押权人的利益。
(三)加强风险管理‚防范和控制知识产权质押贷款风险
1.知识产权的价值评估风险管理
与人们所熟知的传统质押物不同‚知识产权一般为知识及智力创新成果‚是人类智慧的结晶‚专业性较强‚复杂程度也较高‚而且往往稳定性较差。譬如目前法律框架下的一些知识产权如专利权等均规定了有效期限‚随着科技进步、知识更新速度的加快‚具有更高效能、更新设计理念的新技术的出现‚会使原专利迅速贬值‚在到期之前早早地就丧失了其经济价值。一项知识产权还可能会因为不使用、未付续展费而失效或受制于强制许可。这样‚知识产权本身的特殊属性‚加之我国目前尚无一套科学、完整的评估体系和方法‚评估机构不甚专业‚执业人员素质参差不齐‚作为质押权人的金融机构由于信息不对称、专业知识匮乏、质押贷款的经验不足等诸多因素均会导致知识产权质押的现时内在价值难以准确衡量‚而质权实现时的未来价值、预期现金流则更加难以确定。
因此‚为防范知识产权质押贷款的前期风险‚承办此类业务的商业银行应在人民银行的风险提示和窗口指导下‚经过市场调研与分析‚严格筛选贷款项目‚进行价值评估‚出具可行性报告后进入审贷程序。这其中‚评估知识产权的价值以确定其可质押性是防范风险、保障质押权利人利益之关键。
首先‚知识产权质押权利的确定性取决于:贷款的债务人是否确实为质押产权的所有者;该项产权是否拥有共同所有人;对该项权利的申请有无第三方异议;该项权利是否已登记并受到法律保护;法律保护的类别和年限;权利的有效性以及是否具有可执行性等。
其次‚可采用收益还原法‚通过估算被质押知识产权的未来预期收益并折算成现值借以确定其质押价值:第一步‚通过定性和定量相结合的方法‚深入分析被质押知识产权价值的历史业绩、现行结构和相关因素‚然后判断并评价其技术的先进性、适用性、可靠性以及实际利用后的预期经济价值和社会贡献。第二步‚在同时满足获利性和有效性的前提下‚遵守经济寿命和法定寿命孰短的原则确定其折现期限。最后‚通过估算目标知识产权的预期风险报酬率适当确定其价值评估中的资本转化率(预期收益率)‚然后将目标知识产权所产生的预期收益转化为质押评估值。
2.知识产权质押期限内以及处置中的风险管理
商业银行等金融机构在对企业质押的知识产权进行价值评估、决定发放贷款后应妥善保管作为质押物的知识产权证书及其他证明文件以防被盗用或重复质押。在质押贷款期限内对于被质押的知识产权应积极跟踪、密切关注‚实施动态监测:一方面防范出质人违规转让或许可除质权人以外的其他人使用业已质押的知识产权‚导致质权价值下降损害放贷人利益;一方面当某些被质押的知识产权因技术进步而自然贬值时‚贷款银行可要求出质人提供相应的担保‚否则可与其协议变卖(拍卖)出质的知识产权以提前收回债权。
对于盗版、假冒等损害质权人利益的违法行为‚有关部门应明确知识产权界限‚严厉打击‚提高违法者的侵权成本‚有效遏制滥用知识产权的现象‚加强司法保护体系和行政执法体系建设‚发挥司法保护的主导作用‚探索建立知识产权上诉法院‚建立和完善司法鉴定、专家证人、技术调查等诉讼制度‚加大行政执法机关向刑事司法机关移送知识产权刑事案件和刑事司法机关受理知识产权刑事案件的力度‚切实保护权利人的合法权益‚维护公平竞争的市场环境。贷款银行也应建立知识产权质押贷款的预警应急、维权和争端解决机制‚积极应对涉及质押产权的侵权行为和法律诉讼。
培育并完善规范的知识产权交易市场‚推动产权交易‚增强知识产权的流动性‚建立通畅的产权处置通道‚简化交易程序‚降低交易成本‚使作为质权的知识产权能够在较短的时间内顺利转让、许可、拍卖变现以快速化解产权质押的处置风险。
参考文献
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