时间：2023-03-16 15:52:05
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关键词：储蓄;投资;相关性
中图分类号：F045-6 文献标识码：A
文章编号：1000-176X(2007)11-0003-07
一、 引 言
储蓄是投资的资金来源，储蓄―投资的转化是经济学一直关注的一个核心问题。凯恩斯理论分析了影响储蓄和投资的诸因素，并把“投资＝储蓄”看成是经济稳定增长的前提条件，但却没有分析如何实现这个条件。哈罗德―多马模型则认为，只要保证经济有一个“合意的增长率”，储蓄便能自动地全部转化为投资。新古典模型也建立在储蓄完全转化为投资的基础之上。然而，实际经济运行中由于各种因素的影响，储蓄只能部分转化成投资。储蓄能否完全转化为投资，或者说有多大比例的储蓄能够转化为投资，影响到一国经济能否实现稳定增长。
学术界都对储蓄投资相关性问题有着大量的研究，得出的结论也各不相同。Feldstein[4]和Horioka选取了16个OECD国家1960―1974年间的平均储蓄和平均投资数据进行截面回归，发现一国国内的储蓄和投资具有很高的正相关性。他们认为可以把国内储蓄和投资的相关性作为检验国际资本流动程度的标准。这是因为，在封闭经济条件下，国内储蓄是一个国家国内投资的惟一来源；而开放经济条件下，国内储蓄不再是投资的惟一来源，还可以利用国外储蓄。如果国际资本能够充分流动，那么从理论上说，国内储蓄和投资应该是两个独立变动的变量。Feldstein和Horioka还将OECD样本国家总储蓄分为居民、政府和企业三个部分，对各部门储蓄与总投资的相关性进行了简要分析，发现企业储蓄对总投资贡献要大于居民储蓄和政府储蓄。
Feldstein和Horioka的研究引起了经济学界激烈的争论，之后涌现出大量的理论和经验分析[5]。很多文献试图从交易成本、资本市场管制、各种经济周期冲击和国家规模等方面来解释储蓄投资的高相关性[1-11]。而对于储蓄投资相关性作为国际资本流动程度的检验标准，也有不少学者提出了不同的意见。Tesar、Levy和Corbin都认为储蓄投资相关性不包含任何有关实际资本流动的信息，不能用来检验国际资本流动程度[3-10-11]。近年来国内也有不少研究储蓄与投资的关系的文献。武剑[14]、肖红叶和周国富[18]等对中国较低的储蓄投资转化率进行了定性分析。包群等[13]利用脉冲响应函数的方法对居民储蓄、政府储蓄和投资数据进行分析，发现中国居民储蓄在投资转化过程中存在明显的时滞效应。而许雄奇和符涛利用误差修正模型进行分析，发现总储蓄和总投资之间存在长期协整关系和短期动态调整机制。[15]
上述绝大多数文献集中研究的是总储蓄与总投资的相关性，而很少有文献对分部门储蓄与投资的相关性进行经验研究和分析。Kuijs[8]把中国储蓄细分为居民、政府和企业三个部门进行研究，并通过分析得出中国2000年以来的储蓄率上升，主要是归因于企业储蓄率与政府储蓄率的上升。张明也谈到，中国国内储蓄存在着一个独特的现象，即从国际比较来看，中国的居民储蓄、企业储蓄和政府储蓄都并不是最高，但由于这三个部门的储蓄率都居高不下，所以带来了中国的总储蓄率远远高于其他国家，甚至高于其他以高储蓄著称的东亚国家。[20]由此可见，分析中国的储蓄投资问题时，区分出政府、居民和企业这三个不同的部门是非常有必要的。本文试图采用向量误差修正（VEC）模型和一般脉冲反应函数等方法，对中国分部门储蓄与投资的相关性重新进行分析，以期得到有关中国储蓄与投资相关性的更为准确的结论。
二 、理论模型和数据来源
根据封闭经济中的国民收入核算法（SNA），支出法的国民收入可表示为：
其中:(Y-C-T)为私人部门储蓄（Private Saving），(T-G)为政府部门储蓄(Public Saving)。近年来企业储蓄是中国储蓄的重要组成部分，因此，很有必要把企业储蓄也纳入模型。
将私人部门储蓄(Y-C-T)分为居民储蓄和企业储蓄两部分，在封闭条件下根据（3）式则有:
由式（4），本文构造如下模型Feldstein和Horioka（1980）所使用的分部门储蓄与投资相关性估计模型与本文采用估计模型完全一样。：
本文利用向量误差修正模型(VECM) 来对分部门储蓄和投资关系进行分析。本文采用1978―2005年的中国国内总投资率、居民储蓄率、政府储蓄率和企业储蓄率数据（分别为总资本形成额、居民储蓄、政府储蓄和企业储蓄占GDP的比重），数据由UBS根据CEIC数据库数据估算而得。根据张明（2007），Anderson采用了以下方法来计算中国的部门总储蓄率：用支出法GDP统计中的国内总投资和经常账户盈余数据计算出国内总投资率，根据农村和城镇抽样调查数据估算家庭总储蓄率，用财政账户估算政府总储蓄率，而企业总储蓄率则是一个余额。
三、经验检验及结果分析
本文对分部门储蓄与投资的相关性的经验分析包括五个阶段：首先对投资率、居民储蓄率、
政府储蓄率和企业储蓄率进行单位根检验；如果确认各序列有单位根，就进行协整关系检验；如果协整关系存在，就利用向量误差修正模型（VEC）进行估计；然后用Granger因果检验三部分储蓄率与投资率之间的因果关系；最后用一般脉冲响应函数来描述分部门储蓄对投资率的短期和长期动态反应。
（一）单位根检验
一般来说，宏观经济时间序列数据具有不平稳的特征，需要对它们进行单位根检验。表1 给出了这些序列的水平值及一阶差分扩展的ADF检验值，考虑数据是年度数据，我们取2作为最大滞后阶数，并以AIC（Akaike Information Criterion）信息准则和SC（Schwarz Criterion）信息准则来判断实际滞后阶数，以及是否选取趋势项及截距项。
表1si、sp、sg和se四个序列的ADF检验结果
变量
水平检验结果一阶差分检验结果
检验方法如下:首先对序列水平值做单位根检验，再对一阶差分做单位根检验。如果水平值接受单位根原假设，而一阶差分拒绝单位根原假设，我们就认为序列具有I (1) 过程。一般认为，如果一阶差分是平稳的，那么二阶差分也是平稳的，因此，在此不做I(2) 检验。见表1。
投资率1%的水平上接受原假设，其余的数据水平值都在5%的水平上接受原假设，即序列是非平稳的。但是，在一阶差分后，si、sp、sg差分序列在1%的显著水平都是平稳的，se差分序列的差分序列在5%的显著水平是显著的。因此，si、sp、sg和se四个序列都是非平稳的I（1）的过程。
（二）Johansen 协整检验
对于具有相同单位根性质的时序数据，可以利用Johansen 检验来判断它们是否具有协整关系，从而考察si、sp、sg和se四个变量序列之间是否存在长期稳定的变动关系。Johansen 检验的基本原理是采用最大似然法估计包含有关变量一阶差分滞后项和水平量一阶滞后项的向量自回归(VAR) 模型，同时解出其中水平量估计系数矩阵中对应不同秩数的特征根。
首先，建立一个VAR（P）模型：
其次，应当确认模型的滞后阶数p，以便为下一步的协整检验提供一个合适的滞后阶数。无论是在Johansen 协整检验还是向量误差修正模型（VEC），滞后阶数p都是一个重要的参数。实际研究中，比较常用的方法是AIC（Akaike Information Criterion）信息准则和SC（Schwarz Criterion）信息准则。我们用常用的方法，先估计一个向量回归模型（VAR），通过检验它的滞后阶数来选取相应协整分析中的阶数。考虑本文所用数据均为年度数据，滞后阶数超过3表示的意义不大，故最大滞后阶数选为3，因而得到不同滞后阶数VAR模型的AIC和SC值（见表2）。
根据AIC和SC 信息准则，AIC、SC的值越小越好。根据AIC准则判断，滞后阶数应为3，而根据SC准则判断，滞后阶数应该取1。不过考虑到VAR模型回归得到了数个显著的3阶滞后项的系数，因此本文采取AIC准则，VAR模型取3阶滞后。
最后，进行Johansen 协整检验。Johansen 协整检验需要注意的是协整检验是用ΔYt 对ΔYt-1，ΔYt-2，ΔYt-p，及其他外生变量作回归的，此时与原序列的最大滞后阶数要小于1。由上面VAR 模型的滞后阶数判断可知，协整检验的滞后区间应设定为（1，2）。根据本文数据的特性，检验时协整形式选取序列有线性趋势但协整方程只有截距，可得表3。
由表3可知，迹统计量在5%的显著水平上判定存在1个协整关系，极大值检验统计量在10%的显著水平上判定存在1个协整关系。这证明si、sp、sg和se 之间存在协整关系，即投资率、居民储蓄率、政府储蓄率和企业储蓄率之间确实存在长期均衡关系。
（三）向量误差修正模型(VECM) 估计
VEC模型是含有协整约束的VAR 模型，一般用于具有协整关系的非平稳时间序列建模。向量误差修正模型为我们提供了分析长期动态关系的工具，利用Johanson方法对向量误差修正模型(VECM) 进行估计。根据上文的分析，滞后阶数取2，则上文设定的误差修正方程为：
其中，（）内为标准差，［ ］内为t统计量。sg、se两个变量的t统计量不显著，但考虑到该方程中sg、se两个变量对于解释si必不可少，本文予以保留。
用Eviews5-0得到的短期误差修正方程，在5%的显著水平，查表可得自由度为15(n-p-1=15为自由度)时t统计量临界值为1-75（显著水平为10%时t统计量临界值为1-34）。在5％显著水平，剔除不显著回归系数得结果如下：
首先，从协整方程上看，在前人研究中，只考虑整体储蓄或两部门储蓄（居民储蓄和政府储蓄），一般得到的结果是中国储蓄和投资之间存在长期的正相关性。与以往结论不同，在考虑三部门储蓄与投资相关性的情况下，中国居民和企业储蓄与投资存在长期正相关性，而政府储蓄与投资之间存在长期的负相关性。具体来说，一单位的居民储蓄率变动将引起投资率的0-2个单位的正向变动；一单位的政府储蓄率变动将引起投资率的0-19个单位的反方向变动；一单位的企业储蓄率变动将引起投资率的0-4个单位的正向变动。这说明：
（1）中国储蓄与投资的相关系数相对于其他国家来说仍然偏低。例如美国的储蓄与投资相关系数为0-8，瑞士为0-65，大多数国家超过0-6[19]。这说明中国投资储蓄转化率较低，金融体系把投资转化为储蓄的效能有待于改善。
（2）中国企业储蓄对投资的贡献度高于居民储蓄，近年来企业储蓄率不断上升，从1980年的16-2%上升到2005年的30-2%，整整增加了14个百分点。这说明中国的投资之所以居高不下，主要原因是由于企业的储蓄太高、增长速度太快，而企业储蓄一般会直接转化为企业投资。
（3）政府储蓄率上升一个百分点将引起投资率下降0-19个百分点，即中国政府储蓄与投资之间具有负相关性。这可能是因为在由政府储蓄转化而成的政府生产性投资对私人投资存在较为严重的挤出效应。政府生产性投资率增加一个百分点，私人投资率将下降1-19个百分点。另外，UBS对政府储蓄率的计算可能存在低估，因为UBS对政府总储蓄率的计算是基于财政账户余额，并进行了一定调整，可能存在对政府消费性支出的高估。[20]
（4）方程的截距项为0-26，代表国际资本流动对中国投资长期变动的影响，考虑到中国资本市场的开放时间、目前的开放程度以及中国改革开放后外商投资流入的力度，截距项的估计值也基本符合当前中国实际情况。
其次，对短期误差修正方程进行分析结果如下：
（1）方程的vecm系数很大，达到-1-12，这表明一旦投资发生短期波动而出现偏离，其向长期均衡关系回归速度很快，这进一步证明了模型的长期均衡协整关系是比较稳定可靠的。另外，要注意的是，vecm系数的绝对值大于1，这说明在发生短期波动出现偏离时，在向长期均衡关系回归过程中会出现“超调”现象。
（2）投资的短期变动具备自相关性，并且这一自相关性随着滞后阶数的增加而有所增加。方程中Δsi与Δsi-1、Δsi-2的关系密切，相关系数分别为0-69和0-76。这说明投资本身对投资会产生正的效应。换句话说，就是投资本身可以吸引新的投资进入。
（3）滞后1期和2期的居民储蓄率对投资率变动的影响都不显著，说明当期的居民储蓄率对未来的投资率并没有明显的贡献，这反映了中国居民储蓄转化为投资的渠道长期不通畅。
（4）方程中滞后2期政府储蓄的短期变动对投资率的变动影响显著，而滞后1期的不显著。这说明政府储蓄对投资率的影响存在一定程度的滞后，这可能与中国政府储蓄的投向一般是用于长期投资（如基础设施建设投资）有关。滞后2期的政府储蓄率变动与投资率变动具有负相关性，而且系数为-1-91，这再次说明由政府储蓄转化而成的政府生产性投资对私人投资可能存在较为严重的挤出效应。
（5）方程中滞后1期的企业储蓄率变动对投资率变动的影响是显著的，但当期企业储蓄率的增加可能导致下期投资率的反方向变动。
总之，中国的投资行为具有显著的自我累加效应，居民储蓄向投资的转化存在较长的滞后效应，而政府储蓄和企业储蓄在短期内无法拉动投资率的上升。
（四）Granger 因果关系检验
VEC 模型说明的是中国三部门储蓄率与投资率之间存在稳定的长期均衡关系，也具备显著的短期动态调整机制。本部分通过Granger因果关系检验来说明中国三部门储蓄与投资之间的因果关系。对上文的VEC模型进行Granger因果关系检验的结果如表4所示：
从表4可以看出：如果以投资率的一阶差分D（SI）作为因变量，中国的居民储蓄率不是投资率的Granger原因，政府储蓄率和企业储蓄率都是投资率的Granger原因，而三者联合起来同样是投资率的Granger原因。同样，如果分别以D（SP）、D(SG)和D（SE）为因变量，剩余其他三个变量单独以及联合时都不是其Granger原因。
这表明：（1） 中国的居民储蓄与投资之间并不存在双向因果关系。这可能是因为国内金融体制还不健全，发展水平还比较低，居民储蓄投资转化效能还很低下。（2) 企业储蓄和政府储蓄与投资之间存在单向的因果关系。这说明，与居民储蓄相比，中国企业和政府储蓄的转化效率要更高一些。（3）三部门储蓄之间即居民储蓄、政府储蓄和企业储蓄之间也并不存在因果关系。这可能是由于特殊的制度性原因，中国居民储蓄、政府储蓄和企业储蓄有各自单独的形成原因，三者之间不存在相互替代的关系，即不能相互抵消。[20]
(五) 一般脉冲反应函数 (GIR function)
为了进一步详尽地检验投资对各部门储蓄的变动的动态反应(包括短期和长期) ，引入一般脉冲反应函数。脉冲响应函数刻画了在扰动项上加一个标准差冲击，对于内生变量当前值和未来值所带来的影响，并且扰动项对某一变量的冲击影响通过VAR 模型的动态结构传导给其他所有变量。一般脉冲反应函数与传统的正交脉冲反应函数不一样，它有自身的优势，即它不受变量阶数的影响。
本文VAR 模型为包含投资、居民储蓄、政府储蓄和企业储蓄的四变量自回归模型，将投资收益率等其他的一些经济因素对投资的影响通过投资自身的一个标准差冲击对其未来值的影响效应来反映，即投资行为的自我反馈效应。同时，由于VAR模型中所有变量都是内生的，因此投资、储蓄的相互影响也通过模型的动态结构而传递。
上文建立了投资率、居民储蓄率、政府储蓄率和企业储蓄率的VAR（3）模型，直接运用Eviews5得到脉冲反应函数的结果如图1、图2（由于使用的是年度数据，滞后期选取为6年，我们认为超过6年后的影响不再具有实际意义）。
由上面的脉冲反应函数的分期结果以及累积结果图，我们可以进行如下分析。首先，投资行为具有显著的自我累加效应。对于来自投资自身的一个标准差冲击，将引起下三期投资率的正向反馈；虽然之后这一投资自我累加效应明显变弱，甚至从滞后第4 期开始将导致投资率的下降，然而从图2可以初步估算出，投资自身的一个标准差冲击将导致投资率上升幅度超过0-1。这也说明虽然储蓄为资本形成提供了资金支持，然而投资与储蓄并不存在必然的因果关系。
其次，考察投资对居民、政府和企业储蓄一个标准差的冲击反应，可以发现：
（1）居民储蓄的投资转化过程存在显著的滞后效应。可以看出，居民储蓄变化对前两期的投资率影响很小，只有从滞后3期居民储蓄的变化才引起投资率的明显上升，之后影响开始持平，第6期又出现下降。居民储蓄向投资转化的时滞意味着作为投资的来源，中国居民储蓄在一定时期内处于资金闲置的状态。综合考察滞后6期的总情况，居民储蓄变化对投资率的总影响仅为为0-1左右。
（2）企业储蓄在投资转化过程中也存在一定的滞后，但相对居民储蓄更快一些，其在滞后4期内一直处于上升状态，总的影响将导致投资率上升幅度超过0-3，因此，企业储蓄虽然短期不能拉动投资，但是其中长期对投资的拉动效应还是很明显的。
（3）政府储蓄的变化对投资率的影响为负值，且在滞后5期内的影响不断加大，虽然在前三期总影响不大，但其总的负面影响非常大，可以导致投资率下降接近0-3。
总之，居民储蓄率变化对投资率的影响存在明显的滞后，总影响也很小，几乎可以忽略；企业储蓄率的变化在中长期将导致投资率较大幅度正向的变化；而政府储蓄率的变化短期内影响不大，但中长期内则可能导致投资率大幅度反向变化。最后，也可以看到，除了投资自身的累加效应外，政府部门和企业部门对投资率的贡献率明显高于居民部门。这与前面由协整方程分析的结果是一致的，与改革开放以后中国政府引导投资的经济格局是相吻合的。
四、结 论
本文将储蓄分为居民储蓄、政府储蓄和企业储蓄，采用向量误差修正（VEC）模型等方法，对中国分部门储蓄与投资的相关性重新进行了分析。本文揭示了中国的投资与居民储蓄、政府储蓄和企业储蓄三部门之间存在长期均衡的关系，政府部门和企业部门对投资率的贡献率明显高于居民部门，这与中国特殊的政府主导投资机制是相吻合的。本文还反映了中国投资与居民储蓄、政府储蓄和企业储蓄之间具备显著的短期动态调整机制，并从中得出中国的投资行为具有显著的自我累加效应，居民储蓄向投资的转化存在较长的滞后效应，而政府储蓄和企业储蓄在短期内也无法拉动投资率上升的结论。这可能是中国目前储蓄投资转化率偏低的关键所在。
本文认为，要改善中国储蓄与投资转化率较低的现实，需从以下几方面入手：
（1）扩大居民的直接投资领域，实现居民储蓄到投资的直接转化。大力促进金融工具的创新，为居民提供各种适宜的金融资产选择形式，提升居民储蓄的转化率。（2） 进一步完善资本市场，继续推进银行体制改革，推进利率市场化，建立一个高效配置金融资源、满足不同风险偏好的资金需求者和资金供给者的完善的金融市场体系。（3） 调整政府财政投资的事权范围，尽快建立公共财政体制，规范政府职能，为民间投资提供足够的空间。减少国家对一般加工制造业等竞争性行业的投资和补贴，加大对包括农业在内的基础产业及医疗、教育和社会保障的投资力度。 （4） 彻底打破地区分割以及居民、政府、企业三部门之间的体制障碍，使资金、物资能实现向符合市场化要求的方向自由流动，形成良性的储蓄―投资循环流程。
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An Empirical Analysis of China’ Saving and Investment in Three Sectors
Abstract：
关键词：居民储蓄率；刘易斯拐点；VAR模型；脉冲相应分析
中图分类号：F830.5 文献标识码：B 文章编号：1674-0017-2016（9）-0026-06
一、选题背景及研究意义
据国际货币基金组织数据显示，20世纪70年代至今我国国民储蓄率一直远高于世界平均水平，且居民储蓄率仍处于上升趋势。2005年全球平均储蓄率为19.7%，我国储蓄率则高达51%。2014年12月，我国居民储蓄达到了49.9万亿元，人均储蓄超过3.5万元，为全球储蓄金额最多的国家。
同时，我国在2000年老龄人口占总人口比例和劳动人口与老龄人口的赡养比分别达到7%和10：1，已进入老龄社会；2013年底我国老年人口已达到2.02亿，老龄化水平达到14.8%，据预测，约在2025年老龄人口占总人口比例和劳动人口与老龄人口的赡养比将分别达到14%和5：1，进入深度老龄社会；约在2040年将分别达到21%和2：1，进入超级老龄社会。
中国经济的高速发展优势，源于中国改革开放的制度红利和人口结构变化特有的人口红利带来的高储蓄，以及高储蓄支撑下的高投资造就的经济高增长奇迹，形成了中国特有的“三高优势”。中国经济增长的优势并未消失，中国经济仍有较快增长的潜力。一是体制红利仍有潜力可挖掘，二是人口红利仍有从总量转向结构和质量的空间，三是中国经济的市场潜力巨大，四是目前还有相当部分的储蓄资源在闲置或低效使用的状态。
因此，我国的人口数量红利可能已经结束，已经出了“刘易斯拐点”。人口结构的变化将通过劳动力供应、储蓄和技术进步三条渠道对经济增长产生直接或间接的影响。研究人口结构变化对居民储蓄的影响，可以尽早掌握储蓄变化趋势及可能的影响，为经济发展方式转变提供依据。
本文在对刘易斯拐点和影响居民储蓄率的因素分析基础上，对居民储蓄率的影响因素进行综述，在经济增长速度、人口年龄结构、宏观经济制度（养老保险制度）等影响因素基础上，结合刘易斯拐点理论，加入人口红利（农业从业人员数量大）因素，进行定量分析，并提出政策建议。
二、文献综述及理论依据
（一）关于刘易斯拐点与人口红利
1.刘易斯拐点概念的提出
经济学家阿瑟刘易斯（w.Arthur Lewis）于1954年在题为《劳动无限供给条件下的经济发展》中提出了“二元经济发展”模式。这个模式分为两个阶段：一是劳动力无限供给阶段，此时劳动力过剩，工资取决于维持生活所需的生活资料的价值；二是劳动力短缺阶段，此时传统农业部门中的剩余劳动力被现代工业部门吸收完毕，工资取决于劳动的边际生产力。由第一阶段转变到第二阶段，劳动力由剩余变槎倘保相应的劳动力供给曲线开始向上倾斜，劳动力工资水平也开始不断提高。经济学把联接第一阶段与第二阶段的交点称为“刘易斯转折点”。
1972年，刘易斯又发表了题为《对无限劳动力的反思》的论文。在这篇论文中，刘易斯提出了两个转折点的论述。当二元经济发展由第一阶段转变到第二阶段，劳动力由无限供给变为短缺，此时由于传统农业部门的压力，现代工业部门的工资开始上升，第一个转折点，即“刘易斯第一拐点”开始到来；在“刘易斯第一拐点”开始到来，二元经济发展到劳动力开始出现短缺的第二阶段后，随着农业的劳动生产率不断提高，农业剩余进一步增加，农村剩余劳动力得到进一步释放，现代工业部门的迅速发展足以超过人口的增长，该部门的工资最终将会上升。
当传统农业部门与现代工业部门的边际产品相等时，也就是说传统农业部门与现代工业部门的工资水平大体相当时，意味着一个城乡一体化的劳动力市场已经形成，整个经济――包括劳动力的配置――完全商品化了，经济发展将结束二元经济的劳动力剩余状态，开始转化为新古典学派所说的一元经济状态，此时，第二个转折点，即“刘易斯第二拐点”开始到来。关于我国刘易斯拐点的界定，据蔡P（2007）估计，我国大约在2009年达到“第一个刘易斯拐点”，在2015年达到“第二个刘易斯拐点”，日本学者田岛俊雄（2008）同意蔡P的“第一拐点”的判断，但其估计2013年左右达到“第二个刘易斯拐点”。
2.人口红利
与“刘易斯拐点”相对应的是“人口红利”，由于年轻人口数量增多形成的廉价劳动力，提供给经济发展相对便宜的要素价格。对于很多发展中国家而言，廉价劳动力是发展的一个重要要素，这一点，在我国的经济增长模式中也表现得较为明显。而“刘易斯拐点”与“人口红利”之间似乎有一种正相关的关系，前者的显现，往往是“人口红利”逐渐消失的一个前兆。
3.人口红利与储蓄
人口结构影响储蓄率是人口转变影响经济增长的重要渠道，抚养负担低的人口结构通过提高储蓄率来促进经济增长。高路易（2005）用固定资产形成额占国内生产总值的比重计算得出，改革开放24年，我国人口红利期的储蓄率始终在30%以上。王德文等（2004）采用列夫模型进行研究，得出少儿抚养比、老年抚养比上升将减少储蓄率，且结果均较显著。
（二）我国高储蓄率成因
目前对我国高储蓄率成因分析，除了从高经济增长率、高人口增长率外，学者们也从人均收入因素、收入分配因素、人口年龄结构、预防性储蓄动机和宏观经济政策等因素进行了分析。
经济增长速度。汪伟（2008）考虑到我国特殊的二元经济环境，利用1952-2006年省级动态面板样本数据，通过向量自回归模型，分析了经济增长率、投资率和储蓄率之间的动态相关性。结果显示：经济增长率对储蓄率存在显著的正向影响，但反向因果关系不成立。
目前对我国高储蓄率成因分析，除了从高经济增长率、高人口增长率外，学者们也从人均收入因素、收入分配因素、人口年龄结构、预防性储蓄动机和宏观经济政策等因素进行了分析。
人均收入因素。殷兴由、孙景德和张超群（2007）对1978年以来我国居民高储蓄率成因进行研究时，采用了宁波市400户家庭数据，在分析出居民不断上升主要原因的基础上，给出了量化比例。结果显示：不确定因子、制度因子与收入因子中，收入因子是影响居民总储蓄率上升的主要推动力。杭斌、郭香俊（2009）认为，收入不确定性是我国城镇居民高储蓄率现象的主要推动力。
收入分配因素。有些学者从我国总储蓄结构特征出发，运用国家统计局公布的中国资金流量表进行分析。李扬、殷剑峰（2007），翁媛媛、饶文军、高汝熹（2010），徐忠、张雪春、丁志杰、唐天（2010）等通过建立计量模型对储蓄率变化的原因分部门做了实证检验。一致认为，造成我国高储蓄率的两个重要原因是政府部门和企业部门储蓄的不断增加。汪伟、郭兴强（2011）认为，目标性储蓄可能是连接储蓄率与收入不平等之间的一个重要理论渠道，收入不平等和居民的目标性储蓄可能是造成我国居民高储蓄率的重要原因。
人口年龄结构。袁志刚、宋铮（2000）分析表明，人口老龄化会激励居民增加储蓄，我国居民高储蓄率的一个主要推动力可能是人口老龄化。郑长德（2007），钟水映、李魁（2009）基于生命周期理论，运用我国省级动态面板数据，对各地区人口转变及抚养负担变化对储蓄率的影响进行了估计，结果均认为少儿抚养比下降会导致居民储蓄率的上升。
宏观经济政策。何立进、封进、佐藤宏（2008）采用中国社科院经济研究所城镇住户调查数据，基于生命周期模型分析了中国养老保险制度改革对居民对家庭储蓄率的影响。养老金财富变化的外生性，可以作为财政因素来分析其对家庭储蓄率的影响。研究认为，养老金财富对于家庭储蓄率存在不同的替代性，但不同的家庭替代效应有明显差异。
以上研究居民储蓄率的影响因素，大部分都是从单方面进行分析的，很少考虑综合因素，本文将在综合以上影响因素的基础上，结合刘易斯拐点理论，加入劳动力变化因素，提出以下假设：
假设一：人口抚养比上升会导致居民储蓄率上升。
假设二：农村劳动力比重减少将导致储蓄率上升。
三、人口结构效应的实证分析
（一）变量定义及来源
对于影响居民储蓄率的因素，本文结合以前研究以及数据的可得性，考虑了经济增长（人均国内生产总值GDP增长率）、人口抚养比、农业就业人口比重、养老保险人口比重。人均国内生产总值GDP增长率视为宏观经济因素，用GDP表示；养老保险人口比重视为宏观经济政策因素，用EI表示；抚养比视为人口年龄结构因素，用TR表示；农业就业人口比重视为劳动力结构变化（人口红利）因素，用RP表示；储蓄率用RS表示。数据均为年度数据，考虑到养老保险制度从1989年才开始，故样本数据区间为1989年到2014年共26个样本。居民储蓄率、抚养比数据来源于“世界银行”网站、农业就业人口比重、养老保险人口比重来源于“中国人民共和国国家统计局”网站。
（二）模型的构建
理论和学者的研究均表明，人口结构变化会对居民储蓄率产生影响。这可以初步判断人口结构与居民储蓄率之间可能存在相关关系，但不能确定两者是否存在明确的关系，以及人口结构变化对居民储蓄率的影响程度如何。因此，建立以下计量模型进一步研究：
RS=C0+C1*GDP+C2*EI+C3*TR+C4*RP+et
其中，C0为常数项，et为随机误差项。
在建立上述模型的基础上，采用向量自回归模型（VAR模型，是由Smis在1980年提出来的，目前各内部变量的冲击主要是采用VAR模型）分析人口结构变化对居民储蓄率的冲击影响，模型具体方法不再赘述。
（三）数据的检验及模型的建立
1.数据平稳性检验
本文以时间序列数据进行实证分析。在时间序列关系检验前，先要确定时序是否平稳。首先对各时间序列数据进行单位根检验，来判断序列的平稳性，本文采用ADF检验方法检验时间序列是否平稳，检验过程中采用SIC准则确定滞后项，结果见表1。其中，D表示变量的差分，ADF检测类别为（c，t，f），依次表示截距项、趋势项和滞后项。通过SCI准则为序列选取合理的滞后阶数进行单位根检验，可选用不带任何项、截距项和趋势项的方式进行选择。
ADF单位根检验结果表明，在5%的显著水平下，RS、GDP、RP、TR和EI都是不平稳的，RS、和GDP经过一阶差分后是平稳的，RP、TR和EI经过二阶差分后是平稳的。根据检验结果，数据不是同阶单整的，需要进行协整检验，检验显示可以建立RS、GDP、D（RP）、D（TR）、D（EI）的VAR模型。
2.VAR模型的建立及检验
通过平稳性检验，满足建VAR模型的必要条件。首先，需要确定滞后阶数，考虑到模型的解释能力和保证模型的解释能力，根据SIC准则，将VAR模型的滞后阶数选择为2阶。参数估计结果如表2所示。
从表2的结果看，RS方程拟合优度较好，R-squared达到了0.933651，说明VAR模型估计效果较好。
为了更好的分析人口结构对居民储蓄率的影响以及影响的贡献度，需采用脉冲响应函数和方差分解进行分析，这需要检验VAR模型的稳定性，图1表明VAR（2）模型的所有逆根都在单位内，说明VAR（2）模型是稳定的。
（四）脉冲响应函数分析
通过以上分析和检验可以得出本文构建的VAR模型是一个稳定的向量自回归模型，在此基础上可以使用脉冲响应函数分析模型中的变量居民储蓄率在受到其他变量残差冲击时的短期反应。脉冲响应结果见图2。
通过图2，我们可以看出经济增长、宏观经济制度、人口年龄结构和人口劳动力结构对居民储蓄率的冲击效果。从图2的脉冲响应函数的分析结果看，当经济增长率GDP产生一个正向冲击时，短期内会产生一个负向的反应，然后在第3期产生正向反应并在第4期达到最大后一直波动，到第12期基本产生负向影响并在第19期趋于稳定，说明经济增长率在中长期的影响还存在。当养老保险人口比重波动EI产生一个正向冲击时，短期内会产生一个正向冲击，到第10期转向负向影响并趋于平衡，说明养老保险人口比重波动DEI产生的影响主要是短期的。抚养比TR产生一个正向冲击后，在前8期为正向冲击，转为负向并在20期趋近于0，说明抚养比TR对储蓄率的冲击是短期的。农业从业人口比重波动DRP产生一个正向冲击时，短期内由负向到正向冲击波动，并在负向冲击逐渐平稳，但中长期影响较小。
（五）方差分解
榱烁好的分析经济增长、宏观经济制度、人口年龄结构和人口劳动力结构对居民储蓄率的影响程度，并区分影响居民储蓄率的短期、长期决定因素，本文在VAR（2）模型的基础上，利用方差分解方法分解出经济增长、宏观经济制度、人口年龄结构和人口劳动力结构的波动对居民储蓄率变化的贡献度，方差分析结果见图3。
从表3可以看出，居民储蓄率的变化主要受自身、宏观经济和人口结构变化的影响。自身影响在前3期仍然比较大，为58.1%，这说明居民储蓄率有惯性特征。同时，经济增长率对居储蓄率的影响一直很明显，并随着时间逐步增加，这说明居民储蓄率受经济增长率明显，并且随着时间推移会增加。养老保险人口比重虽然对储蓄率也有影响，但比重一直很小。抚养比对储蓄率的影响在第7期增大到最大后，贡献度在下降，这也说明了抚养比的影响是短期的。农村人口比重在初期对储蓄率的影响贡献度很小，但也有逐步增加的趋势，这说明劳动力结构的变化将长期影响储蓄率。
四、结果及建议
（一）经济增长对储蓄率的影响是明显的
从理论分析看，经济增长会增加财富，在一定程度上增加储蓄，这与我们在VAR模型基础上的脉冲响应分析一致。实证分析表明，在短期内，人均GDP增长率与居民储蓄率之间存在正相关关系，但长期的关系是负相关，而且影响关系是长期的。这与以前研究结果有所不同，这可能与我国经济增长长期以来是投资带动，但部分投资是无效的，在一定程度上消耗储蓄资源。
（二）宏观经济因素和人口年龄结构因素的影响是短期的
从分析结果看，养老保险的人口比重和抚养比对居民储蓄率的影响在短期都是正向的，但有所不同。抚养比对居民储蓄率的影响明显要比养老保险的人口比重的影响大，这也是符合我国社会现实的，我国传统文化的“养儿防老”的观念根深蒂固，反而对社会养老不是很重视。而抚养比对居民储蓄率的影响是正向的，也与以前研究成果不一致，主要是因为居民在少儿抚养的观念改变，更注重教育投资，这需要进行储蓄，少儿抚养比在总抚养比例较大，从而出现在短期内对储蓄率的影响是正向的。
（三）农业劳动人口比重变化对储蓄率变动的冲击不容忽视
根据刘易斯拐点理论，劳动力剩余到劳动力短缺会导致工资上升。而我国农业从业人口比重一直在下降，随着我国劳动人口结构的变化，已经出现了部分地区和部门劳动力短缺，工资出现上涨。这与我们研究的农业人口比重对储蓄率变动的影响是负向的冲击基本一致，说明我国农业劳动力的转移导致工资上涨，从而引起储蓄率上升。
鉴于此，提出以下建议。一是要保持经济的合理增长速度。经济增长与储蓄率的关系是相互的。高储蓄率伴随着高投资率，对我国的经济增长贡献巨大，而经济的快速增长也推动了储蓄率的上升。在短期内，我国经济的增长动力很难改变，于此同时储蓄率上升也是必然的，要形成两者的良性互动，经济增长需要保持一个合理的速度，新常态下7%的增长率是合理的。二是通过新型城镇化促进农业人口的转移。我国新增就业人口减少的大趋势不可避免，于此同时，农业从业人口比重过高还将存在，这将对我国经济的发展产生较大影响，需要通过产业升级、加快第三产业特别是服务业等行业来吸纳大量农业就业人口的转移。新型城镇化将是解决农业、农村和农民问题的重要途径，应加快新型城镇发展，促进产业升级和人口市民化。三是拓展投资渠道，促进储蓄分流。较高的储蓄率导致高投资率，影响消费；同时也导致我国银行等间接融资比例过高，金融风险集中到银行体系。因此，应通过金融市场、货币市场等多渠道创新，分流高储蓄，促进经济持续健康发展。
参考文献
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The Analysis on the Effect of Change of Demographic Structure on the
Residents Savings Rate in China
――Based on the Theory of Lewis Turning Point
Research Group
摘要：论文以1999―2009年的省际面板数据为样本，对人口年龄结构、财政影响与高储蓄率的关系进行了实证分析。研究发现：（1）影响我国高储蓄率的主要因素不是人口年龄结构，而是经济体的转型特征。（2）人口年龄结构对我国储蓄率的影响存在着明显的城乡差异，其中少儿抚养比对城镇居民储蓄率的影响为负，而对农村居民储蓄率的影响为正；老年抚养比对城镇居民储蓄率的影响为正，而对农村居民储蓄率的影响为负。（3）财政收支比重对城乡居民储蓄率的影响也存在着明显的差异，税收规模对城镇居民储蓄率的影响为正，而对农村居民储蓄率的影响为负；支出规模对城镇居民储蓄率的影响为负，而对农村居民储蓄率的影响为正。上述发现对于中国未来的改革取向具有重要的启示。
关键词：人口年龄结构；财政影响；储蓄率
Population Age Structure, Fiscal Policy and High Saving Rate in China
WANG Qilinga, LAI Xiaoqionga，b
(a. School of Economics; b. Wang Yanan Institute for Studies in Economics, Xiamen University, Xiamen, Fujian 361005, China)
Abstract：This paper uses the sample of provincial panel data for 1999―2009 to make an empirical study of the relationship between population age structure, fiscal effect and high saving rate. The findings are as follows: (1) The main determinant of high saving rate in China is not population age structure, but the transitional features of the Chinese economy. (2) There is a distinct urbanrural difference in the effect of population age structure on saving rate, in that child dependency ratio has a negative impact on urban household saving rate and a positive one on rural saving rate, while oldage dependency ratio has a positive impact on urban household saving rate and a negative one on rural saving rate. (3) There is also a marked disparity in the effect of the share of fiscal revenue and expenditure on household saving rate. The scale of taxation has a positive effect on urban saving rate and a negative one on rural saving rate, while the scale of expenditure has a negative effect on urban saving rate and a positive one on rural saving rate. The above findings provide important reference for China’s future reform.
Key words：population age structure; fiscal effect; saving rate
一、引 言
近些年来，中国保持着非常高的国民储蓄率，2008年的数据已达到523%，较1992年增加1201%。从变化趋势来看，国民储蓄率自20世纪90年代初期开始有所下降，到2000年开始呈现较为明显的递增走势，从2000年到2008年，国民储蓄率年均增长392%。根据国家统计局公布的资金流量表可知，居民储蓄率从2000年的165%增加到2008年的2249%，年均增长408%；企业部门储蓄率从2000年的1565%增加到2008年的216%，年均增长476%；政府部门储蓄率从2000年的636%增加到2008年的821%，年均增长587%。从部门的截面贡献来看，中国的高储蓄率主要是由居民和企业两个部门带动起来，政府储蓄虽然近几年增长迅猛，但所占比例较小。持续高位运行的储蓄率受到了西方国家的责难，在后危机时代中国强劲增长的背景下，一些西方学者抛出了“中国经济责任论”和“储蓄国责任论”，由此引发了又一轮讨论中国高储蓄率问题的热潮。中国的储蓄率为什么这么高？学术界就这个问题给予了不同视角的解释，如人口结构因素［1］［2］［3］［4］［5］、经济增长因素［6］［7］、预防性储蓄［8］［9］［10］［11］［12］、男女比例失衡［13］、部门贡献角度的分析［14］［15］等。
Kraay（2000）通过实证分析，表明未来收入增长率与食品占家庭消费支出之比均对农村居民储蓄率有负向影响，而人口抚养比和未来收入的不确定性却未对其构成影响。［1］Modigliani和Cao（2004）运用时间序列数据研究表明，人口抚养比、经济增长率与通货膨胀率这些变量均对居民储蓄率有明显的正向影响。［2］由此看来，Kraay（2000）与Modigliani & Cao（2004）在人口抚养比对居民储蓄率影响的结论是不一致的。Horioka和Wan（2007）在上两篇文献的基础上重新对中国储蓄率的影响因素做了深入分析，结果表明：（1）收入增长率对居民储蓄率的影响为正，且系数较为显著。（2）人口年龄结构对储蓄率并未产生明显的影响。［3］
在较近的国内文献中，杨继军（2009）和汪伟（2009）的研究较具代表性。杨继军（2009）研究表明，经济增长率对储蓄率有正向影响，且系数显著；人口抚养比对储蓄率有负向影响，且人口抚养比每下降1 个百分点，储蓄率就增加0124 个百分点；由于人口抚养比的弹性远大于经济增长率的弹性，故人口抚养比是决定储蓄率的主要因素。［4］汪伟（2009）通过实证检验发现，中国的高储蓄率主要是由两个急剧转变的政策共同作用所致：（1）是从20世纪70年代后期实施的改革开放，以1978年为界，人均收入增长率的均值由1953―1977年的55%上升到1978―2006年的96%，经济增长率与储蓄率的变动基本一致。（2）是人口政策的转变，20世纪70年代我国开始实行计划生育政策，这对储蓄率的积累产生了巨大影响，这一转变使得中国迅速实现了人口转型，并通过“人口红利”的集中释放带来高储蓄。经济增长与劳动年龄人口的大幅增加互相影响，又进一步提高了储蓄率。［5］
中国人口年龄结构与高储蓄率的关系到底是怎样的？
图1描述了1995―2008年期间国民储蓄率与总人口抚养比的变动关系，根据该图可知，2000年是这一变化的转折年份，Kraay（2000）与Modigliani & Cao（2004）在人口抚养比方面的矛盾性可能与他们的数据区间不同有关，同时根据该图可知，杨继军（2009）对2002―2007年短期的分析是合理的，即人口抚养比与储蓄率呈现了负向关系。另外，由图2和图3可知，人口年龄结构与居民储蓄率的关系有着明显的城乡差异，特别是在城镇地区，杨继军（2009）的结论“人口抚养比对储蓄率有负向影响”在这里被分解为，少儿抚养比对储蓄率有负向影响，而老年抚养比对储蓄率却有着正向影响。为了更为全面的考察这二者的关系，本文借鉴Horioka和Wan（2007）的研究方法，同时考察少儿抚养比和老年抚养比对储蓄率的影响关系，特别关注2000年以后的数据特点。另外，我国是一个由计划经济向市场经济转型的国家，在这个转型过程中，财政手段的影响举足轻重，例如税收与财政支出会影响消费、投资与进出口，因此居民储蓄就会因这种影响而发生波动，从这个角度讲，财政政策特别是税收规模或支出规模就会直接或间接地影响储蓄率。基于上述原因，本文引入财政政策这一变量，来进一步考察人口年龄结构与居民储蓄率的关系，以及财政政策所带来的影响。
图2城镇居民储蓄率与少儿、老年抚养比的关系图3农村居民储蓄率与少儿、老年抚养比的关系二、变量、数据与方法
由于本文要考察人口年龄结构对居民储蓄率的影响，同时纳入财政政策，故被解释变量分别选择城镇居民储蓄率（saving rate of city）和农村居民储蓄率（saving rate of rural），以区分城乡差别的特点。在解释变量里面，我们首先选择人口抚养比作为人口年龄结构的衡量指标，依据Horioka和Wan（2007）具体选用少儿抚养比（young_foster）和老年抚养比（old_foster），以考察不同非劳动年龄抚养比的差别，这里少儿抚养比是指某一地区中少年儿童人口数与劳动年龄人口数之比，通常用百分比表示，以反映每100名劳动年龄人口要负担多少名少年儿童。老年抚养比是指某一地区中老年人口数与劳动年龄人口数之比，用以表明每100名劳动年龄人口要负担多少名老年人，老年人口抚养比是从经济角度反映人口老化社会后果的指标之一。其次，我们选择政府收入占GDP之比（rev_rate）和政府支出占GDP之比（sp_rate），以反映政府财政政策对储蓄率的影响。以上解释变量为核心变量，在此基础上引入其他控制变量X，计量模型如下：
saving rate of city=a1×young_foster+b1×old_foster+c1×rev_rate+d1×sp_rate+M1×X+e1
saving rate of rural =a2×young_foster+b2×old_foster+c2×rev_rate+d2×sp_rate+M2×X+e2
在控制变量的选择方面，首先，根据发展经济学的观点，一国在工业化的过程中应该有必要的储蓄率保证，因此这里引入GDP增长率（gdp_growth_rate）；其次，由于我国是一个转型国家，故应该纳入表征转型特点的指标，故引入第三产业比重（third_ratio）和二三产业比（trans_rate）以控制转型国家数据模型的稳健性；再次，从微观角度来看，居民储蓄率同人口自然增长率有着一定的关系，故这里引入人口自然增长率（natural_rate）；此外，不同地区城市化水平有着明显的差异，这里将纳入城市化指标（urban_rate），具体使用地区城市人口占地区总人口比重来测度。
以上变量所需数据均来源于CEIC数据库以及《中国统计年鉴》，数据区间为1999―2009年，原因是：（1）由于本文考察财政政策影响，受个别省份的财政收支数据的限制，省际财政收入与财政支出从1999年开始有完整的统计数据，从而保证了31个省市自治区的完整度。（2）Modigliani和Cao（2004）等文献主要考察了2000年以前的情形，这里为了对比其结论的代表性以考察2000年以后的情形为主。（3）根据图2和图3可知，分析2000年以后的数据特点更能揭示出人口年龄结构与中国高储蓄率的真实相关性。
本文使用31个省市自治区的面板数据来考察人口年龄结构对储蓄率的影响，在这个影响机制中，特别引入了财政收支比重，以分析当财政政策发生变化时，人口年龄结构的储蓄效应是否受到明显的影响。具体而言，根据杨继军（2009）的结论，人口抚养比对储蓄率有负向影响，这个由图1就可看出，但再观察图2和图3就会发现，少儿抚养比与老年抚养比的储蓄效应是截然相反的，并且这个特点在城镇地区极为明显，那么这个差异是否与财政政策的变化有关联？不同地区的地方财政情况有明显的差异，因此本文再引入省际财政收支比重，以考察财政手段是否构成对“非劳动年龄抚养比的城乡储蓄效应”这一传导机制的影响。
三、实证结果与分析
我们使用省际面板数据来考察人口年龄结构、财政影响与储蓄率的关系，根据Hausman检验，本文只报告固定效应，结果如表1所示。
模型（1）和（2）为基本回归方程，意在分别考察忽略财政政策时的少儿抚养比与老年抚养比对城镇和农村居民储蓄率的影响。然后引入控制变量：GDP增长率、第三产业比重、二三产业比、人口自然增长率以及城市化水平五个指标，同时引入财政收入比重与财政支出比重，形成模型（3）和模型（4），以考察两种抚养比，以及财政政策调整对城镇居民和农村居民储蓄率的影响。进一步地，本文通过引入财政收入比重与少儿抚养比、财政收入比重与老年抚养比、财政支出比重与少儿抚养比、财政支出比重与老年抚养比的交叉项来考察财政政策影响的强弱，针对城镇居民与农村居民储蓄率分别形成模型（5）、（6）、（7）和（8），并且计算财政收支规模的最优门限值，为后面的财政收支区间分析作准备。
根据模型（1）和（2）可知，少儿抚养比与老年抚养比对城乡居民储蓄率的影响系数均非常显著，少儿抚养比对城镇居民储蓄率的影响为负，而老年抚养比对城镇居民储蓄率的影响为正，两种抚养比的储蓄效应形成巨大反差，这与图2所显示的特点是一致的；少儿抚养比对农村居民储蓄率的影响为正，而老年抚养比对农村居民储蓄率的影响为负，这个情况刚好与城镇居民储蓄率相反，这说明人口抚养比的储蓄效应存在明显的城乡差异。
为了稳健性起见，模型（3）和（4）引入财政收入比重与财政支出比重，同时加入了5个控制变量，少儿抚养比对城镇居民储蓄率的影响系数由原来的-0472增加至-0276，老年抚养比对城镇居民储蓄率的影响系数由原来的0602减小至0575；少儿抚养比对农村居民储蓄率的影响系数由原来的0373增加至051，老年抚养比对农村居民储蓄率的影响系数由原来的-0559减少至-0781。数据虽有少许变化，但总体上仍在1%的水平上显著，且与原来的影响方向一致，说明人口抚养比对城乡居民储蓄率的影响作用是稳健的，这与Horioka和Wan（2007）的分析结果相反。当引入控制变量后，在影响城乡居民储蓄率的几个因素中，最为突出的是二三产业比，它对城镇居民储蓄率与农村居民储蓄率的影响系数分别为881和685，前者在1%的显著水平上通过检验，后者在10%的显著水平上通过检验，其次是少儿抚养比与老年抚养比。这说明影响城乡储蓄率的主要因素是二三产业比，它衡量了不同地区的转型特点对储蓄率的积累特性，其中的第三产业比重在城镇居民储蓄率的影响中系数较为显著，但在农村居民储蓄率的影响中并不显著，由此可知二三产业比更适合控制转型特征。在模型中，GDP增长率在城镇方面通过了显著性检验，而农村方面却未通过检验，为此我们对模型（3）和（4）做了GLS回归，结果表明，该系数的t值概率分别为0509和0031，城镇居民方面未通过检验，而农村居民方面却较为显著，这个城乡差异不足以说明GDP增长率对储蓄率的影响，这与Horioka和Wan（2007）的结论相反。城市化水平对城镇居民储蓄率的影响系数较为显著，而对农村居民储蓄率的影响系数却不显著，这说明，城市化的储蓄效应只在城镇地区较为明显，而在农村地区不明显，这个结论也是显而易见的。
考虑财政政策影响的情况，城镇储蓄率方面，引入的财政收入系数为0644，财政支出系数为-0706，两个系数均在1%的水平上显著，易见收入规模的扩张有利于城镇居民储蓄率的增加，而支出规模的扩张却会导致储蓄率的下降，且幅度较大。农村储蓄率方面，少儿抚养比与老年抚养比的系数也较为显著，系数正负与模型（2）和（4）一致，在引入的5个控制变量中，只有二三产业比和人口自然增长率通过了显著性检验，引入的财政收入系数为-0415，而财政支出系数为0748，容易发现这与城镇储蓄率的情形正好相反。根据模型（3）和（4）可知，引入财政收支比重后，少儿抚养比与老年抚养比对城乡储蓄率的解释力度仍较强，同时财政收支对城乡储蓄率的影响也存在着明显的城乡差异。
下面通过引入财政收入比重与少儿抚养比、财政收入比重与老年抚养比、财政支出比重与少儿抚养比、财政支出比重与老年抚养比的交叉项来考察财政政策影响的强弱，由此分别形成模型（5）、（6）、（7）和（8），根据我们计算的财政收支规模门限值可得到表2和表3，通过分析不同的财政收支区间来反映抚养比对城乡储蓄率的影响。
根据表2可知，随着税收规模的不断增加，少儿抚养比对城镇居民储蓄率的影响是先减小后增大，最优税收规模为465%，而对农村居民储蓄率的影响是先增大后减小，最优税收规模为713%，城乡储蓄率存在着相反的特点。随着支出规模的增加，少儿抚养比只对城镇居民储蓄率有影响，且影响是先减小后增大，最优支出规模为399%，而对农村居民储蓄率没有影响。剔除数据后，省际财政收入比重的均值为1911，标准差为757，最小值为851，最大值为5576，平均来看，财政收入比重没有超过465%，故验证了图2中少儿抚养比对城镇居民储蓄率的负向影响。类似的，农村居民储蓄率的最优税收规模为399%，而省际财政收入比重的均值为1911%，也未超过这个门限值，故验证了图2中少儿抚养比对农村居民储蓄率的正向影响。省际财政支出比重的均值为1601，标准差为642，最小值63，最大值4502，平均来看，财政支出比重远超过门限值86%，故验证了表1中老年抚养比对农村储蓄率的系数值-0559。
根据表3可知，随着税收规模的增加，老年抚养比只对农村居民储蓄率有影响，且影响是先增大后减小，最优税收规模为84%，而对城镇居民储蓄率没有影响。随着支出规模的增加，老年抚养比也只对农村居民储蓄率有影响，且影响是先增大后减小，最优支出规模为86%，而对城镇居民储蓄率无影响。
从表2和表3可知，人口年龄结构对城乡居民储蓄率的影响不是简单的单向关系，而是受到财政收支规模的制约，不同的税收规模与支出规模可能对应着相反的储蓄率效应。另外，人口抚养比对储蓄率的影响也存在着明显的城乡差别。
一般来讲，人口老龄化会影响居民储蓄率，其原因如下：（1）在经济领域，老龄化会对消费、储蓄、投资、税收等发生冲击，在公共政策的视角下，仅仅依靠调节人口政策或某一部门的政策都不足以全面应对老龄化问题。［17］在这个宏观系统的调整过程中，财政政策的作用直接或间接地平衡着储蓄与消费的互动，比如财政支出尤其是消费性支出（如中国政府部门的三公消费）的增加通过挤出效应使得居民消费减少，从而改变了居民的储蓄水平。（2）根据莫迪利安尼的研究，随着年龄的增大，居民在年轻时会多储蓄而到年老时就会拿出储蓄部分来消费，因此人口老龄化的加剧应使得居民储蓄率不断下降。（3）人口老龄化过程导致了劳动力年龄结构的老化，劳动力年龄人口的中位数大幅增加，劳动力供给减少，收入就会随之减少，因而储蓄也相应减少。［18］
但是，根据中国数据的测算，结合表1可知，人口年龄结构的老龄化趋势使得城镇居民储蓄率不断增大，而使农村居民储蓄率不断减小，可能的解释如下：（1）我国养老保障制度的二元结构。我国现有的养老保障制度设计是以城镇职工为主，对城镇职工实行社会养老保障，即个人、企业和政府三方责任共担的企业职工基本养老保险制度。近年来，我国各地积极探索农村养老保障制度改革，但由于没有统一的指导性文件，各地区改革在制度和标准上都不统一，农村社会养老保险的“碎片化”趋势较为严重。目前全国31个省（市、自治区）的农村养老保险共有1900多个县级统筹单位，标准大多是“一地一策”，这样导致的结果是，不仅正在试点的新农保制度互不相同，即使是一地的农村社会养老保险也同时存在多种制度。另外，没有纳入试点的农村居民仍然只能依靠个人养老方式。从这个角度看，农村养老保障制度在各方面仍远不如城镇养老保障制度完善，这样的城乡二元结构保障制度使得城镇老龄人口每月能得到一定数量的养老金，这在一定程度上保证了老年人的收入不减，近年来政府又提高了养老金的支付额度，使得城镇老年人的腰包越来越鼓，故其储蓄份额有所增加，但农村地区的养老保障制度仍未完善，出现的问题也较多，故农村居民在收入保障上远远不如城镇居民。（2）劳动力年龄结构的老化。人口老龄化促使劳动力年龄结构的老化，这在城乡都是一致的，但城乡就业岗位性质的差别在于，城镇地区的岗位多以脑力劳动为主，而农村地区的岗位多以体力劳动为主（相对而言），这就使得城镇老年人仍可以有机会或有时间继续工作，以获得薪金收入。而农村老年人就会因身体的原因而走下岗位，收入也随之减少。这样的结果导致城镇老年人仍有一定量的收入储蓄起来，而农村老年人就失去了储蓄的重要来源，因而农村储蓄率必然下降。（3）财政政策的影响。我国的财政政策主要体现为城市偏向性的财政政策，［19］因而较容易地导致城乡收入差距，例如社会保障支出较多地使城镇老年人受益，而使农村老年人得益甚少。表3却明确说明了人口老龄化的储蓄效应只在农村地区受到财政政策的影响，在城市地区却无影响，可见财政压力对农村老年人的影响更大，财政收支比重稍微增加一点，农村老年人的收入就可能减少，这就影响到其储蓄水平。
关于少儿抚养比的储蓄效应，可能的解释是，少儿年龄人口不具备劳动能力，因而没有收入来源，少儿抚养比的增加使得社会负储蓄增加，以提供足够的经济能力抚养少儿年龄人口。然而，少儿抚养比对储蓄率的影响在城乡之间有着明显的反差，其原因可能是：（1）抚养小孩成本的城乡差异。一般认为，小孩需要抚养的阶段是指从一个孩子的出生直到其具备独立的生存能力。抚养一个小孩需要的成本包括产前费用、生产费用、衣食住行、医疗费用、教育费用，以及其他不可预期的费用，而我国城乡地区在这些成本支出项目上都存在着明显的差距。据研究，城镇居民基本生活线为594286元，而农村居民基本生活线为196801元，后者仅相当于前者的3312%。［20］这说明农村整体上的消费水平都远低于城镇，城镇的高消费水平使得城镇家庭抚养小孩的开销大大增加，从而可储蓄的部分就会相应地减少。而农村因其较低的消费水平而较小地影响其储蓄能力，但农村居民储蓄率的储蓄效应系数为正数，也就是说，小孩数量的增加反而会提高农村家庭储蓄水平。我们给出的解释是，在农村一直都有养儿防老的传统，所以农村家庭小孩多（尤其是男孩）的父母就会进行预防性储蓄，以保证自己老了有人所养。（2）财政政策影响。一方面，财政收入的增加，如所得税或消费税的调整，很容易使城镇劳动者的收入发生改变，而这却较小地影响到农村劳动者，因而抚养小孩数量明显会造成城乡家庭储蓄的巨大差异；另一方面，财政支出所具有的挤出效应（主要是消费性支出的挤出效应）会影响到城镇居民而不会影响农村居民，因而少儿抚养比对城镇居民储蓄率的影响受到财政支出挤出效应比较大，而对农村居民储蓄率则不会产生影响。
四、结论性评述
本文以1999―2009年的省际面板数据为样本，对人口年龄结构、财政政策与高储蓄率的关系进行了分析，结果表明：（1）影响我国高储蓄率的主要因素不是人口的年龄结构，而是经济体的转型特征，产业结构的调整从宏观角度改变了拉动经济的投资消费比例，从而传递到居民部门，影响其储蓄行为。（2）人口年龄结构对我国储蓄率的影响存在着明显的城乡差异，其中少儿抚养比对城镇居民储蓄率的影响为负，而对农村居民储蓄率的影响为正；老年抚养比对城镇居民储蓄率的影响为正，而对农村居民储蓄率的影响为负。（3）财政收支比重对城乡居民储蓄率的影响也存在着明显的差异，税收规模对城镇居民储蓄率的影响为正，而对农村居民储蓄率的影响为负；支出规模对城镇居民储蓄率的影响为负，而对农村居民储蓄率的影响为正。
中国从1978年改革开放到现在，经济体的运行具有明显的转型特征，这个特征不仅体现在产业结构调整上，而且也体现在微观层面上，加之20世纪70年代实行的计划生育政策，又改变了中国的人口年龄结构，这在很大程度上配合了转型调整所带来的储蓄效应。在这个过程中，财政政策通过宏观层面对经济进行干预，使得城乡居民的收入与消费行为发生改变，进一步影响到储蓄能力。从以上原因来讲，我国高储蓄率的发生有其必然性和合理性。然而根据发展经济学的观点，经济的发展将伴随着储蓄的减少，但就现状而言，中国是世界上最大的发展中国家，中国仍处于并将长期处于社会主义初级阶段，不能单凭改革开放后中国经济总量快速的增长而忽视中国发展阶段的实质。随着中国人口老龄化的不断加深，人口红利的优势将逐渐释放直至消失，在此过程中国家调控的方向应是以优化产业结构、转变经济增长方式、加快人力资本积累等途径为主，这些措施虽然看似较为传统，但考虑到中国高储蓄这个发展特点，它们的实施对促进中国经济增长与发展仍具有重要的意义。
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收稿日期：2011-10-12
[论文摘要]经济增长有赖于储蓄的增长，但高的储蓄率并不必然带来高经济增长率。在我国，过高的储蓄已转化成为一种基金，社会保障制度和金融创新的滞后阻碍了居民消费的增长。通常存在两种储蓄向投资转化的渠道，市场和政府“看得见的手”，在社会上存在大量闲置资源的条件下，借助于政府“看得见的手”，将资源配置于一些基础性产业，可以有效发挥政府支出的“挤入效应”。最后，笔者提出了一些健全我国储蓄投资转化渠道的制度安排。
发展经济学倾向于把经济增长的动因归结为资本、劳动力、土地等因素，并认为资本的积累程度和状况从根本上制约着经济增长的速度。而要解决资本对经济的制约可以通过两个途径来达到：提高本国的积累率；吸引国外资本流入。新世纪中国经济保持了较高速度的增长，国民储蓄虽有2006年的短暂下滑；但总体上仍是较高速发展。过高的储蓄余额与萎靡的国内投资状况向我们展示了我国经济存在的一个重要问题：储蓄转化为投资的有效渠道不畅通。
1储蓄与经济增长的关系
根据哈罗德－多马增长模型，增长率等于储蓄率与资本产量的比率，高储蓄率自然意味着高增长率。这个结论看起来似乎非常合理，但目前的现实情况是日本、东亚经济实体的储蓄率仍然很高，其高速的经济增长却已风光不再。
正如凯恩斯所言，储蓄和投资分别是由不同的经济主体出于不同的目的而做出的，投资并不必然地等于储蓄。就其核心来说，哈罗德－多马模型可以被视为这样一个命题：如果投资等于储蓄，那么经济增长率一定等于储蓄率与资本产量的比率。事实上，假设：I=S，可以得到：I/Y=S/Y，进一步：(Y/Y)(I/Y)=S/Y。两边同时乘以I/Y，可以得到增长率公式：y/Y=(S/Y)/(I/Y)。
因此，问题的关键是投资如何能够等于储蓄。只有满足了这一条件，经济增长才能得到保证。这样，问题集中到投资的决定因素上。凯恩斯主义认为有效需求决定投资，储蓄只是决定投资有没有保障。只有当投资的需求大于储蓄的供给，经济中存在额外的投资机会时，决定投资进而增长的才是储蓄。换句话说，储蓄只是一种约束，并不是动力，当经济中的投资机会变成一种稀缺性资源时，动力只能是有效需求。
过去，日本、东亚经济实体的储蓄率高，增长率也高。然而，首要的不是高储蓄率，而是高储蓄可以转化为投资，储蓄转化为投资的渠道是畅通的。今天，日本、东亚经济实体的储蓄率仍然很高，为什么没有了高增长?原因可以归结到很多方面，但有一点是不容忽视的，即：储蓄转化为投资的渠道已经阻断，高额的储蓄不能转化为有效的投资。当经济进入成熟期后，市场通常表现为过剩经济、买方市场，这时，高储蓄率只会阻碍经济的增长。因此，在经济的起飞阶段，政府的经济政策常常是鼓励储蓄，而当经济进入成熟期，政府的经济政策常常是鼓励消费。
2我国储蓄高速增长的根源
根据中国人民银行的消息，2007年，居民户存款增加1.13万亿元。这一数字只是2006年居民户存款增加额的54.07％，储蓄“搬家”现象进一步加剧。对不少投资者来说，要想跑赢CPI，只能继续让储蓄“搬家”。但2008年中国人民银行9月12日的2008年8月份金融运行情况显示，受股市清冷等因素影响，居民储蓄继续大幅增加。居民户存款增加3404亿元，同比多增3823亿元，居民储蓄又重新回到2006年以前的水平。
健康的经济体运行的一个重要特征是：经济增长导致的收入提高能迅速实现向消费和投资的转化，从而使经济运行处于良性循环当中。但现实的经济运行往往不能达到理想状态，在收入向消费和投资支出形式转化的过程中经常存在的状况是：一部分收入以储蓄的形式漏出经济体。而储蓄漏出的规模则取决于居民消费倾向及私人部门的投资欲望。我国储蓄高速增长的直接原因归于居民消费不振和私人部门投资增长的乏力。
居民消费不振的原因有很多，但根本的应该是居民对未来收入的不确定性预期，而这种不确定性预期是由于我国目前的制度缺失或不完善造成的。我国居民目前的储蓄主要用于住房基金、子女教育、医疗保险、养老保险和更高层级的消费准备(汽车、旅游)等五种目的。实际上，我国的储蓄已经异化为几种基金形式，不过，这些基金是以居民个人或家庭为单位存在的。社会保障制度的缺失、金融工具创新的滞后等应是居民消费不振这一现象形成的制度层面的原因。
私人部门投资增长乏力的原因也不难分析。私人部门投资的热情和规模是以投资的成本－收益分析为基础的，利息率T代表投资的成本，预期利收益率y的高低是投资收益的衡量指标。投资的报酬p用公式表示就是：p=y-i。只有当p＞0时，投资才是值得的。尽管央行2008年几次大幅度降低了利率，但投资者的预期收益并不乐观。另外，作为私人部门重要组成部分的中小企业群体通过银行和在证券市场上融资的渠道并不是畅通的，从这个角度来讲，制度的制约大大阻碍了储蓄向投资转化的力度。
3政府支出的“挤入效应”与“挤出效应”
通过比较，我们可以发现实现储蓄投资有效转化的策略主要可分为两种；一种是利用市场的力量，通过金融机构和资本市场来达到对货币资金的再配置；一种是通过政府这只“看得见的手”，借助政府的财政政策来实现储蓄向投资的转化。
借助于政府来实现储蓄向投资的转化，在新古典经济学家眼中是不可取的，原因在于政府支出对私人经济部门所产生的“挤出效应”。这种“挤出效应”的产生使得政府通过扩大财政支出来刺激经济的努力大打折扣，而且，由于政府在参与资源配置中不可避免的低效率和“寻租”行为，更使得经济学家对通过政府来实现储蓄向投资的有效转化这一渠道持相当保守的态度。
实际上，政府支出的扩张不仅存在对私人经济部门的“挤出”，它也存在着一定的对实体经济的“挤入”，特别是在经济中存在比较庞大的过剩资源时，这种“挤入效应”会更加明显。经济体中存在许多过剩的闲置资源，这时，借助于政府的力量把这些暂时不用的资源进行配置，有其一定的合理性。但是，通常来讲，这种对资源的配置一定不能直接进入私人部门所经营的领域，否则，这只“看得见的手”就会把市场搅乱而使其变得低效。把政府支出的对象定位于私人部门不愿意、没有能力介入的领域及影响国计民生的领域，通过政府支出为私人经济部门下一个经济周期的投资培育良好的市场环境，这应该是有效发挥政府支出“挤入效应”的前提。
针对居民消费不振和私人部门投资增长乏力的现实，中国政府高层选择实施了积极的财政政策，2008年11月12日国务院总理主持召开国务院常务会议，出台了扩大内需的十项措施，总投资约需4万亿元。这一轮的政府投资，从长远来看，为私人经济部门的投资构建了一个比较扎实的基础，具有深远意义。
4储蓄向投资转化的制度创新
合理引导储蓄分流，实现储蓄向投资的转化，从而促进经济的增长，是一个长期的、系统性的工作。如何在制度上进行合理的安排和创新，是决定储蓄是否能顺利转化为投资，经济增长是否能够持久的根本环节。笔者认为，有必要从以下几个方面实现制度创新，来促进经济的正常运转：
(1)加快推行社会保障体系建设，改善居民对未来的预期。只有解决居民的后顾之忧，才能有效地启动居民最终消费。因此，应降低经济生活的不确定性，在当前实施积极财政政策的过程中，加大财政资金的建立，提高低收入群体等社保对象的待遇水平，增加城市和农村低保补助，继续提高企业退休人员基本养老金水平和优抚对象生活补助标准。
国际经济危机对我国经济增长和就业的影响分析
国际经济危机对我国经济的影响首先表现在对出口产业的打击。由于我国出口产业劳动密集度高，这种打击对就业的影响很大。当前，虽然扩大内需的投资对经济增长的带动效果已经显现，增长速度正在回升，但一方面，由于这种回升主要还是投资拉动的结果，增长的可持续性仍然是不确定的；另一方面，目前的增长对就业的带动仍然乏力。针对这种情况，需要采取具有长期效果的扩大内需政策和积极的扩大就业政策。在当前，就业目标应当优先于增长目标。并非有增长就有就业。宁要较低增长率情况下实实在在的就业增长，不要高增长低就业。
1 国际经济危机对中国经济增长和就业的影响将是长期的
2 扩大就业首先要给“规模以下”小企业充分的发展空间
自上世纪90年代以来，我国经济增长的就业弹性从过去的0.4左右下降到0.1左右或以下。这固然有劳动力增长放慢的因素，但与增长模式的变化也是分不开的。在出口下降带来大量失业的情况下，扩大内需投资带动增长但不能显著带动就业就成为一个更加严重的问题。
但是长期以来，“规模以下”的小企业基本上不在各级政府的视野和关心范围之内。我国目前的统计系统只公布“规模以上工业企业”的情况，其中的“小企业”数据，实际上只反映了小企业中规模较大的那一小部分。“规模以下”小企业不纳入正常统计范围，它们的经营状况怎样谁也不清楚，基本上处在自生自灭的状态。
尽管过去各级政府有若干鼓励中小企业发展的政策，但实际从这些政策中受益的基本上是中型企业，而且往往是中型企业中规模较大的那一部分。小企业，特别是“规模以下”的小企业，则很少受益。它们在贷款融资方面，基本上不属于银行服务的对象；在其他方面，其面临的经营环境也远远比不上规模较大的企业。许多地方政府出于追求经济增长的政绩和扩大地方税收的考虑，往往倾向于给规模较大的企业在融资政策、土地供应、减轻企业额外负担、减少干预等方面“吃偏饭”，而“规模以下”的小企业通常是享受不到的。它们与较大型的企业往往不处在市场竞争的同一起跑线上，其发展空间受到了明显的挤压。
各级政府如果不能把关注焦点从大企业转向小企业，我国的就业问题很难真正解决，启动内需也很难持续。
3 扩大内需是长期任务
收入差距扩大，劳动报酬增长滞后于经济增长，这在过去一个短时期内并没有影响经济增长和就业，反而由于保持了低劳动力成本的优势，成为加快经济增长的一个因素。这也是一部分人反对改善社会福利和劳动保障的一个理由。但是从宏观经济和长期发展的角度看问题，我们就会得到不同的结论。因为即便不从公平的角度考虑问题，没有劳动者收入伴随经济增长而相应增 长，经济就没有足够的需求支撑，增长就不可能长期持续。
4 扩大内需靠投资还是靠消费?
政府投资、扩张信贷和鼓励居民消费都可以拉动经济。短期内，因为消费不可能迅速启动，需要一定的投资拉动。信贷扩张带动的也是投资。但投资越多，生产能力扩张越快，就越要靠消费增长来吸收产能，否则就会导致供求失衡和更加严重的产能过剩、增长乏力。即便政府投资全部用于基础设施建设而不用于生产性项目，也无法起到调整消费和储蓄结构失衡的作用；而大幅度放松信贷的结果，更会导致生产性投资迅速扩张。
在消费不足、储蓄过度的情况下，投资只会对经济增长产生短期的拉动效应。一旦扩大内需的投资结束了，产能过剩、需求不振的局面就可能再次出现，经济就有可能再次掉下来。现在的4万亿扩大内需计划中，投资占了一大半。十大产业振兴计划也主要是投资，而且事实上不可能不导致产能扩大。现在应当调整政策重点，从以投资为主的扩大内需，转移到调整结构、改善机制、启动国内消费正常增长的轨道上来。
5 启动消费增长靠什么?
导致消费不足的主要原因可以主要从以下几个方面考虑。
首先是长期以来在劳动力供应充裕的条件下，劳动力市场竞争抑制了低技术劳动者的工资水平上升，使普通劳动者的收入增长滞后于经济增长，导致劳动报酬占GDP的比重持续下降，非劳动收入比重上升，收入差距扩大，限制了可用于消费的居民收入增长。
其次，现行税收体系没有解决资源收益、垄断收益和国有企业利润的合理分配问题，国有企业不分红，资源产业不交资源税，助长了非劳动收入比重的上升和企业储蓄的上升。公共资金管理不当和流失更加剧了上述情况。
第三，长期以来各级政府过分追求高投资、高增长、高税利，使要素配置发生失衡，不利于小企业发展和就业增长，是导致收入差距扩大的一个原因。
第四，收入分配差距持续扩大助长了居民储蓄率的上升，这是因为高收入居民储蓄率远远高于社会平均水平，在收入分配向高收入居民倾斜的情况下，居民储蓄率自然上升。
第五，社会保障缺失使老百姓不敢消费。医疗、教育、廉租房等公共服务不足，价格居高不下，超过了中低收入居民的承受能力，这些都导致了强制储蓄。有人说近些年居民储蓄率没有提高，这与数据失真有关。近些年高收入居民的收入大大低估了，他们的储蓄率也被低估了。
6 政策考虑
(1)我国现在的社保体系不但没有对城镇居民全覆盖，更由于地区分割，不利于农民工等流动人口的保障。建议加快推进基本社保的全国统筹和联网，尽快实现流动人口的异地接续。较发达地区可以搞附加保障。
(3)现在1.4亿农民工大部分把家留在农村，无法在城市安家，主要是住不起房，孩子上不起学。这不利于城市化和社会和谐稳定。建议将廉租房政策扩大到覆盖全体城市低收入居民和进城的农民工，让他们在城市能够安家，他们才能安下心来，也有利于启动消费。经济适用房、限价房实际上只补贴了少部分中等以上收入居民，造成分配不公平，建议将这部分资源全部转移到廉租房建设和维护上来。
(4)改革财税体制，将垄断行业和资源性行业的超额收入收上来，用于社会保障和公共服务。
关键词:索洛模型;储蓄;投资;经济增长
中图分类号:F12
文献标志码:A
文章编号:1673-291X(2010)16-0010-02
索洛的经济增长模型主要讨论了储蓄、资本积累和经济增长三者的相互关系。总体来讲,这三者之间是循环影响的,高储蓄会带来丰厚的资本积累,资本积累会推动产出的增加,产出又决定了储蓄和资本积累……。但是,索洛认为,从长期来讲,高储蓄率并不能维持经济的高速增长,经济的持续增长最终要归因于技术的进步。但是,高储蓄率影响产出水平和生活水平,储蓄率的上升将会导致一段时间内的更高增长并最终导致更高的生活水平。
索洛的研究是以美国经济为主要对象的,而且在模型中设定了实际经济无法满足的苛刻假设,因而要对其理论进行严格的验证是比较困难的。中国经济与美国经济有着很大的区别。美国是个低储蓄率的国家,自1950年以来,其储蓄率平均只为18.6%;而中国一直是个高储蓄的国家,储蓄率约在50%左右。中国是一个发展中国家,资本存量相对较小。与美国这个发达国家相比,储蓄应该有着更重要的作用。除此之外,与美国相比,中国目前还不具备发达的资本金融体制来进行储蓄向投资的有效转化。因此,索洛的有关储蓄、资本积累和经济增长的相关结论是否能够适用于中国的经济增长,是本文要探讨和思考的问题。
一、中国的高储蓄率对经济增长的影响
(一)中国的高储蓄率和高经济增长率
中国居民一直保持的极高的储蓄率是由多方面因素导致的。储蓄节俭自古以来是中华民族的传统美德,受此历史文化因素的影响,中国居民相对喜欢储蓄;市场化改革使得人们以前享有的福利逐渐消失,加之现今社会保障体制的不健全,居民的家庭预防性储蓄还保持着较高水平;中国欠缺发达的金融体系使得人们缺乏借贷金融工具,那么就不得不为像买房买车等较大项目的支出进行提前储蓄;人口结构也是不可忽略的因素,中国高储蓄年龄群体人数众多,年龄在50～70岁的人群具有维持较高储蓄率和避免任何形式债务的倾向;此外,随着中国经济的快速增长,人们的收入也在增加,这也造成了储蓄的增加,尤其是具有较高储蓄倾向的人群,他们收入的增加会更多地导致储蓄率的升高。
与高水平储蓄率一样引起人们关注的,还有中国的高速经济增长。那么,这两者之间关系如何?从图1和图2可以看出,储蓄和GDP的走势是高度一致的,这可以在一定程度上说明二者呈高度正相关性。
(二)计量经济模型分析
下面通过一个简单的计量经济回归模型来进一步阐释储蓄对经济增长的影响。选取GDP来表示经济增长,用城乡居民储蓄存款来表示储蓄s,用固定资本形成总额来表示投资I。建立如下对数模型:
Ln(GDP)=Bo+B1Ln(s)B2Ln(I)+ε
其中,B;(i=0、1、2)为待回归系数,ε为随机扰动项,表示除基本因索外其他可能影响GDP的因素。
数据选取自1989-2008年,数据来自国家统计局网站。用EVIEWS软件对数据进行回归,得到以下结果:
lnGDP=2.6837+0.3305LnS+0.4938LnI
(2015)(3.83) (5.06)
R2=0.9971,D.W.=6297,F=2995.414
回归结果表明,R2值和调整后的R2值都在99%以上,各项系数的t检验都显著。因此,该模型具有较好的解释力。
根据以上估计的结果可以看出,储蓄s对经济增长GDP具有显著影响,从其回归系数0.3305可以知道,储蓄每1%的变动可以带来GDP33%的变动。但是,与投资变量I相比,投资变量对应的回归系数0.4938大于储蓄的回归系数0.3305,说明投资比储蓄更能带动经济增长。
实证分析结果表明,用中国数据分析出来的结果与索洛关于美国经济的结论有所出入,中国储蓄率对经济增长是具有明显的相关性和长期推动作用的。
除此之外,索洛在模型中将储蓄和投资等同分析,即模型假定储蓄能够全部转化为投资。但是,从以上中国数据的回归分析结果上看,储蓄和投资对经济增长的影响是存在较大差距的。为什么会存在这样的结果呢?―个可能的解释是,因为中国的经济体制不健全,使得储蓄不能转化为有效的投资。
二、储蓄向投资的有效转化
按照发展经济学的观点,储蓄转化为有效的投资要经过三个环节,即足够的国内储蓄、储蓄向投资转化、投资变为有效的产出。
中国的高储蓄率使得我们有较为充足的国内储蓄,因此我们在第一个环节不存在问题。但是,我们在另外两个环节上则存在着渠道不通畅的问题。
(一)储蓄向投资转化环节
到目前为止,中国的储蓄转化为投资还处在比较低效的阶段,主要有以下几方面原因:
首先,金融体系不发达导致储蓄向投资转化的形式比较单一。目前中国的金融市场还处于初级发展阶段,不够完善。金融工具的品种有限,不能满足不同投资者的需求,使一部分投资无法向投资转化。其次,国有银行的主导地位限制了竞争。目前中国从储蓄向投资转化,主要通过国有银行作为金融中介从存款转向贷款。这种带垄断性的资金供求市场会造成资源配置的无效率。再次,中小企业融资难的现实阻碍了储蓄向投资的转化。中小企业在金融市场的融资渠道单一而艰难,经常面临很高的融资门槛,这使得资金需求方难以获得资金,而巨额的储蓄却不能转为所用,储蓄向投资转化难以实现。另外,中国的利率制度降低了利率在调节储蓄一投资方面的作用。利率是储蓄向投资转化的重要环节。中国当前实行管制利率,各银行的利率由中央银行统一规定并要求保持稳定。这样,利率就不能自由地反应市场上的资金供求关系,储蓄和投资对利率的敏感程度大大降低,利率对投资和储蓄的影响非常有限。最后,中国社会保障体制的不完善性阻碍了储蓄向投资的转化。目前中国政府部门的储蓄一投资转化率很高,近90%。但是,居民部门的储蓄一投资转化率很低,只有30%左右。这在很大程度上归咎于中国很不完善的社会保障体制。社会保障体制的不完善使得生活中的不确定性因素增加,必然导致人们对未来生活的担心和忧虑。因而,预防性的储蓄也会加大,阻碍了储蓄向投资的转化。在现今金融危机影响下,中国扩大需求的目标,也需要国家尽快完善中国社会保障体制。完善了社保体制,使人们无须再为未来生活的不确定性大量储蓄,那么就会促进投资和需求的增加。
(二)投资转化为有效产出环节
投资无法转化为有效产出的问题,需要先进的技术水平来有效解决。从这个角度来说,索洛的“经济增长最终归因于先进技术”的结论是正确的。因此,在储蓄转化为投资的前提下,需要先进技术水平的支撑才能最终推动产出的增加,推动经济的持续增长。
三、结论
从以上的分析可以看出,中国的经济增长与储蓄具有较大的相关性,高储蓄率在较长的时期内促进了中国经济的高速增长,因而与索洛的结论有所出入。但是,储蓄对经济增长的促进作用仍然不如投资显著,这主要是因为中国在储蓄转化为有效投资的环节还存在障碍。因此,中国需要加速相关体制的完善,创新先进技术,保持储蓄一投资的渠道畅通,促进储蓄向有效投资的转化,最终推动经济的快速增长。
参考文献:
[1]奥利维尔布兰查德.宏观经济学[M].北京:清华大学出版社,2003:240-246.
[2]徐忠秀.中国储蓄一投资转化机制研究[D].厦门:厦门大学硕士学位论文,2007.
[3]孔丽频.高储蓄率可能阻碍中国经济增长和稳定[N].中国改革报,2009-10-23(5).
摘要:改革开放以来,中国的M2/GDP一直呈现上升趋势。从1978年的0.32增长到2005年的1.98,这样的增长态势在世界各国经济发展史上是前所未有的。对于M2/GDP比率居高不下的原因,经济学家从各种角度给出了自己的解释。通过分析发现,是我国的经济的货币化、货币流通速度的下降、金融机构结构不合理、社会收入分配不均、社会保障体系不健全等迫使人们偏好储蓄,而且储蓄资金主要集中在银行业机构、迅猛增长的外汇储备等原因导致M2与GDP比率偏高。而且,中国的高货币化现象在一段时间内还将继续持续。
关键词:高货币化;M2/GDP;原因分析
1现状及问题
近年来,中国金融市场上一个引人注目、同时也是广受争议的一个现象,就是广义货币(M2)与国内生产总值(GDP)的比值不断高攀,M2/GDP比率一直呈现上升趋势。从1978年的0.32增长到2005年的1.98,为世界之最。这样的增长态势在世界各国经济发展史上是前所未有的。见下图1和图1.2。从下图来看我们可以明显地看出,从九十年代初开始我国经济中广义货币增长超过国内生产总值增长,以至于M2/GDP增加是一个长期现象。
从增量上看,改革开放以来,M2的年增长率几乎都高于GDP的年增长率,直到近年来才有所趋近(见下图),这表明长期积累带来的M2规模大于使得M2/GDP这一比例在近几年仍不会得到明显的改观。
通过分析研究,可以得出以下三个结论:第一,我国M2与GDP比率不断上升,说明我国经济货币化程度已进入较高级阶段。第二,我国M2与GDP的比率成为世界之最,并不说明我国经济货币化水平最高,这是我国金融体系还不完善的结果。我国银行业相对发达,而非银行金融业比较落后,社会货币收入过多地集中在银行,造成M2过度膨胀,而不能及时、合理地分流到证券市场、保险市场和社会保障系统,以促进货币供应量级次不断提升。第三,货币对经济的推动力呈弱化趋势。
2M2与GDP高比率的原因分析
2.1经济的货币化
经济的货币化是指通过货币进行的经济活动比例的不断增加,而与传统的物物交换相联系的非货币化经济比例则不断下降。货币化的关键之处在于它会引起对货币的额外需求。改革开放以前,在广大农村地区,实物交易较为广泛地存在;其后,随着农村市场的开放,改革向城市和国有企业推进,商品交易领域的扩展和交易媒介货币化程度加深,对货币需求也迅速增加。有学者估计,在我国改革初期,为了满足经济货币化对货币的需求,每年需要增加货币供给6%-8%。居民储蓄行为的增加,从而货币流通速度下降,发展中国家由于货币进程较低,所以其M2/GDP增长速度较快。中国由于市场经济的不断深化,M2/GDP有不断上升的趋势,但是国内学者一般公认到1993年,中国的货币化已经差不多,因此可以推断中国M2/GDP还受其他因素的影响。
2.2收入分配格局的变化和居民储蓄的高增长
改革开放以来,中国的国民收入宏观分配格局明显向居民倾向,个人最终所得占GDP的比重上升。居民收入的增长速度远高于同期的经济增长速度;再加上储蓄存款长期以来一直是我国居民首选的金融资产形式,所以从1978年以来我国的国民储蓄率一直保持稳定的增长,使得居民储蓄迅速增长。因为高的储蓄率会导致储蓄存款余额和准货币总额增加,从而使得M2增加,成为推动M2/GDP上升的主要动力。
2.3货币流通速度的下降
在中国货币流通速度不是一个常数,由于经济的货币化以及银行的不良贷款率较高等原因,在改革开放后的20年中迅速下降。在货币流动性下降的情况下,要维持正常的经济增长,货币存量就必须相应的扩张,从而导致M2/GDP的居高不下。由于银行体制、金融市场不发达等各种原因,我国的货币流通速度在改革的20年中迅速地下降,由1978年的3.13骤降到2002年的0.55。
2.4以银行为主导的融资模式以及金融工具的单一
当前,尽管我国债券市场及股票市场有了很大程度的发展,但仍然比较滞后。公司债券市场不发达,商业票据市场不发达,企业融资主要靠银行。导致我国直接融资所占比重仍然较小,企业融资过多的依赖于以银行信贷为主的间接融资。随着我国经济的高速增长以及倒闭机制的影响,银行体系只能被动供给货币以满足社会对资金的需求,广义货币M2不断膨胀,由此导致M2/GDP居高不下。
另外,改革开放以来,我国居民的收入普遍有大幅度地增加,但居民的投资渠道却相对匮乏,居民缺乏多样性的投资渠道,再加上国人具有高储蓄的偏好,及银行存款的高安全性,使得居民储蓄余额长期增长。从而导致M2/GDP越来越高。
2.5金融资源配置效率的低下
金融配置效率的不足必然表现为同等的GDP增长需要更多的货币供给来推动,致货币化比率的畸高。就其原因,主要可以归结为两点:一是金融资源对国有经济的过度倾斜以及对非国有经济投入的相对不足;二是占有大量金融资源的国有经济的效率却又相对不足。对于我国,银行主导型的融资结构决定了金融资源的配置主要是通过银行进行的。由于传统和体制上的原因,我国的银行特别是国有商业银行,融资服务对象仍主要面向国有经济,以致国有经济一直是宝贵信贷资源的主要占有者;在直接融资领域,国有经济也是股票市场和企业债券市场的融资主体,非国有经济总体上仍然较难通过直接融资方式获取大量金融资源。这种金融资源过于向国有经济倾斜的现实无法与我国当前经济结构的变化相称。与此同时,大量向国有经济倾斜的金融资源,却由于国有经济的预算软约束和整体效益的不足而形成大量无法回收的贷款。在这种局面下,为了给经济运行提供宽松的货币环境,保证经济的持续增长,又必须不断提供新的信贷,导致M2的膨胀,并自然表现为高的M2/GDP比率,而从中反映出的却是金融资源配置效率的不足。
2.6积极的财政政策
我国积极的财政政策下国债的大量增发,即我国积极的财政政策使得大量增发国债,当居民认购国债时意味着M2准货币的减少,但是当政府用出售国债的钱全部用于投资和购买时,通常会形成M1增加,同时由于政府投资带动相关产业的发展这时M2的供给规模恢复原来的水平并且继续递增。导致M2大幅增加并且超过了GDP的增长速度,从而使得金融深化指标持续走高。所以,我国金融深化指标M2/GDP走高并不代表我国金融发展的结果,而是我国特定的财政政策制度。
2.7迅猛增长的外汇储备
近几年来我国外汇储备的迅猛增长(见下图,数据来源于国家外汇管理局网站)也是导致货币化比率上升的重要因素。根据货币经济理论,一国的货币供给M是国内信贷D与外汇储备F之和,即:在当前信贷投放增长相对减缓而外汇储备持续快速增长的态势下,外汇占款已经成为了我国投放基础货币的主要方式。
我国外汇储备超常增长的主要原因在于国际收支的双顺差,但在双顺差中,资本账户顺差占据主导地位。这说明我国外汇储备大幅度增加除了来自进出口贸易增长外,更多的应归因于利用外资和国际投机资本大规模进出所带来的资本项目净流入,特别是国际游资对人民币升值的强烈预期而大量流入。很明显,现阶段央行在外汇市场被动地购买外汇储备已成了基础货币投放的主要渠道,货币政策的有效性和灵活性面临国际收支不平衡的挑战。这种被动的基础货币投放方式所带来的问题是,有外汇收入的企业因为结汇而具有较为充裕的资金,这些资金除部分进入生产流通环节外,其余则成为了银行资金流并大量地反映为银行存款,从而导致货币化比率的进一步上升。
关键词:高货币化;M2/GDP;原因分析
中图分类号:F8文献标识码:A文章编号:16723198(2010)01015702
1 现状及问题
近年来,中国金融市场上一个引人注目、同时也是广受争议的一个现象,就是广义货币(M2)与国内生产总值(GDP)的比值不断高攀,M2/GDP比率一直呈现上升趋势。从1978年的0.32增长到2005年的1.98,为世界之最。这样的增长态势在世界各国经济发展史上是前所未有的。见下图1和图1.2。从下图来看我们可以明显地看出,从九十年代初开始我国经济中广义货币增长超过国内生产总值增长,以至于 M2/GDP 增加是一个长期现象。
从增量上看,改革开放以来,M2 的年增长率几乎都高于 GDP 的年增长率,直到近年来才有所趋近(见下图 ),这表明长期积累带来的 M2规模大于使得 M2/GDP这一比例在近几年仍不会得到明显的改观。
通过分析研究,可以得出以下三个结论:第一,我国M2与GDP比率不断上升,说明我国经济货币化程度已进入较高级阶段。第二,我国 M2 与 GDP 的比率成为世界之最,并不说明我国经济货币化水平最高,这是我国金融体系还不完善的结果。我国银行业相对发达,而非银行金融业比较落后,社会货币收入过多地集中在银行,造成 M2过度膨胀,而不能及时、合理地分流到证券市场、保险市场和社会保障系统,以促进货币供应量级次不断提升。第三,货币对经济的推动力呈弱化趋势。
2 M2与GDP高比率的原因分析
2.1 经济的货币化
经济的货币化是指通过货币进行的经济活动比例的不断增加,而与传统的物物交换相联系的非货币化经济比例则不断下降。货币化的关键之处在于它会引起对货币的额外需求。改革开放以前,在广大农村地区,实物交易较为广泛地存在;其后,随着农村市场的开放,改革向城市和国有企业推进,商品交易领域的扩展和交易媒介货币化程度加深,对货币需求也迅速增加。有学者估计,在我国改革初期,为了满足经济货币化对货币的需求,每年需要增加货币供给6%-8%。居民储蓄行为的增加,从而货币流通速度下降,发展中国家由于货币进程较低,所以其M2/GDP增长速度较快。中国由于市场经济的不断深化,M2/GDP有不断上升的趋势,但是国内学者一般公认到1993年,中国的货币化已经差不多,因此可以推断中国M2/GDP还受其他因素的影响。
2.2 收入分配格局的变化和居民储蓄的高增长
改革开放以来,中国的国民收入宏观分配格局明显向居民倾向,个人最终所得占GDP的比重上升。居民收入的增长速度远高于同期的经济增长速度;再加上储蓄存款长期以来一直是我国居民首选的金融资产形式,所以从1978年以来我国的国民储蓄率一直保持稳定的增长,使得居民储蓄迅速增长。因为高的储蓄率会导致储蓄存款余额和准货币总额增加,从而使得M2增加,成为推动M2/GDP上升的主要动力。
2.3 货币流通速度的下降
在中国货币流通速度不是一个常数,由于经济的货币化以及银行的不良贷款率较高等原因,在改革开放后的20年中迅速下降。在货币流动性下降的情况下,要维持正常的经济增长,货币存量就必须相应的扩张,从而导致M2/GDP的居高不下。由于银行体制、金融市场不发达等各种原因,我国的货币流通速度在改革的20年中迅速地下降,由1978年的3.13骤降到2002年的0.55。
2.4 以银行为主导的融资模式以及金融工具的单一
当前,尽管我国债券市场及股票市场有了很大程度的发展,但仍然比较滞后。公司债券市场不发达,商业票据市场不发达,企业融资主要靠银行。导致我国直接融资所占比重仍然较小,企业融资过多的依赖于以银行信贷为主的间接融资。随着我国经济的高速增长以及倒闭机制的影响,银行体系只能被动供给货币以满足社会对资金的需求,广义货币M2不断膨胀,由此导致M2/GDP居高不下。
另外,改革开放以来,我国居民的收入普遍有大幅度地增加,但居民的投资渠道却相对匮乏,居民缺乏多样性的投资渠道,再加上国人具有高储蓄的偏好,及银行存款的高安全性,使得居民储蓄余额长期增长。从而导致M2/GDP越来越高。
2.5 金融资源配置效率的低下
金融配置效率的不足必然表现为同等的GDP增长需要更多的货币供给来推动,致货币化比率的畸高。就其原因,主要可以归结为两点:一是金融资源对国有经济的过度倾斜以及对非国有经济投入的相对不足;二是占有大量金融资源的国有经济的效率却又相对不足。对于我国,银行主导型的融资结构决定了金融资源的配置主要是通过银行进行的。由于传统和体制上的原因,我国的银行特别是国有商业银行,融资服务对象仍主要面向国有经济,以致国有经济一直是宝贵信贷资源的主要占有者;在直接融资领域,国有经济也是股票市场和企业债券市场的融资主体,非国有经济总体上仍然较难通过直接融资方式获取大量金融资源。这种金融资源过于向国有经济倾斜的现实无法与我国当前经济结构的变化相称。与此同时,大量向国有经济倾斜的金融资源,却由于国有经济的预算软约束和整体效益的不足而形成大量无法回收的贷款。在这种局面下,为了给经济运行提供宽松的货币环境,保证经济的持续增长,又必须不断提供新的信贷,导致M2的膨胀,并自然表现为高的M2/GDP比率,而从中反映出的却是金融资源配置效率的不足。
2.6 积极的财政政策
我国积极的财政政策下国债的大量增发,即我国积极的财政政策使得大量增发国债,当居民认购国债时意味着M2准货币的减少,但是当政府用出售国债的钱全部用于投资和购买时,通常会形成M1增加,同时由于政府投资带动相关产业的发展这时M2的供给规模恢复原来的水平并且继续递增。导致M2大幅增加并且超过了GDP的增长速度,从而使得金融深化指标持续走高。所以,我国金融深化指标 M2/GDP走高并不代表我国金融发展的结果,而是我国特定的财政政策制度。
2.7 迅猛增长的外汇储备
近几年来我国外汇储备的迅猛增长(见下图,数据来源于国家外汇管理局网站)也是导致货币化比率上升的重要因素。根据货币经济理论,一国的货币供给M是国内信贷D与外汇储备F之和,即:在当前信贷投放增长相对减缓而外汇储备持续快速增长的态势下,外汇占款已经成为了我国投放基础货币的主要方式。
我国外汇储备超常增长的主要原因在于国际收支的双顺差,但在双顺差中,资本账户顺差占据主导地位。这说明我国外汇储备大幅度增加除了来自进出口贸易增长外,更多的应归因于利用外资和国际投机资本大规模进出所带来的资本项目净流入,特别是国际游资对人民币升值的强烈预期而大量流入。很明显,现阶段央行在外汇市场被动地购买外汇储备已成了基础货币投放的主要渠道,货币政策的有效性和灵活性面临国际收支不平衡的挑战。这种被动的基础货币投放方式所带来的问题是,有外汇收入的企业因为结汇而具有较为充裕的资金,这些资金除部分进入生产流通环节外,其余则成为了银行资金流并大量地反映为银行存款,从而导致货币化比率的进一步上升。
3 总结
总之,造成我国货币化比率畸高的原因是多方面的,我们更无法从我国较高的货币化比率中得出我国的金融深化程度已经处于较高水平的结论,相反这种高货币化现象却说明我国金融发展中存在着深层次的问题。不可否认,在我国M2/GDP比率不断攀升并居高不下的这些年,也恰是国民经济持续快速增长的年份。但从长远来看,其中所反映的金融结构失衡与金融资源配置效率较低等问题必然会成为我国未来经济发展的羁绊;并且,这种依靠增发货币维系粗放型金融资源配置的模式终究是非良性的,必然会造成风险向银行体系的过度集中并极易酿成通货膨胀,不利于宏观金融的稳健运行与经济的稳定增长。探寻中国高货币化现象之谜,并深究出其内在的原因,对我国的金融发展无论是在理论上还是在实践中都具有重要的意义。
参考文献
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