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篇1

關(guān)鍵詞：儲(chǔ)蓄;投資;相關(guān)性

中圖分類號(hào)：F045-6 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1000-176X(2007)11-0003-07

一、 引 言

儲(chǔ)蓄是投資的資金來源，儲(chǔ)蓄―投資的轉(zhuǎn)化是經(jīng)濟(jì)學(xué)一直關(guān)注的一個(gè)核心問題。凱恩斯理論分析了影響儲(chǔ)蓄和投資的諸因素，并把“投資＝儲(chǔ)蓄”看成是經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定增長(zhǎng)的前提條件，但卻沒有分析如何實(shí)現(xiàn)這個(gè)條件。哈羅德―多馬模型則認(rèn)為，只要保證經(jīng)濟(jì)有一個(gè)“合意的增長(zhǎng)率”，儲(chǔ)蓄便能自動(dòng)地全部轉(zhuǎn)化為投資。新古典模型也建立在儲(chǔ)蓄完全轉(zhuǎn)化為投資的基礎(chǔ)之上。然而，實(shí)際經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中由于各種因素的影響，儲(chǔ)蓄只能部分轉(zhuǎn)化成投資。儲(chǔ)蓄能否完全轉(zhuǎn)化為投資，或者說有多大比例的儲(chǔ)蓄能夠轉(zhuǎn)化為投資，影響到一國(guó)經(jīng)濟(jì)能否實(shí)現(xiàn)穩(wěn)定增長(zhǎng)。

學(xué)術(shù)界都對(duì)儲(chǔ)蓄投資相關(guān)性問題有著大量的研究，得出的結(jié)論也各不相同。Feldstein[4]和Horioka選取了16個(gè)OECD國(guó)家1960―1974年間的平均儲(chǔ)蓄和平均投資數(shù)據(jù)進(jìn)行截面回歸，發(fā)現(xiàn)一國(guó)國(guó)內(nèi)的儲(chǔ)蓄和投資具有很高的正相關(guān)性。他們認(rèn)為可以把國(guó)內(nèi)儲(chǔ)蓄和投資的相關(guān)性作為檢驗(yàn)國(guó)際資本流動(dòng)程度的標(biāo)準(zhǔn)。這是因?yàn)椋诜忾]經(jīng)濟(jì)條件下，國(guó)內(nèi)儲(chǔ)蓄是一個(gè)國(guó)家國(guó)內(nèi)投資的惟一來源；而開放經(jīng)濟(jì)條件下，國(guó)內(nèi)儲(chǔ)蓄不再是投資的惟一來源，還可以利用國(guó)外儲(chǔ)蓄。如果國(guó)際資本能夠充分流動(dòng)，那么從理論上說，國(guó)內(nèi)儲(chǔ)蓄和投資應(yīng)該是兩個(gè)獨(dú)立變動(dòng)的變量。Feldstein和Horioka還將OECD樣本國(guó)家總儲(chǔ)蓄分為居民、政府和企業(yè)三個(gè)部分，對(duì)各部門儲(chǔ)蓄與總投資的相關(guān)性進(jìn)行了簡(jiǎn)要分析，發(fā)現(xiàn)企業(yè)儲(chǔ)蓄對(duì)總投資貢獻(xiàn)要大于居民儲(chǔ)蓄和政府儲(chǔ)蓄。

Feldstein和Horioka的研究引起了經(jīng)濟(jì)學(xué)界激烈的爭(zhēng)論，之后涌現(xiàn)出大量的理論和經(jīng)驗(yàn)分析[5]。很多文獻(xiàn)試圖從交易成本、資本市場(chǎng)管制、各種經(jīng)濟(jì)周期沖擊和國(guó)家規(guī)模等方面來解釋儲(chǔ)蓄投資的高相關(guān)性[1-11]。而對(duì)于儲(chǔ)蓄投資相關(guān)性作為國(guó)際資本流動(dòng)程度的檢驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)，也有不少學(xué)者提出了不同的意見。Tesar、Levy和Corbin都認(rèn)為儲(chǔ)蓄投資相關(guān)性不包含任何有關(guān)實(shí)際資本流動(dòng)的信息，不能用來檢驗(yàn)國(guó)際資本流動(dòng)程度[3-10-11]。近年來國(guó)內(nèi)也有不少研究?jī)?chǔ)蓄與投資的關(guān)系的文獻(xiàn)。武劍[14]、肖紅葉和周國(guó)富[18]等對(duì)中國(guó)較低的儲(chǔ)蓄投資轉(zhuǎn)化率進(jìn)行了定性分析。包群等[13]利用脈沖響應(yīng)函數(shù)的方法對(duì)居民儲(chǔ)蓄、政府儲(chǔ)蓄和投資數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)中國(guó)居民儲(chǔ)蓄在投資轉(zhuǎn)化過程中存在明顯的時(shí)滯效應(yīng)。而許雄奇和符濤利用誤差修正模型進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)總儲(chǔ)蓄和總投資之間存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系和短期動(dòng)態(tài)調(diào)整機(jī)制。[15]

上述絕大多數(shù)文獻(xiàn)集中研究的是總儲(chǔ)蓄與總投資的相關(guān)性，而很少有文獻(xiàn)對(duì)分部門儲(chǔ)蓄與投資的相關(guān)性進(jìn)行經(jīng)驗(yàn)研究和分析。Kuijs[8]把中國(guó)儲(chǔ)蓄細(xì)分為居民、政府和企業(yè)三個(gè)部門進(jìn)行研究，并通過分析得出中國(guó)2000年以來的儲(chǔ)蓄率上升，主要是歸因于企業(yè)儲(chǔ)蓄率與政府儲(chǔ)蓄率的上升。張明也談到，中國(guó)國(guó)內(nèi)儲(chǔ)蓄存在著一個(gè)獨(dú)特的現(xiàn)象，即從國(guó)際比較來看，中國(guó)的居民儲(chǔ)蓄、企業(yè)儲(chǔ)蓄和政府儲(chǔ)蓄都并不是最高，但由于這三個(gè)部門的儲(chǔ)蓄率都居高不下，所以帶來了中國(guó)的總儲(chǔ)蓄率遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于其他國(guó)家，甚至高于其他以高儲(chǔ)蓄著稱的東亞國(guó)家。[20]由此可見，分析中國(guó)的儲(chǔ)蓄投資問題時(shí)，區(qū)分出政府、居民和企業(yè)這三個(gè)不同的部門是非常有必要的。本文試圖采用向量誤差修正（VEC）模型和一般脈沖反應(yīng)函數(shù)等方法，對(duì)中國(guó)分部門儲(chǔ)蓄與投資的相關(guān)性重新進(jìn)行分析，以期得到有關(guān)中國(guó)儲(chǔ)蓄與投資相關(guān)性的更為準(zhǔn)確的結(jié)論。

二 、理論模型和數(shù)據(jù)來源

根據(jù)封閉經(jīng)濟(jì)中的國(guó)民收入核算法（SNA），支出法的國(guó)民收入可表示為：

其中:(Y-C-T)為私人部門儲(chǔ)蓄（Private Saving），(T-G)為政府部門儲(chǔ)蓄(Public Saving)。近年來企業(yè)儲(chǔ)蓄是中國(guó)儲(chǔ)蓄的重要組成部分，因此，很有必要把企業(yè)儲(chǔ)蓄也納入模型。

將私人部門儲(chǔ)蓄(Y-C-T)分為居民儲(chǔ)蓄和企業(yè)儲(chǔ)蓄兩部分，在封閉條件下根據(jù)（3）式則有:

由式（4），本文構(gòu)造如下模型Feldstein和Horioka（1980）所使用的分部門儲(chǔ)蓄與投資相關(guān)性估計(jì)模型與本文采用估計(jì)模型完全一樣。：

本文利用向量誤差修正模型(VECM) 來對(duì)分部門儲(chǔ)蓄和投資關(guān)系進(jìn)行分析。本文采用1978―2005年的中國(guó)國(guó)內(nèi)總投資率、居民儲(chǔ)蓄率、政府儲(chǔ)蓄率和企業(yè)儲(chǔ)蓄率數(shù)據(jù)（分別為總資本形成額、居民儲(chǔ)蓄、政府儲(chǔ)蓄和企業(yè)儲(chǔ)蓄占GDP的比重），數(shù)據(jù)由UBS根據(jù)CEIC數(shù)據(jù)庫數(shù)據(jù)估算而得。根據(jù)張明（2007），Anderson采用了以下方法來計(jì)算中國(guó)的部門總儲(chǔ)蓄率：用支出法GDP統(tǒng)計(jì)中的國(guó)內(nèi)總投資和經(jīng)常賬戶盈余數(shù)據(jù)計(jì)算出國(guó)內(nèi)總投資率，根據(jù)農(nóng)村和城鎮(zhèn)抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)估算家庭總儲(chǔ)蓄率，用財(cái)政賬戶估算政府總儲(chǔ)蓄率，而企業(yè)總儲(chǔ)蓄率則是一個(gè)余額。

三、經(jīng)驗(yàn)檢驗(yàn)及結(jié)果分析

本文對(duì)分部門儲(chǔ)蓄與投資的相關(guān)性的經(jīng)驗(yàn)分析包括五個(gè)階段：首先對(duì)投資率、居民儲(chǔ)蓄率、

政府儲(chǔ)蓄率和企業(yè)儲(chǔ)蓄率進(jìn)行單位根檢驗(yàn)；如果確認(rèn)各序列有單位根，就進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)；如果協(xié)整關(guān)系存在，就利用向量誤差修正模型（VEC）進(jìn)行估計(jì)；然后用Granger因果檢驗(yàn)三部分儲(chǔ)蓄率與投資率之間的因果關(guān)系；最后用一般脈沖響應(yīng)函數(shù)來描述分部門儲(chǔ)蓄對(duì)投資率的短期和長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)反應(yīng)。

（一）單位根檢驗(yàn)

一般來說，宏觀經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列數(shù)據(jù)具有不平穩(wěn)的特征，需要對(duì)它們進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。表1 給出了這些序列的水平值及一階差分?jǐn)U展的ADF檢驗(yàn)值，考慮數(shù)據(jù)是年度數(shù)據(jù)，我們?nèi)?作為最大滯后階數(shù)，并以AIC（Akaike Information Criterion）信息準(zhǔn)則和SC（Schwarz Criterion）信息準(zhǔn)則來判斷實(shí)際滯后階數(shù)，以及是否選取趨勢(shì)項(xiàng)及截距項(xiàng)。

表1si、sp、sg和se四個(gè)序列的ADF檢驗(yàn)結(jié)果

變量

水平檢驗(yàn)結(jié)果一階差分檢驗(yàn)結(jié)果

檢驗(yàn)方法如下:首先對(duì)序列水平值做單位根檢驗(yàn)，再對(duì)一階差分做單位根檢驗(yàn)。如果水平值接受單位根原假設(shè)，而一階差分拒絕單位根原假設(shè)，我們就認(rèn)為序列具有I (1) 過程。一般認(rèn)為，如果一階差分是平穩(wěn)的，那么二階差分也是平穩(wěn)的，因此，在此不做I(2) 檢驗(yàn)。見表1。

投資率1%的水平上接受原假設(shè)，其余的數(shù)據(jù)水平值都在5%的水平上接受原假設(shè)，即序列是非平穩(wěn)的。但是，在一階差分后，si、sp、sg差分序列在1%的顯著水平都是平穩(wěn)的，se差分序列的差分序列在5%的顯著水平是顯著的。因此，si、sp、sg和se四個(gè)序列都是非平穩(wěn)的I（1）的過程。

（二）Johansen 協(xié)整檢驗(yàn)

對(duì)于具有相同單位根性質(zhì)的時(shí)序數(shù)據(jù)，可以利用Johansen 檢驗(yàn)來判斷它們是否具有協(xié)整關(guān)系，從而考察si、sp、sg和se四個(gè)變量序列之間是否存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的變動(dòng)關(guān)系。Johansen 檢驗(yàn)的基本原理是采用最大似然法估計(jì)包含有關(guān)變量一階差分滯后項(xiàng)和水平量一階滯后項(xiàng)的向量自回歸(VAR) 模型，同時(shí)解出其中水平量估計(jì)系數(shù)矩陣中對(duì)應(yīng)不同秩數(shù)的特征根。

首先，建立一個(gè)VAR（P）模型：

其次，應(yīng)當(dāng)確認(rèn)模型的滯后階數(shù)p，以便為下一步的協(xié)整檢驗(yàn)提供一個(gè)合適的滯后階數(shù)。無論是在Johansen 協(xié)整檢驗(yàn)還是向量誤差修正模型（VEC），滯后階數(shù)p都是一個(gè)重要的參數(shù)。實(shí)際研究中，比較常用的方法是AIC（Akaike Information Criterion）信息準(zhǔn)則和SC（Schwarz Criterion）信息準(zhǔn)則。我們用常用的方法，先估計(jì)一個(gè)向量回歸模型（VAR），通過檢驗(yàn)它的滯后階數(shù)來選取相應(yīng)協(xié)整分析中的階數(shù)?？紤]本文所用數(shù)據(jù)均為年度數(shù)據(jù)，滯后階數(shù)超過3表示的意義不大，故最大滯后階數(shù)選為3，因而得到不同滯后階數(shù)VAR模型的AIC和SC值（見表2）。

根據(jù)AIC和SC 信息準(zhǔn)則，AIC、SC的值越小越好。根據(jù)AIC準(zhǔn)則判斷，滯后階數(shù)應(yīng)為3，而根據(jù)SC準(zhǔn)則判斷，滯后階數(shù)應(yīng)該取1。不過考慮到VAR模型回歸得到了數(shù)個(gè)顯著的3階滯后項(xiàng)的系數(shù)，因此本文采取AIC準(zhǔn)則，VAR模型取3階滯后。

最后，進(jìn)行Johansen 協(xié)整檢驗(yàn)。Johansen 協(xié)整檢驗(yàn)需要注意的是協(xié)整檢驗(yàn)是用ΔYt 對(duì)ΔYt-1，ΔYt-2，ΔYt-p，及其他外生變量作回歸的，此時(shí)與原序列的最大滯后階數(shù)要小于1。由上面VAR 模型的滯后階數(shù)判斷可知，協(xié)整檢驗(yàn)的滯后區(qū)間應(yīng)設(shè)定為（1，2）。根據(jù)本文數(shù)據(jù)的特性，檢驗(yàn)時(shí)協(xié)整形式選取序列有線性趨勢(shì)但協(xié)整方程只有截距，可得表3。

由表3可知，跡統(tǒng)計(jì)量在5%的顯著水平上判定存在1個(gè)協(xié)整關(guān)系，極大值檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量在10%的顯著水平上判定存在1個(gè)協(xié)整關(guān)系。這證明si、sp、sg和se 之間存在協(xié)整關(guān)系，即投資率、居民儲(chǔ)蓄率、政府儲(chǔ)蓄率和企業(yè)儲(chǔ)蓄率之間確實(shí)存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

（三）向量誤差修正模型(VECM) 估計(jì)

VEC模型是含有協(xié)整約束的VAR 模型，一般用于具有協(xié)整關(guān)系的非平穩(wěn)時(shí)間序列建模。向量誤差修正模型為我們提供了分析長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)關(guān)系的工具，利用Johanson方法對(duì)向量誤差修正模型(VECM) 進(jìn)行估計(jì)。根據(jù)上文的分析，滯后階數(shù)取2，則上文設(shè)定的誤差修正方程為：

其中，（）內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)差，［ ］內(nèi)為t統(tǒng)計(jì)量。sg、se兩個(gè)變量的t統(tǒng)計(jì)量不顯著，但考慮到該方程中sg、se兩個(gè)變量對(duì)于解釋si必不可少，本文予以保留。

用Eviews5-0得到的短期誤差修正方程，在5%的顯著水平，查表可得自由度為15(n-p-1=15為自由度)時(shí)t統(tǒng)計(jì)量臨界值為1-75（顯著水平為10%時(shí)t統(tǒng)計(jì)量臨界值為1-34）。在5％顯著水平，剔除不顯著回歸系數(shù)得結(jié)果如下：

首先，從協(xié)整方程上看，在前人研究中，只考慮整體儲(chǔ)蓄或兩部門儲(chǔ)蓄（居民儲(chǔ)蓄和政府儲(chǔ)蓄），一般得到的結(jié)果是中國(guó)儲(chǔ)蓄和投資之間存在長(zhǎng)期的正相關(guān)性。與以往結(jié)論不同，在考慮三部門儲(chǔ)蓄與投資相關(guān)性的情況下，中國(guó)居民和企業(yè)儲(chǔ)蓄與投資存在長(zhǎng)期正相關(guān)性，而政府儲(chǔ)蓄與投資之間存在長(zhǎng)期的負(fù)相關(guān)性。具體來說，一單位的居民儲(chǔ)蓄率變動(dòng)將引起投資率的0-2個(gè)單位的正向變動(dòng)；一單位的政府儲(chǔ)蓄率變動(dòng)將引起投資率的0-19個(gè)單位的反方向變動(dòng)；一單位的企業(yè)儲(chǔ)蓄率變動(dòng)將引起投資率的0-4個(gè)單位的正向變動(dòng)。這說明：

（1）中國(guó)儲(chǔ)蓄與投資的相關(guān)系數(shù)相對(duì)于其他國(guó)家來說仍然偏低。例如美國(guó)的儲(chǔ)蓄與投資相關(guān)系數(shù)為0-8，瑞士為0-65，大多數(shù)國(guó)家超過0-6[19]。這說明中國(guó)投資儲(chǔ)蓄轉(zhuǎn)化率較低，金融體系把投資轉(zhuǎn)化為儲(chǔ)蓄的效能有待于改善。

（2）中國(guó)企業(yè)儲(chǔ)蓄對(duì)投資的貢獻(xiàn)度高于居民儲(chǔ)蓄，近年來企業(yè)儲(chǔ)蓄率不斷上升，從1980年的16-2%上升到2005年的30-2%，整整增加了14個(gè)百分點(diǎn)。這說明中國(guó)的投資之所以居高不下，主要原因是由于企業(yè)的儲(chǔ)蓄太高、增長(zhǎng)速度太快，而企業(yè)儲(chǔ)蓄一般會(huì)直接轉(zhuǎn)化為企業(yè)投資。

（3）政府儲(chǔ)蓄率上升一個(gè)百分點(diǎn)將引起投資率下降0-19個(gè)百分點(diǎn)，即中國(guó)政府儲(chǔ)蓄與投資之間具有負(fù)相關(guān)性。這可能是因?yàn)樵谟烧畠?chǔ)蓄轉(zhuǎn)化而成的政府生產(chǎn)性投資對(duì)私人投資存在較為嚴(yán)重的擠出效應(yīng)。政府生產(chǎn)性投資率增加一個(gè)百分點(diǎn)，私人投資率將下降1-19個(gè)百分點(diǎn)。另外，UBS對(duì)政府儲(chǔ)蓄率的計(jì)算可能存在低估，因?yàn)閁BS對(duì)政府總儲(chǔ)蓄率的計(jì)算是基于財(cái)政賬戶余額，并進(jìn)行了一定調(diào)整，可能存在對(duì)政府消費(fèi)性支出的高估。[20]

（4）方程的截距項(xiàng)為0-26，代表國(guó)際資本流動(dòng)對(duì)中國(guó)投資長(zhǎng)期變動(dòng)的影響，考慮到中國(guó)資本市場(chǎng)的開放時(shí)間、目前的開放程度以及中國(guó)改革開放后外商投資流入的力度，截距項(xiàng)的估計(jì)值也基本符合當(dāng)前中國(guó)實(shí)際情況。

其次，對(duì)短期誤差修正方程進(jìn)行分析結(jié)果如下：

（1）方程的vecm系數(shù)很大，達(dá)到-1-12，這表明一旦投資發(fā)生短期波動(dòng)而出現(xiàn)偏離，其向長(zhǎng)期均衡關(guān)系回歸速度很快，這進(jìn)一步證明了模型的長(zhǎng)期均衡協(xié)整關(guān)系是比較穩(wěn)定可靠的。另外，要注意的是，vecm系數(shù)的絕對(duì)值大于1，這說明在發(fā)生短期波動(dòng)出現(xiàn)偏離時(shí)，在向長(zhǎng)期均衡關(guān)系回歸過程中會(huì)出現(xiàn)“超調(diào)”現(xiàn)象。

（2）投資的短期變動(dòng)具備自相關(guān)性，并且這一自相關(guān)性隨著滯后階數(shù)的增加而有所增加。方程中Δsi與Δsi-1、Δsi-2的關(guān)系密切，相關(guān)系數(shù)分別為0-69和0-76。這說明投資本身對(duì)投資會(huì)產(chǎn)生正的效應(yīng)。換句話說，就是投資本身可以吸引新的投資進(jìn)入。

（3）滯后1期和2期的居民儲(chǔ)蓄率對(duì)投資率變動(dòng)的影響都不顯著，說明當(dāng)期的居民儲(chǔ)蓄率對(duì)未來的投資率并沒有明顯的貢獻(xiàn)，這反映了中國(guó)居民儲(chǔ)蓄轉(zhuǎn)化為投資的渠道長(zhǎng)期不通暢。

（4）方程中滯后2期政府儲(chǔ)蓄的短期變動(dòng)對(duì)投資率的變動(dòng)影響顯著，而滯后1期的不顯著。這說明政府儲(chǔ)蓄對(duì)投資率的影響存在一定程度的滯后，這可能與中國(guó)政府儲(chǔ)蓄的投向一般是用于長(zhǎng)期投資（如基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)投資）有關(guān)。滯后2期的政府儲(chǔ)蓄率變動(dòng)與投資率變動(dòng)具有負(fù)相關(guān)性，而且系數(shù)為-1-91，這再次說明由政府儲(chǔ)蓄轉(zhuǎn)化而成的政府生產(chǎn)性投資對(duì)私人投資可能存在較為嚴(yán)重的擠出效應(yīng)。

（5）方程中滯后1期的企業(yè)儲(chǔ)蓄率變動(dòng)對(duì)投資率變動(dòng)的影響是顯著的，但當(dāng)期企業(yè)儲(chǔ)蓄率的增加可能導(dǎo)致下期投資率的反方向變動(dòng)。

總之，中國(guó)的投資行為具有顯著的自我累加效應(yīng)，居民儲(chǔ)蓄向投資的轉(zhuǎn)化存在較長(zhǎng)的滯后效應(yīng)，而政府儲(chǔ)蓄和企業(yè)儲(chǔ)蓄在短期內(nèi)無法拉動(dòng)投資率的上升。

（四）Granger 因果關(guān)系檢驗(yàn)

VEC 模型說明的是中國(guó)三部門儲(chǔ)蓄率與投資率之間存在穩(wěn)定的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，也具備顯著的短期動(dòng)態(tài)調(diào)整機(jī)制。本部分通過Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)來說明中國(guó)三部門儲(chǔ)蓄與投資之間的因果關(guān)系。對(duì)上文的VEC模型進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)的結(jié)果如表4所示：

從表4可以看出：如果以投資率的一階差分D（SI）作為因變量，中國(guó)的居民儲(chǔ)蓄率不是投資率的Granger原因，政府儲(chǔ)蓄率和企業(yè)儲(chǔ)蓄率都是投資率的Granger原因，而三者聯(lián)合起來同樣是投資率的Granger原因。同樣，如果分別以D（SP）、D(SG)和D（SE）為因變量，剩余其他三個(gè)變量單獨(dú)以及聯(lián)合時(shí)都不是其Granger原因。

這表明：（1） 中國(guó)的居民儲(chǔ)蓄與投資之間并不存在雙向因果關(guān)系。這可能是因?yàn)閲?guó)內(nèi)金融體制還不健全，發(fā)展水平還比較低，居民儲(chǔ)蓄投資轉(zhuǎn)化效能還很低下。（2) 企業(yè)儲(chǔ)蓄和政府儲(chǔ)蓄與投資之間存在單向的因果關(guān)系。這說明，與居民儲(chǔ)蓄相比，中國(guó)企業(yè)和政府儲(chǔ)蓄的轉(zhuǎn)化效率要更高一些。（3）三部門儲(chǔ)蓄之間即居民儲(chǔ)蓄、政府儲(chǔ)蓄和企業(yè)儲(chǔ)蓄之間也并不存在因果關(guān)系。這可能是由于特殊的制度性原因，中國(guó)居民儲(chǔ)蓄、政府儲(chǔ)蓄和企業(yè)儲(chǔ)蓄有各自單獨(dú)的形成原因，三者之間不存在相互替代的關(guān)系，即不能相互抵消。[20]

(五) 一般脈沖反應(yīng)函數(shù) (GIR function)

為了進(jìn)一步詳盡地檢驗(yàn)投資對(duì)各部門儲(chǔ)蓄的變動(dòng)的動(dòng)態(tài)反應(yīng)(包括短期和長(zhǎng)期) ，引入一般脈沖反應(yīng)函數(shù)。脈沖響應(yīng)函數(shù)刻畫了在擾動(dòng)項(xiàng)上加一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊，對(duì)于內(nèi)生變量當(dāng)前值和未來值所帶來的影響，并且擾動(dòng)項(xiàng)對(duì)某一變量的沖擊影響通過VAR 模型的動(dòng)態(tài)結(jié)構(gòu)傳導(dǎo)給其他所有變量。一般脈沖反應(yīng)函數(shù)與傳統(tǒng)的正交脈沖反應(yīng)函數(shù)不一樣，它有自身的優(yōu)勢(shì)，即它不受變量階數(shù)的影響。

本文VAR 模型為包含投資、居民儲(chǔ)蓄、政府儲(chǔ)蓄和企業(yè)儲(chǔ)蓄的四變量自回歸模型，將投資收益率等其他的一些經(jīng)濟(jì)因素對(duì)投資的影響通過投資自身的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊對(duì)其未來值的影響效應(yīng)來反映，即投資行為的自我反饋效應(yīng)。同時(shí)，由于VAR模型中所有變量都是內(nèi)生的，因此投資、儲(chǔ)蓄的相互影響也通過模型的動(dòng)態(tài)結(jié)構(gòu)而傳遞。

上文建立了投資率、居民儲(chǔ)蓄率、政府儲(chǔ)蓄率和企業(yè)儲(chǔ)蓄率的VAR（3）模型，直接運(yùn)用Eviews5得到脈沖反應(yīng)函數(shù)的結(jié)果如圖1、圖2（由于使用的是年度數(shù)據(jù)，滯后期選取為6年，我們認(rèn)為超過6年后的影響不再具有實(shí)際意義）。

由上面的脈沖反應(yīng)函數(shù)的分期結(jié)果以及累積結(jié)果圖，我們可以進(jìn)行如下分析。首先，投資行為具有顯著的自我累加效應(yīng)。對(duì)于來自投資自身的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊，將引起下三期投資率的正向反饋；雖然之后這一投資自我累加效應(yīng)明顯變?nèi)?，甚至從滯后? 期開始將導(dǎo)致投資率的下降，然而從圖2可以初步估算出，投資自身的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊將導(dǎo)致投資率上升幅度超過0-1。這也說明雖然儲(chǔ)蓄為資本形成提供了資金支持，然而投資與儲(chǔ)蓄并不存在必然的因果關(guān)系。

其次，考察投資對(duì)居民、政府和企業(yè)儲(chǔ)蓄一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊反應(yīng)，可以發(fā)現(xiàn)：

（1）居民儲(chǔ)蓄的投資轉(zhuǎn)化過程存在顯著的滯后效應(yīng)?？梢钥闯?，居民儲(chǔ)蓄變化對(duì)前兩期的投資率影響很小，只有從滯后3期居民儲(chǔ)蓄的變化才引起投資率的明顯上升，之后影響開始持平，第6期又出現(xiàn)下降。居民儲(chǔ)蓄向投資轉(zhuǎn)化的時(shí)滯意味著作為投資的來源，中國(guó)居民儲(chǔ)蓄在一定時(shí)期內(nèi)處于資金閑置的狀態(tài)。綜合考察滯后6期的總情況，居民儲(chǔ)蓄變化對(duì)投資率的總影響僅為為0-1左右。

（2）企業(yè)儲(chǔ)蓄在投資轉(zhuǎn)化過程中也存在一定的滯后，但相對(duì)居民儲(chǔ)蓄更快一些，其在滯后4期內(nèi)一直處于上升狀態(tài)，總的影響將導(dǎo)致投資率上升幅度超過0-3，因此，企業(yè)儲(chǔ)蓄雖然短期不能拉動(dòng)投資，但是其中長(zhǎng)期對(duì)投資的拉動(dòng)效應(yīng)還是很明顯的。

（3）政府儲(chǔ)蓄的變化對(duì)投資率的影響為負(fù)值，且在滯后5期內(nèi)的影響不斷加大，雖然在前三期總影響不大，但其總的負(fù)面影響非常大，可以導(dǎo)致投資率下降接近0-3。

總之，居民儲(chǔ)蓄率變化對(duì)投資率的影響存在明顯的滯后，總影響也很小，幾乎可以忽略；企業(yè)儲(chǔ)蓄率的變化在中長(zhǎng)期將導(dǎo)致投資率較大幅度正向的變化；而政府儲(chǔ)蓄率的變化短期內(nèi)影響不大，但中長(zhǎng)期內(nèi)則可能導(dǎo)致投資率大幅度反向變化。最后，也可以看到，除了投資自身的累加效應(yīng)外，政府部門和企業(yè)部門對(duì)投資率的貢獻(xiàn)率明顯高于居民部門。這與前面由協(xié)整方程分析的結(jié)果是一致的，與改革開放以后中國(guó)政府引導(dǎo)投資的經(jīng)濟(jì)格局是相吻合的。

四、結(jié) 論

本文將儲(chǔ)蓄分為居民儲(chǔ)蓄、政府儲(chǔ)蓄和企業(yè)儲(chǔ)蓄，采用向量誤差修正（VEC）模型等方法，對(duì)中國(guó)分部門儲(chǔ)蓄與投資的相關(guān)性重新進(jìn)行了分析。本文揭示了中國(guó)的投資與居民儲(chǔ)蓄、政府儲(chǔ)蓄和企業(yè)儲(chǔ)蓄三部門之間存在長(zhǎng)期均衡的關(guān)系，政府部門和企業(yè)部門對(duì)投資率的貢獻(xiàn)率明顯高于居民部門，這與中國(guó)特殊的政府主導(dǎo)投資機(jī)制是相吻合的。本文還反映了中國(guó)投資與居民儲(chǔ)蓄、政府儲(chǔ)蓄和企業(yè)儲(chǔ)蓄之間具備顯著的短期動(dòng)態(tài)調(diào)整機(jī)制，并從中得出中國(guó)的投資行為具有顯著的自我累加效應(yīng)，居民儲(chǔ)蓄向投資的轉(zhuǎn)化存在較長(zhǎng)的滯后效應(yīng)，而政府儲(chǔ)蓄和企業(yè)儲(chǔ)蓄在短期內(nèi)也無法拉動(dòng)投資率上升的結(jié)論。這可能是中國(guó)目前儲(chǔ)蓄投資轉(zhuǎn)化率偏低的關(guān)鍵所在。

本文認(rèn)為，要改善中國(guó)儲(chǔ)蓄與投資轉(zhuǎn)化率較低的現(xiàn)實(shí)，需從以下幾方面入手：

（1）擴(kuò)大居民的直接投資領(lǐng)域，實(shí)現(xiàn)居民儲(chǔ)蓄到投資的直接轉(zhuǎn)化。大力促進(jìn)金融工具的創(chuàng)新，為居民提供各種適宜的金融資產(chǎn)選擇形式，提升居民儲(chǔ)蓄的轉(zhuǎn)化率。（2） 進(jìn)一步完善資本市場(chǎng)，繼續(xù)推進(jìn)銀行體制改革，推進(jìn)利率市場(chǎng)化，建立一個(gè)高效配置金融資源、滿足不同風(fēng)險(xiǎn)偏好的資金需求者和資金供給者的完善的金融市場(chǎng)體系。（3） 調(diào)整政府財(cái)政投資的事權(quán)范圍，盡快建立公共財(cái)政體制，規(guī)范政府職能，為民間投資提供足夠的空間。減少國(guó)家對(duì)一般加工制造業(yè)等競(jìng)爭(zhēng)性行業(yè)的投資和補(bǔ)貼，加大對(duì)包括農(nóng)業(yè)在內(nèi)的基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)及醫(yī)療、教育和社會(huì)保障的投資力度。 （4） 徹底打破地區(qū)分割以及居民、政府、企業(yè)三部門之間的體制障礙，使資金、物資能實(shí)現(xiàn)向符合市場(chǎng)化要求的方向自由流動(dòng)，形成良性的儲(chǔ)蓄―投資循環(huán)流程。

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An Empirical Analysis of China’ Saving and Investment in Three Sectors

Abstract：

篇2

關(guān)鍵詞：居民儲(chǔ)蓄率；劉易斯拐點(diǎn)；VAR模型；脈沖相應(yīng)分析

中圖分類號(hào)：F830.5 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：B 文章編號(hào)：1674-0017-2016（9）-0026-06

一、選題背景及研究意義

據(jù)國(guó)際貨幣基金組織數(shù)據(jù)顯示，20世紀(jì)70年代至今我國(guó)國(guó)民儲(chǔ)蓄率一直遠(yuǎn)高于世界平均水平，且居民儲(chǔ)蓄率仍處于上升趨勢(shì)。2005年全球平均儲(chǔ)蓄率為19.7%，我國(guó)儲(chǔ)蓄率則高達(dá)51%。2014年12月，我國(guó)居民儲(chǔ)蓄達(dá)到了49.9萬億元，人均儲(chǔ)蓄超過3.5萬元，為全球儲(chǔ)蓄金額最多的國(guó)家。

同時(shí)，我國(guó)在2000年老齡人口占總?cè)丝诒壤蛣趧?dòng)人口與老齡人口的贍養(yǎng)比分別達(dá)到7%和10：1，已進(jìn)入老齡社會(huì)；2013年底我國(guó)老年人口已達(dá)到2.02億，老齡化水平達(dá)到14.8%，據(jù)預(yù)測(cè)，約在2025年老齡人口占總?cè)丝诒壤蛣趧?dòng)人口與老齡人口的贍養(yǎng)比將分別達(dá)到14%和5：1，進(jìn)入深度老齡社會(huì)；約在2040年將分別達(dá)到21%和2：1，進(jìn)入超級(jí)老齡社會(huì)。

中國(guó)經(jīng)濟(jì)的高速發(fā)展優(yōu)勢(shì)，源于中國(guó)改革開放的制度紅利和人口結(jié)構(gòu)變化特有的人口紅利帶來的高儲(chǔ)蓄，以及高儲(chǔ)蓄支撐下的高投資造就的經(jīng)濟(jì)高增長(zhǎng)奇跡，形成了中國(guó)特有的“三高優(yōu)勢(shì)”。中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的優(yōu)勢(shì)并未消失，中國(guó)經(jīng)濟(jì)仍有較快增長(zhǎng)的潛力。一是體制紅利仍有潛力可挖掘，二是人口紅利仍有從總量轉(zhuǎn)向結(jié)構(gòu)和質(zhì)量的空間，三是中國(guó)經(jīng)濟(jì)的市場(chǎng)潛力巨大，四是目前還有相當(dāng)部分的儲(chǔ)蓄資源在閑置或低效使用的狀態(tài)。

因此，我國(guó)的人口數(shù)量紅利可能已經(jīng)結(jié)束，已經(jīng)出了“劉易斯拐點(diǎn)”。人口結(jié)構(gòu)的變化將通過勞動(dòng)力供應(yīng)、儲(chǔ)蓄和技術(shù)進(jìn)步三條渠道對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生直接或間接的影響。研究人口結(jié)構(gòu)變化對(duì)居民儲(chǔ)蓄的影響，可以盡早掌握儲(chǔ)蓄變化趨勢(shì)及可能的影響，為經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變提供依據(jù)。

本文在對(duì)劉易斯拐點(diǎn)和影響居民儲(chǔ)蓄率的因素分析基礎(chǔ)上，對(duì)居民儲(chǔ)蓄率的影響因素進(jìn)行綜述，在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度、人口年齡結(jié)構(gòu)、宏觀經(jīng)濟(jì)制度（養(yǎng)老保險(xiǎn)制度）等影響因素基礎(chǔ)上，結(jié)合劉易斯拐點(diǎn)理論，加入人口紅利（農(nóng)業(yè)從業(yè)人員數(shù)量大）因素，進(jìn)行定量分析，并提出政策建議。

二、文獻(xiàn)綜述及理論依據(jù)

（一）關(guān)于劉易斯拐點(diǎn)與人口紅利

1.劉易斯拐點(diǎn)概念的提出

經(jīng)濟(jì)學(xué)家阿瑟?jiǎng)⒁姿梗╳.Arthur Lewis）于1954年在題為《勞動(dòng)無限供給條件下的經(jīng)濟(jì)發(fā)展》中提出了“二元經(jīng)濟(jì)發(fā)展”模式。這個(gè)模式分為兩個(gè)階段：一是勞動(dòng)力無限供給階段，此時(shí)勞動(dòng)力過剩，工資取決于維持生活所需的生活資料的價(jià)值；二是勞動(dòng)力短缺階段，此時(shí)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)部門中的剩余勞動(dòng)力被現(xiàn)代工業(yè)部門吸收完畢，工資取決于勞動(dòng)的邊際生產(chǎn)力。由第一階段轉(zhuǎn)變到第二階段，勞動(dòng)力由剩余變槎倘保相應(yīng)的勞動(dòng)力供給曲線開始向上傾斜，勞動(dòng)力工資水平也開始不斷提高。經(jīng)濟(jì)學(xué)把聯(lián)接第一階段與第二階段的交點(diǎn)稱為“劉易斯轉(zhuǎn)折點(diǎn)”。

1972年，劉易斯又發(fā)表了題為《對(duì)無限勞動(dòng)力的反思》的論文。在這篇論文中，劉易斯提出了兩個(gè)轉(zhuǎn)折點(diǎn)的論述。當(dāng)二元經(jīng)濟(jì)發(fā)展由第一階段轉(zhuǎn)變到第二階段，勞動(dòng)力由無限供給變?yōu)槎倘保藭r(shí)由于傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)部門的壓力，現(xiàn)代工業(yè)部門的工資開始上升，第一個(gè)轉(zhuǎn)折點(diǎn)，即“劉易斯第一拐點(diǎn)”開始到來；在“劉易斯第一拐點(diǎn)”開始到來，二元經(jīng)濟(jì)發(fā)展到勞動(dòng)力開始出現(xiàn)短缺的第二階段后，隨著農(nóng)業(yè)的勞動(dòng)生產(chǎn)率不斷提高，農(nóng)業(yè)剩余進(jìn)一步增加，農(nóng)村剩余勞動(dòng)力得到進(jìn)一步釋放，現(xiàn)代工業(yè)部門的迅速發(fā)展足以超過人口的增長(zhǎng)，該部門的工資最終將會(huì)上升。

當(dāng)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)部門與現(xiàn)代工業(yè)部門的邊際產(chǎn)品相等時(shí)，也就是說傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)部門與現(xiàn)代工業(yè)部門的工資水平大體相當(dāng)時(shí)，意味著一個(gè)城鄉(xiāng)一體化的勞動(dòng)力市場(chǎng)已經(jīng)形成，整個(gè)經(jīng)濟(jì)――包括勞動(dòng)力的配置――完全商品化了，經(jīng)濟(jì)發(fā)展將結(jié)束二元經(jīng)濟(jì)的勞動(dòng)力剩余狀態(tài)，開始轉(zhuǎn)化為新古典學(xué)派所說的一元經(jīng)濟(jì)狀態(tài)，此時(shí)，第二個(gè)轉(zhuǎn)折點(diǎn)，即“劉易斯第二拐點(diǎn)”開始到來。關(guān)于我國(guó)劉易斯拐點(diǎn)的界定，據(jù)蔡P（2007）估計(jì)，我國(guó)大約在2009年達(dá)到“第一個(gè)劉易斯拐點(diǎn)”，在2015年達(dá)到“第二個(gè)劉易斯拐點(diǎn)”，日本學(xué)者田島俊雄（2008）同意蔡P的“第一拐點(diǎn)”的判斷，但其估計(jì)2013年左右達(dá)到“第二個(gè)劉易斯拐點(diǎn)”。

2.人口紅利

與“劉易斯拐點(diǎn)”相對(duì)應(yīng)的是“人口紅利”，由于年輕人口數(shù)量增多形成的廉價(jià)勞動(dòng)力，提供給經(jīng)濟(jì)發(fā)展相對(duì)便宜的要素價(jià)格。對(duì)于很多發(fā)展中國(guó)家而言，廉價(jià)勞動(dòng)力是發(fā)展的一個(gè)重要要素，這一點(diǎn)，在我國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式中也表現(xiàn)得較為明顯。而“劉易斯拐點(diǎn)”與“人口紅利”之間似乎有一種正相關(guān)的關(guān)系，前者的顯現(xiàn)，往往是“人口紅利”逐漸消失的一個(gè)前兆。

3.人口紅利與儲(chǔ)蓄

人口結(jié)構(gòu)影響儲(chǔ)蓄率是人口轉(zhuǎn)變影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要渠道，撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)低的人口結(jié)構(gòu)通過提高儲(chǔ)蓄率來促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。高路易（2005）用固定資產(chǎn)形成額占國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的比重計(jì)算得出，改革開放24年，我國(guó)人口紅利期的儲(chǔ)蓄率始終在30%以上。王德文等（2004）采用列夫模型進(jìn)行研究，得出少兒撫養(yǎng)比、老年撫養(yǎng)比上升將減少儲(chǔ)蓄率，且結(jié)果均較顯著。

（二）我國(guó)高儲(chǔ)蓄率成因

目前對(duì)我國(guó)高儲(chǔ)蓄率成因分析，除了從高經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率、高人口增長(zhǎng)率外，學(xué)者們也從人均收入因素、收入分配因素、人口年齡結(jié)構(gòu)、預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)和宏觀經(jīng)濟(jì)政策等因素進(jìn)行了分析。

經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度。汪偉（2008）考慮到我國(guó)特殊的二元經(jīng)濟(jì)環(huán)境，利用1952-2006年省級(jí)動(dòng)態(tài)面板樣本數(shù)據(jù)，通過向量自回歸模型，分析了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率、投資率和儲(chǔ)蓄率之間的動(dòng)態(tài)相關(guān)性。結(jié)果顯示：經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率對(duì)儲(chǔ)蓄率存在顯著的正向影響，但反向因果關(guān)系不成立。

目前對(duì)我國(guó)高儲(chǔ)蓄率成因分析，除了從高經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率、高人口增長(zhǎng)率外，學(xué)者們也從人均收入因素、收入分配因素、人口年齡結(jié)構(gòu)、預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)和宏觀經(jīng)濟(jì)政策等因素進(jìn)行了分析。

人均收入因素。殷興由、孫景德和張超群（2007）對(duì)1978年以來我國(guó)居民高儲(chǔ)蓄率成因進(jìn)行研究時(shí)，采用了寧波市400戶家庭數(shù)據(jù)，在分析出居民不斷上升主要原因的基礎(chǔ)上，給出了量化比例。結(jié)果顯示：不確定因子、制度因子與收入因子中，收入因子是影響居民總儲(chǔ)蓄率上升的主要推動(dòng)力。杭斌、郭香俊（2009）認(rèn)為，收入不確定性是我國(guó)城鎮(zhèn)居民高儲(chǔ)蓄率現(xiàn)象的主要推動(dòng)力。

收入分配因素。有些學(xué)者從我國(guó)總儲(chǔ)蓄結(jié)構(gòu)特征出發(fā)，運(yùn)用國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的中國(guó)資金流量表進(jìn)行分析。李揚(yáng)、殷劍峰（2007），翁媛媛、饒文軍、高汝熹（2010），徐忠、張雪春、丁志杰、唐天（2010）等通過建立計(jì)量模型對(duì)儲(chǔ)蓄率變化的原因分部門做了實(shí)證檢驗(yàn)。一致認(rèn)為，造成我國(guó)高儲(chǔ)蓄率的兩個(gè)重要原因是政府部門和企業(yè)部門儲(chǔ)蓄的不斷增加。汪偉、郭興強(qiáng)（2011）認(rèn)為，目標(biāo)性儲(chǔ)蓄可能是連接儲(chǔ)蓄率與收入不平等之間的一個(gè)重要理論渠道，收入不平等和居民的目標(biāo)性儲(chǔ)蓄可能是造成我國(guó)居民高儲(chǔ)蓄率的重要原因。

人口年齡結(jié)構(gòu)。袁志剛、宋錚（2000）分析表明，人口老齡化會(huì)激勵(lì)居民增加儲(chǔ)蓄，我國(guó)居民高儲(chǔ)蓄率的一個(gè)主要推動(dòng)力可能是人口老齡化。鄭長(zhǎng)德（2007），鐘水映、李魁（2009）基于生命周期理論，運(yùn)用我國(guó)省級(jí)動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)，對(duì)各地區(qū)人口轉(zhuǎn)變及撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)變化對(duì)儲(chǔ)蓄率的影響進(jìn)行了估計(jì)，結(jié)果均認(rèn)為少兒撫養(yǎng)比下降會(huì)導(dǎo)致居民儲(chǔ)蓄率的上升。

宏觀經(jīng)濟(jì)政策。何立進(jìn)、封進(jìn)、佐藤宏（2008）采用中國(guó)社科院經(jīng)濟(jì)研究所城鎮(zhèn)住戶調(diào)查數(shù)據(jù)，基于生命周期模型分析了中國(guó)養(yǎng)老保險(xiǎn)制度改革對(duì)居民對(duì)家庭儲(chǔ)蓄率的影響。養(yǎng)老金財(cái)富變化的外生性，可以作為財(cái)政因素來分析其對(duì)家庭儲(chǔ)蓄率的影響。研究認(rèn)為，養(yǎng)老金財(cái)富對(duì)于家庭儲(chǔ)蓄率存在不同的替代性，但不同的家庭替代效應(yīng)有明顯差異。

以上研究居民儲(chǔ)蓄率的影響因素，大部分都是從單方面進(jìn)行分析的，很少考慮綜合因素，本文將在綜合以上影響因素的基礎(chǔ)上，結(jié)合劉易斯拐點(diǎn)理論，加入勞動(dòng)力變化因素，提出以下假設(shè)：

假設(shè)一：人口撫養(yǎng)比上升會(huì)導(dǎo)致居民儲(chǔ)蓄率上升。

假設(shè)二：農(nóng)村勞動(dòng)力比重減少將導(dǎo)致儲(chǔ)蓄率上升。

三、人口結(jié)構(gòu)效應(yīng)的實(shí)證分析

（一）變量定義及來源

對(duì)于影響居民儲(chǔ)蓄率的因素，本文結(jié)合以前研究以及數(shù)據(jù)的可得性，考慮了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP增長(zhǎng)率）、人口撫養(yǎng)比、農(nóng)業(yè)就業(yè)人口比重、養(yǎng)老保險(xiǎn)人口比重。人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP增長(zhǎng)率視為宏觀經(jīng)濟(jì)因素，用GDP表示；養(yǎng)老保險(xiǎn)人口比重視為宏觀經(jīng)濟(jì)政策因素，用EI表示；撫養(yǎng)比視為人口年齡結(jié)構(gòu)因素，用TR表示；農(nóng)業(yè)就業(yè)人口比重視為勞動(dòng)力結(jié)構(gòu)變化（人口紅利）因素，用RP表示；儲(chǔ)蓄率用RS表示。數(shù)據(jù)均為年度數(shù)據(jù)，考慮到養(yǎng)老保險(xiǎn)制度從1989年才開始，故樣本數(shù)據(jù)區(qū)間為1989年到2014年共26個(gè)樣本。居民儲(chǔ)蓄率、撫養(yǎng)比數(shù)據(jù)來源于“世界銀行”網(wǎng)站、農(nóng)業(yè)就業(yè)人口比重、養(yǎng)老保險(xiǎn)人口比重來源于“中國(guó)人民共和國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局”網(wǎng)站。

（二）模型的構(gòu)建

理論和學(xué)者的研究均表明，人口結(jié)構(gòu)變化會(huì)對(duì)居民儲(chǔ)蓄率產(chǎn)生影響。這可以初步判斷人口結(jié)構(gòu)與居民儲(chǔ)蓄率之間可能存在相關(guān)關(guān)系，但不能確定兩者是否存在明確的關(guān)系，以及人口結(jié)構(gòu)變化對(duì)居民儲(chǔ)蓄率的影響程度如何。因此，建立以下計(jì)量模型進(jìn)一步研究：

RS=C0+C1*GDP+C2*EI+C3*TR+C4*RP+et

其中，C0為常數(shù)項(xiàng)，et為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

在建立上述模型的基礎(chǔ)上，采用向量自回歸模型（VAR模型，是由Smis在1980年提出來的，目前各內(nèi)部變量的沖擊主要是采用VAR模型）分析人口結(jié)構(gòu)變化對(duì)居民儲(chǔ)蓄率的沖擊影響，模型具體方法不再贅述。

（三）數(shù)據(jù)的檢驗(yàn)及模型的建立

1.數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)

本文以時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析。在時(shí)間序列關(guān)系檢驗(yàn)前，先要確定時(shí)序是否平穩(wěn)。首先對(duì)各時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，來判斷序列的平穩(wěn)性，本文采用ADF檢驗(yàn)方法檢驗(yàn)時(shí)間序列是否平穩(wěn)，檢驗(yàn)過程中采用SIC準(zhǔn)則確定滯后項(xiàng)，結(jié)果見表1。其中，D表示變量的差分，ADF檢測(cè)類別為（c，t，f），依次表示截距項(xiàng)、趨勢(shì)項(xiàng)和滯后項(xiàng)。通過SCI準(zhǔn)則為序列選取合理的滯后階數(shù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，可選用不帶任何項(xiàng)、截距項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)的方式進(jìn)行選擇。

ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果表明，在5%的顯著水平下，RS、GDP、RP、TR和EI都是不平穩(wěn)的，RS、和GDP經(jīng)過一階差分后是平穩(wěn)的，RP、TR和EI經(jīng)過二階差分后是平穩(wěn)的。根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果，數(shù)據(jù)不是同階單整的，需要進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，檢驗(yàn)顯示可以建立RS、GDP、D（RP）、D（TR）、D（EI）的VAR模型。

2.VAR模型的建立及檢驗(yàn)

通過平穩(wěn)性檢驗(yàn)，滿足建VAR模型的必要條件。首先，需要確定滯后階數(shù)，考慮到模型的解釋能力和保證模型的解釋能力，根據(jù)SIC準(zhǔn)則，將VAR模型的滯后階數(shù)選擇為2階。參數(shù)估計(jì)結(jié)果如表2所示。

從表2的結(jié)果看，RS方程擬合優(yōu)度較好，R-squared達(dá)到了0.933651，說明VAR模型估計(jì)效果較好。

為了更好的分析人口結(jié)構(gòu)對(duì)居民儲(chǔ)蓄率的影響以及影響的貢獻(xiàn)度，需采用脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解進(jìn)行分析，這需要檢驗(yàn)VAR模型的穩(wěn)定性，圖1表明VAR（2）模型的所有逆根都在單位內(nèi)，說明VAR（2）模型是穩(wěn)定的。

（四）脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

通過以上分析和檢驗(yàn)可以得出本文構(gòu)建的VAR模型是一個(gè)穩(wěn)定的向量自回歸模型，在此基礎(chǔ)上可以使用脈沖響應(yīng)函數(shù)分析模型中的變量居民儲(chǔ)蓄率在受到其他變量殘差沖擊時(shí)的短期反應(yīng)。脈沖響應(yīng)結(jié)果見圖2。

通過圖2，我們可以看出經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、宏觀經(jīng)濟(jì)制度、人口年齡結(jié)構(gòu)和人口勞動(dòng)力結(jié)構(gòu)對(duì)居民儲(chǔ)蓄率的沖擊效果。從圖2的脈沖響應(yīng)函數(shù)的分析結(jié)果看，當(dāng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率GDP產(chǎn)生一個(gè)正向沖擊時(shí)，短期內(nèi)會(huì)產(chǎn)生一個(gè)負(fù)向的反應(yīng)，然后在第3期產(chǎn)生正向反應(yīng)并在第4期達(dá)到最大后一直波動(dòng)，到第12期基本產(chǎn)生負(fù)向影響并在第19期趨于穩(wěn)定，說明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率在中長(zhǎng)期的影響還存在。當(dāng)養(yǎng)老保險(xiǎn)人口比重波動(dòng)EI產(chǎn)生一個(gè)正向沖擊時(shí)，短期內(nèi)會(huì)產(chǎn)生一個(gè)正向沖擊，到第10期轉(zhuǎn)向負(fù)向影響并趨于平衡，說明養(yǎng)老保險(xiǎn)人口比重波動(dòng)DEI產(chǎn)生的影響主要是短期的。撫養(yǎng)比TR產(chǎn)生一個(gè)正向沖擊后，在前8期為正向沖擊，轉(zhuǎn)為負(fù)向并在20期趨近于0，說明撫養(yǎng)比TR對(duì)儲(chǔ)蓄率的沖擊是短期的。農(nóng)業(yè)從業(yè)人口比重波動(dòng)DRP產(chǎn)生一個(gè)正向沖擊時(shí)，短期內(nèi)由負(fù)向到正向沖擊波動(dòng)，并在負(fù)向沖擊逐漸平穩(wěn)，但中長(zhǎng)期影響較小。

（五）方差分解

榱爍好的分析經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、宏觀經(jīng)濟(jì)制度、人口年齡結(jié)構(gòu)和人口勞動(dòng)力結(jié)構(gòu)對(duì)居民儲(chǔ)蓄率的影響程度，并區(qū)分影響居民儲(chǔ)蓄率的短期、長(zhǎng)期決定因素，本文在VAR（2）模型的基礎(chǔ)上，利用方差分解方法分解出經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、宏觀經(jīng)濟(jì)制度、人口年齡結(jié)構(gòu)和人口勞動(dòng)力結(jié)構(gòu)的波動(dòng)對(duì)居民儲(chǔ)蓄率變化的貢獻(xiàn)度，方差分析結(jié)果見圖3。

從表3可以看出，居民儲(chǔ)蓄率的變化主要受自身、宏觀經(jīng)濟(jì)和人口結(jié)構(gòu)變化的影響。自身影響在前3期仍然比較大，為58.1%，這說明居民儲(chǔ)蓄率有慣性特征。同時(shí)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率對(duì)居儲(chǔ)蓄率的影響一直很明顯，并隨著時(shí)間逐步增加，這說明居民儲(chǔ)蓄率受經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率明顯，并且隨著時(shí)間推移會(huì)增加。養(yǎng)老保險(xiǎn)人口比重雖然對(duì)儲(chǔ)蓄率也有影響，但比重一直很小。撫養(yǎng)比對(duì)儲(chǔ)蓄率的影響在第7期增大到最大后，貢獻(xiàn)度在下降，這也說明了撫養(yǎng)比的影響是短期的。農(nóng)村人口比重在初期對(duì)儲(chǔ)蓄率的影響貢獻(xiàn)度很小，但也有逐步增加的趨勢(shì)，這說明勞動(dòng)力結(jié)構(gòu)的變化將長(zhǎng)期影響儲(chǔ)蓄率。

四、結(jié)果及建議

（一）經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)儲(chǔ)蓄率的影響是明顯的

從理論分析看，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)會(huì)增加財(cái)富，在一定程度上增加儲(chǔ)蓄，這與我們?cè)赩AR模型基礎(chǔ)上的脈沖響應(yīng)分析一致。實(shí)證分析表明，在短期內(nèi)，人均GDP增長(zhǎng)率與居民儲(chǔ)蓄率之間存在正相關(guān)關(guān)系，但長(zhǎng)期的關(guān)系是負(fù)相關(guān)，而且影響關(guān)系是長(zhǎng)期的。這與以前研究結(jié)果有所不同，這可能與我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)長(zhǎng)期以來是投資帶動(dòng)，但部分投資是無效的，在一定程度上消耗儲(chǔ)蓄資源。

（二）宏觀經(jīng)濟(jì)因素和人口年齡結(jié)構(gòu)因素的影響是短期的

從分析結(jié)果看，養(yǎng)老保險(xiǎn)的人口比重和撫養(yǎng)比對(duì)居民儲(chǔ)蓄率的影響在短期都是正向的，但有所不同。撫養(yǎng)比對(duì)居民儲(chǔ)蓄率的影響明顯要比養(yǎng)老保險(xiǎn)的人口比重的影響大，這也是符合我國(guó)社會(huì)現(xiàn)實(shí)的，我國(guó)傳統(tǒng)文化的“養(yǎng)兒防老”的觀念根深蒂固，反而對(duì)社會(huì)養(yǎng)老不是很重視。而撫養(yǎng)比對(duì)居民儲(chǔ)蓄率的影響是正向的，也與以前研究成果不一致，主要是因?yàn)榫用裨谏賰簱狃B(yǎng)的觀念改變，更注重教育投資，這需要進(jìn)行儲(chǔ)蓄，少兒撫養(yǎng)比在總撫養(yǎng)比例較大，從而出現(xiàn)在短期內(nèi)對(duì)儲(chǔ)蓄率的影響是正向的。

（三）農(nóng)業(yè)勞動(dòng)人口比重變化對(duì)儲(chǔ)蓄率變動(dòng)的沖擊不容忽視

根據(jù)劉易斯拐點(diǎn)理論，勞動(dòng)力剩余到勞動(dòng)力短缺會(huì)導(dǎo)致工資上升。而我國(guó)農(nóng)業(yè)從業(yè)人口比重一直在下降，隨著我國(guó)勞動(dòng)人口結(jié)構(gòu)的變化，已經(jīng)出現(xiàn)了部分地區(qū)和部門勞動(dòng)力短缺，工資出現(xiàn)上漲。這與我們研究的農(nóng)業(yè)人口比重對(duì)儲(chǔ)蓄率變動(dòng)的影響是負(fù)向的沖擊基本一致，說明我國(guó)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力的轉(zhuǎn)移導(dǎo)致工資上漲，從而引起儲(chǔ)蓄率上升。

鑒于此，提出以下建議。一是要保持經(jīng)濟(jì)的合理增長(zhǎng)速度。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與儲(chǔ)蓄率的關(guān)系是相互的。高儲(chǔ)蓄率伴隨著高投資率，對(duì)我國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)巨大，而經(jīng)濟(jì)的快速增長(zhǎng)也推動(dòng)了儲(chǔ)蓄率的上升。在短期內(nèi)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)動(dòng)力很難改變，于此同時(shí)儲(chǔ)蓄率上升也是必然的，要形成兩者的良性互動(dòng)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)需要保持一個(gè)合理的速度，新常態(tài)下7%的增長(zhǎng)率是合理的。二是通過新型城鎮(zhèn)化促進(jìn)農(nóng)業(yè)人口的轉(zhuǎn)移。我國(guó)新增就業(yè)人口減少的大趨勢(shì)不可避免，于此同時(shí)，農(nóng)業(yè)從業(yè)人口比重過高還將存在，這將對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展產(chǎn)生較大影響，需要通過產(chǎn)業(yè)升級(jí)、加快第三產(chǎn)業(yè)特別是服務(wù)業(yè)等行業(yè)來吸納大量農(nóng)業(yè)就業(yè)人口的轉(zhuǎn)移。新型城鎮(zhèn)化將是解決農(nóng)業(yè)、農(nóng)村和農(nóng)民問題的重要途徑，應(yīng)加快新型城鎮(zhèn)發(fā)展，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)升級(jí)和人口市民化。三是拓展投資渠道，促進(jìn)儲(chǔ)蓄分流。較高的儲(chǔ)蓄率導(dǎo)致高投資率，影響消費(fèi)；同時(shí)也導(dǎo)致我國(guó)銀行等間接融資比例過高，金融風(fēng)險(xiǎn)集中到銀行體系。因此，應(yīng)通過金融市場(chǎng)、貨幣市場(chǎng)等多渠道創(chuàng)新，分流高儲(chǔ)蓄，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)持續(xù)健康發(fā)展。

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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

篇3

摘要：論文以1999―2009年的省際面板數(shù)據(jù)為樣本，對(duì)人口年齡結(jié)構(gòu)、財(cái)政影響與高儲(chǔ)蓄率的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析。研究發(fā)現(xiàn)：（1）影響我國(guó)高儲(chǔ)蓄率的主要因素不是人口年齡結(jié)構(gòu)，而是經(jīng)濟(jì)體的轉(zhuǎn)型特征。（2）人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)我國(guó)儲(chǔ)蓄率的影響存在著明顯的城鄉(xiāng)差異，其中少兒撫養(yǎng)比對(duì)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率的影響為負(fù)，而對(duì)農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率的影響為正；老年撫養(yǎng)比對(duì)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率的影響為正，而對(duì)農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率的影響為負(fù)。（3）財(cái)政收支比重對(duì)城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄率的影響也存在著明顯的差異，稅收規(guī)模對(duì)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率的影響為正，而對(duì)農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率的影響為負(fù)；支出規(guī)模對(duì)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率的影響為負(fù)，而對(duì)農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率的影響為正。上述發(fā)現(xiàn)對(duì)于中國(guó)未來的改革取向具有重要的啟示。

關(guān)鍵詞：人口年齡結(jié)構(gòu)；財(cái)政影響；儲(chǔ)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

近些年來，中國(guó)保持著非常高的國(guó)民儲(chǔ)蓄率，2008年的數(shù)據(jù)已達(dá)到523%，較1992年增加1201%。從變化趨勢(shì)來看，國(guó)民儲(chǔ)蓄率自20世紀(jì)90年代初期開始有所下降，到2000年開始呈現(xiàn)較為明顯的遞增走勢(shì)，從2000年到2008年，國(guó)民儲(chǔ)蓄率年均增長(zhǎng)392%。根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的資金流量表可知，居民儲(chǔ)蓄率從2000年的165%增加到2008年的2249%，年均增長(zhǎng)408%；企業(yè)部門儲(chǔ)蓄率從2000年的1565%增加到2008年的216%，年均增長(zhǎng)476%；政府部門儲(chǔ)蓄率從2000年的636%增加到2008年的821%，年均增長(zhǎng)587%。從部門的截面貢獻(xiàn)來看，中國(guó)的高儲(chǔ)蓄率主要是由居民和企業(yè)兩個(gè)部門帶動(dòng)起來，政府儲(chǔ)蓄雖然近幾年增長(zhǎng)迅猛，但所占比例較小。持續(xù)高位運(yùn)行的儲(chǔ)蓄率受到了西方國(guó)家的責(zé)難，在后危機(jī)時(shí)代中國(guó)強(qiáng)勁增長(zhǎng)的背景下，一些西方學(xué)者拋出了“中國(guó)經(jīng)濟(jì)責(zé)任論”和“儲(chǔ)蓄國(guó)責(zé)任論”，由此引發(fā)了又一輪討論中國(guó)高儲(chǔ)蓄率問題的熱潮。中國(guó)的儲(chǔ)蓄率為什么這么高？學(xué)術(shù)界就這個(gè)問題給予了不同視角的解釋，如人口結(jié)構(gòu)因素［1］［2］［3］［4］［5］、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)因素［6］［7］、預(yù)防性儲(chǔ)蓄［8］［9］［10］［11］［12］、男女比例失衡［13］、部門貢獻(xiàn)角度的分析［14］［15］等。

Kraay（2000）通過實(shí)證分析，表明未來收入增長(zhǎng)率與食品占家庭消費(fèi)支出之比均對(duì)農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率有負(fù)向影響，而人口撫養(yǎng)比和未來收入的不確定性卻未對(duì)其構(gòu)成影響。［1］Modigliani和Cao（2004）運(yùn)用時(shí)間序列數(shù)據(jù)研究表明，人口撫養(yǎng)比、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率與通貨膨脹率這些變量均對(duì)居民儲(chǔ)蓄率有明顯的正向影響。［2］由此看來，Kraay（2000）與Modigliani & Cao（2004）在人口撫養(yǎng)比對(duì)居民儲(chǔ)蓄率影響的結(jié)論是不一致的。Horioka和Wan（2007）在上兩篇文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上重新對(duì)中國(guó)儲(chǔ)蓄率的影響因素做了深入分析，結(jié)果表明：（1）收入增長(zhǎng)率對(duì)居民儲(chǔ)蓄率的影響為正，且系數(shù)較為顯著。（2）人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)儲(chǔ)蓄率并未產(chǎn)生明顯的影響。［3］

在較近的國(guó)內(nèi)文獻(xiàn)中，楊繼軍（2009）和汪偉（2009）的研究較具代表性。楊繼軍（2009）研究表明，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率對(duì)儲(chǔ)蓄率有正向影響，且系數(shù)顯著；人口撫養(yǎng)比對(duì)儲(chǔ)蓄率有負(fù)向影響，且人口撫養(yǎng)比每下降1 個(gè)百分點(diǎn)，儲(chǔ)蓄率就增加0124 個(gè)百分點(diǎn)；由于人口撫養(yǎng)比的彈性遠(yuǎn)大于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的彈性，故人口撫養(yǎng)比是決定儲(chǔ)蓄率的主要因素。［4］汪偉（2009）通過實(shí)證檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，中國(guó)的高儲(chǔ)蓄率主要是由兩個(gè)急劇轉(zhuǎn)變的政策共同作用所致：（1）是從20世紀(jì)70年代后期實(shí)施的改革開放，以1978年為界，人均收入增長(zhǎng)率的均值由1953―1977年的55%上升到1978―2006年的96%，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率與儲(chǔ)蓄率的變動(dòng)基本一致。（2）是人口政策的轉(zhuǎn)變，20世紀(jì)70年代我國(guó)開始實(shí)行計(jì)劃生育政策，這對(duì)儲(chǔ)蓄率的積累產(chǎn)生了巨大影響，這一轉(zhuǎn)變使得中國(guó)迅速實(shí)現(xiàn)了人口轉(zhuǎn)型，并通過“人口紅利”的集中釋放帶來高儲(chǔ)蓄。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與勞動(dòng)年齡人口的大幅增加互相影響，又進(jìn)一步提高了儲(chǔ)蓄率。［5］

中國(guó)人口年齡結(jié)構(gòu)與高儲(chǔ)蓄率的關(guān)系到底是怎樣的？

圖1描述了1995―2008年期間國(guó)民儲(chǔ)蓄率與總?cè)丝趽狃B(yǎng)比的變動(dòng)關(guān)系，根據(jù)該圖可知，2000年是這一變化的轉(zhuǎn)折年份，Kraay（2000）與Modigliani & Cao（2004）在人口撫養(yǎng)比方面的矛盾性可能與他們的數(shù)據(jù)區(qū)間不同有關(guān)，同時(shí)根據(jù)該圖可知，楊繼軍（2009）對(duì)2002―2007年短期的分析是合理的，即人口撫養(yǎng)比與儲(chǔ)蓄率呈現(xiàn)了負(fù)向關(guān)系。另外，由圖2和圖3可知，人口年齡結(jié)構(gòu)與居民儲(chǔ)蓄率的關(guān)系有著明顯的城鄉(xiāng)差異，特別是在城鎮(zhèn)地區(qū)，楊繼軍（2009）的結(jié)論“人口撫養(yǎng)比對(duì)儲(chǔ)蓄率有負(fù)向影響”在這里被分解為，少兒撫養(yǎng)比對(duì)儲(chǔ)蓄率有負(fù)向影響，而老年撫養(yǎng)比對(duì)儲(chǔ)蓄率卻有著正向影響。為了更為全面的考察這二者的關(guān)系，本文借鑒Horioka和Wan（2007）的研究方法，同時(shí)考察少兒撫養(yǎng)比和老年撫養(yǎng)比對(duì)儲(chǔ)蓄率的影響關(guān)系，特別關(guān)注2000年以后的數(shù)據(jù)特點(diǎn)。另外，我國(guó)是一個(gè)由計(jì)劃經(jīng)濟(jì)向市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的國(guó)家，在這個(gè)轉(zhuǎn)型過程中，財(cái)政手段的影響舉足輕重，例如稅收與財(cái)政支出會(huì)影響消費(fèi)、投資與進(jìn)出口，因此居民儲(chǔ)蓄就會(huì)因這種影響而發(fā)生波動(dòng)，從這個(gè)角度講，財(cái)政政策特別是稅收規(guī)?；蛑С鲆?guī)模就會(huì)直接或間接地影響儲(chǔ)蓄率?；谏鲜鲈?，本文引入財(cái)政政策這一變量，來進(jìn)一步考察人口年齡結(jié)構(gòu)與居民儲(chǔ)蓄率的關(guān)系，以及財(cái)政政策所帶來的影響。

圖2城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率與少兒、老年撫養(yǎng)比的關(guān)系圖3農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率與少兒、老年撫養(yǎng)比的關(guān)系二、變量、數(shù)據(jù)與方法

由于本文要考察人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)居民儲(chǔ)蓄率的影響，同時(shí)納入財(cái)政政策，故被解釋變量分別選擇城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率（saving rate of city）和農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率（saving rate of rural），以區(qū)分城鄉(xiāng)差別的特點(diǎn)。在解釋變量里面，我們首先選擇人口撫養(yǎng)比作為人口年齡結(jié)構(gòu)的衡量指標(biāo)，依據(jù)Horioka和Wan（2007）具體選用少兒撫養(yǎng)比（young_foster）和老年撫養(yǎng)比（old_foster），以考察不同非勞動(dòng)年齡撫養(yǎng)比的差別，這里少兒撫養(yǎng)比是指某一地區(qū)中少年兒童人口數(shù)與勞動(dòng)年齡人口數(shù)之比，通常用百分比表示，以反映每100名勞動(dòng)年齡人口要負(fù)擔(dān)多少名少年兒童。老年撫養(yǎng)比是指某一地區(qū)中老年人口數(shù)與勞動(dòng)年齡人口數(shù)之比，用以表明每100名勞動(dòng)年齡人口要負(fù)擔(dān)多少名老年人，老年人口撫養(yǎng)比是從經(jīng)濟(jì)角度反映人口老化社會(huì)后果的指標(biāo)之一。其次，我們選擇政府收入占GDP之比（rev_rate）和政府支出占GDP之比（sp_rate），以反映政府財(cái)政政策對(duì)儲(chǔ)蓄率的影響。以上解釋變量為核心變量，在此基礎(chǔ)上引入其他控制變量X，計(jì)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

在控制變量的選擇方面，首先，根據(jù)發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)的觀點(diǎn)，一國(guó)在工業(yè)化的過程中應(yīng)該有必要的儲(chǔ)蓄率保證，因此這里引入GDP增長(zhǎng)率（gdp_growth_rate）；其次，由于我國(guó)是一個(gè)轉(zhuǎn)型國(guó)家，故應(yīng)該納入表征轉(zhuǎn)型特點(diǎn)的指標(biāo)，故引入第三產(chǎn)業(yè)比重（third_ratio）和二三產(chǎn)業(yè)比（trans_rate）以控制轉(zhuǎn)型國(guó)家數(shù)據(jù)模型的穩(wěn)健性；再次，從微觀角度來看，居民儲(chǔ)蓄率同人口自然增長(zhǎng)率有著一定的關(guān)系，故這里引入人口自然增長(zhǎng)率（natural_rate）；此外，不同地區(qū)城市化水平有著明顯的差異，這里將納入城市化指標(biāo)（urban_rate），具體使用地區(qū)城市人口占地區(qū)總?cè)丝诒戎貋頊y(cè)度。

以上變量所需數(shù)據(jù)均來源于CEIC數(shù)據(jù)庫以及《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，數(shù)據(jù)區(qū)間為1999―2009年，原因是：（1）由于本文考察財(cái)政政策影響，受個(gè)別省份的財(cái)政收支數(shù)據(jù)的限制，省際財(cái)政收入與財(cái)政支出從1999年開始有完整的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，從而保證了31個(gè)省市自治區(qū)的完整度。（2）Modigliani和Cao（2004）等文獻(xiàn)主要考察了2000年以前的情形，這里為了對(duì)比其結(jié)論的代表性以考察2000年以后的情形為主。（3）根據(jù)圖2和圖3可知，分析2000年以后的數(shù)據(jù)特點(diǎn)更能揭示出人口年齡結(jié)構(gòu)與中國(guó)高儲(chǔ)蓄率的真實(shí)相關(guān)性。

本文使用31個(gè)省市自治區(qū)的面板數(shù)據(jù)來考察人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)儲(chǔ)蓄率的影響，在這個(gè)影響機(jī)制中，特別引入了財(cái)政收支比重，以分析當(dāng)財(cái)政政策發(fā)生變化時(shí)，人口年齡結(jié)構(gòu)的儲(chǔ)蓄效應(yīng)是否受到明顯的影響。具體而言，根據(jù)楊繼軍（2009）的結(jié)論，人口撫養(yǎng)比對(duì)儲(chǔ)蓄率有負(fù)向影響，這個(gè)由圖1就可看出，但再觀察圖2和圖3就會(huì)發(fā)現(xiàn)，少兒撫養(yǎng)比與老年撫養(yǎng)比的儲(chǔ)蓄效應(yīng)是截然相反的，并且這個(gè)特點(diǎn)在城鎮(zhèn)地區(qū)極為明顯，那么這個(gè)差異是否與財(cái)政政策的變化有關(guān)聯(lián)？不同地區(qū)的地方財(cái)政情況有明顯的差異，因此本文再引入省際財(cái)政收支比重，以考察財(cái)政手段是否構(gòu)成對(duì)“非勞動(dòng)年齡撫養(yǎng)比的城鄉(xiāng)儲(chǔ)蓄效應(yīng)”這一傳導(dǎo)機(jī)制的影響。

三、實(shí)證結(jié)果與分析

我們使用省際面板數(shù)據(jù)來考察人口年齡結(jié)構(gòu)、財(cái)政影響與儲(chǔ)蓄率的關(guān)系，根據(jù)Hausman檢驗(yàn)，本文只報(bào)告固定效應(yīng)，結(jié)果如表1所示。

模型（1）和（2）為基本回歸方程，意在分別考察忽略財(cái)政政策時(shí)的少兒撫養(yǎng)比與老年撫養(yǎng)比對(duì)城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率的影響。然后引入控制變量：GDP增長(zhǎng)率、第三產(chǎn)業(yè)比重、二三產(chǎn)業(yè)比、人口自然增長(zhǎng)率以及城市化水平五個(gè)指標(biāo)，同時(shí)引入財(cái)政收入比重與財(cái)政支出比重，形成模型（3）和模型（4），以考察兩種撫養(yǎng)比，以及財(cái)政政策調(diào)整對(duì)城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率的影響。進(jìn)一步地，本文通過引入財(cái)政收入比重與少兒撫養(yǎng)比、財(cái)政收入比重與老年撫養(yǎng)比、財(cái)政支出比重與少兒撫養(yǎng)比、財(cái)政支出比重與老年撫養(yǎng)比的交叉項(xiàng)來考察財(cái)政政策影響的強(qiáng)弱，針對(duì)城鎮(zhèn)居民與農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率分別形成模型（5）、（6）、（7）和（8），并且計(jì)算財(cái)政收支規(guī)模的最優(yōu)門限值，為后面的財(cái)政收支區(qū)間分析作準(zhǔn)備。

根據(jù)模型（1）和（2）可知，少兒撫養(yǎng)比與老年撫養(yǎng)比對(duì)城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄率的影響系數(shù)均非常顯著，少兒撫養(yǎng)比對(duì)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率的影響為負(fù)，而老年撫養(yǎng)比對(duì)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率的影響為正，兩種撫養(yǎng)比的儲(chǔ)蓄效應(yīng)形成巨大反差，這與圖2所顯示的特點(diǎn)是一致的；少兒撫養(yǎng)比對(duì)農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率的影響為正，而老年撫養(yǎng)比對(duì)農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率的影響為負(fù)，這個(gè)情況剛好與城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率相反，這說明人口撫養(yǎng)比的儲(chǔ)蓄效應(yīng)存在明顯的城鄉(xiāng)差異。

為了穩(wěn)健性起見，模型（3）和（4）引入財(cái)政收入比重與財(cái)政支出比重，同時(shí)加入了5個(gè)控制變量，少兒撫養(yǎng)比對(duì)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率的影響系數(shù)由原來的-0472增加至-0276，老年撫養(yǎng)比對(duì)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率的影響系數(shù)由原來的0602減小至0575；少兒撫養(yǎng)比對(duì)農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率的影響系數(shù)由原來的0373增加至051，老年撫養(yǎng)比對(duì)農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率的影響系數(shù)由原來的-0559減少至-0781。數(shù)據(jù)雖有少許變化，但總體上仍在1%的水平上顯著，且與原來的影響方向一致，說明人口撫養(yǎng)比對(duì)城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄率的影響作用是穩(wěn)健的，這與Horioka和Wan（2007）的分析結(jié)果相反。當(dāng)引入控制變量后，在影響城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄率的幾個(gè)因素中，最為突出的是二三產(chǎn)業(yè)比，它對(duì)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率與農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率的影響系數(shù)分別為881和685，前者在1%的顯著水平上通過檢驗(yàn)，后者在10%的顯著水平上通過檢驗(yàn)，其次是少兒撫養(yǎng)比與老年撫養(yǎng)比。這說明影響城鄉(xiāng)儲(chǔ)蓄率的主要因素是二三產(chǎn)業(yè)比，它衡量了不同地區(qū)的轉(zhuǎn)型特點(diǎn)對(duì)儲(chǔ)蓄率的積累特性，其中的第三產(chǎn)業(yè)比重在城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率的影響中系數(shù)較為顯著，但在農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率的影響中并不顯著，由此可知二三產(chǎn)業(yè)比更適合控制轉(zhuǎn)型特征。在模型中，GDP增長(zhǎng)率在城鎮(zhèn)方面通過了顯著性檢驗(yàn)，而農(nóng)村方面卻未通過檢驗(yàn)，為此我們對(duì)模型（3）和（4）做了GLS回歸，結(jié)果表明，該系數(shù)的t值概率分別為0509和0031，城鎮(zhèn)居民方面未通過檢驗(yàn)，而農(nóng)村居民方面卻較為顯著，這個(gè)城鄉(xiāng)差異不足以說明GDP增長(zhǎng)率對(duì)儲(chǔ)蓄率的影響，這與Horioka和Wan（2007）的結(jié)論相反。城市化水平對(duì)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率的影響系數(shù)較為顯著，而對(duì)農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率的影響系數(shù)卻不顯著，這說明，城市化的儲(chǔ)蓄效應(yīng)只在城鎮(zhèn)地區(qū)較為明顯，而在農(nóng)村地區(qū)不明顯，這個(gè)結(jié)論也是顯而易見的。

考慮財(cái)政政策影響的情況，城鎮(zhèn)儲(chǔ)蓄率方面，引入的財(cái)政收入系數(shù)為0644，財(cái)政支出系數(shù)為-0706，兩個(gè)系數(shù)均在1%的水平上顯著，易見收入規(guī)模的擴(kuò)張有利于城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率的增加，而支出規(guī)模的擴(kuò)張卻會(huì)導(dǎo)致儲(chǔ)蓄率的下降，且幅度較大。農(nóng)村儲(chǔ)蓄率方面，少兒撫養(yǎng)比與老年撫養(yǎng)比的系數(shù)也較為顯著，系數(shù)正負(fù)與模型（2）和（4）一致，在引入的5個(gè)控制變量中，只有二三產(chǎn)業(yè)比和人口自然增長(zhǎng)率通過了顯著性檢驗(yàn)，引入的財(cái)政收入系數(shù)為-0415，而財(cái)政支出系數(shù)為0748，容易發(fā)現(xiàn)這與城鎮(zhèn)儲(chǔ)蓄率的情形正好相反。根據(jù)模型（3）和（4）可知，引入財(cái)政收支比重后，少兒撫養(yǎng)比與老年撫養(yǎng)比對(duì)城鄉(xiāng)儲(chǔ)蓄率的解釋力度仍較強(qiáng)，同時(shí)財(cái)政收支對(duì)城鄉(xiāng)儲(chǔ)蓄率的影響也存在著明顯的城鄉(xiāng)差異。

下面通過引入財(cái)政收入比重與少兒撫養(yǎng)比、財(cái)政收入比重與老年撫養(yǎng)比、財(cái)政支出比重與少兒撫養(yǎng)比、財(cái)政支出比重與老年撫養(yǎng)比的交叉項(xiàng)來考察財(cái)政政策影響的強(qiáng)弱，由此分別形成模型（5）、（6）、（7）和（8），根據(jù)我們計(jì)算的財(cái)政收支規(guī)模門限值可得到表2和表3，通過分析不同的財(cái)政收支區(qū)間來反映撫養(yǎng)比對(duì)城鄉(xiāng)儲(chǔ)蓄率的影響。

根據(jù)表2可知，隨著稅收規(guī)模的不斷增加，少兒撫養(yǎng)比對(duì)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率的影響是先減小后增大，最優(yōu)稅收規(guī)模為465%，而對(duì)農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率的影響是先增大后減小，最優(yōu)稅收規(guī)模為713%，城鄉(xiāng)儲(chǔ)蓄率存在著相反的特點(diǎn)。隨著支出規(guī)模的增加，少兒撫養(yǎng)比只對(duì)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率有影響，且影響是先減小后增大，最優(yōu)支出規(guī)模為399%，而對(duì)農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率沒有影響。剔除數(shù)據(jù)后，省際財(cái)政收入比重的均值為1911，標(biāo)準(zhǔn)差為757，最小值為851，最大值為5576，平均來看，財(cái)政收入比重沒有超過465%，故驗(yàn)證了圖2中少兒撫養(yǎng)比對(duì)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率的負(fù)向影響。類似的，農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率的最優(yōu)稅收規(guī)模為399%，而省際財(cái)政收入比重的均值為1911%，也未超過這個(gè)門限值，故驗(yàn)證了圖2中少兒撫養(yǎng)比對(duì)農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率的正向影響。省際財(cái)政支出比重的均值為1601，標(biāo)準(zhǔn)差為642，最小值63，最大值4502，平均來看，財(cái)政支出比重遠(yuǎn)超過門限值86%，故驗(yàn)證了表1中老年撫養(yǎng)比對(duì)農(nóng)村儲(chǔ)蓄率的系數(shù)值-0559。

根據(jù)表3可知，隨著稅收規(guī)模的增加，老年撫養(yǎng)比只對(duì)農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率有影響，且影響是先增大后減小，最優(yōu)稅收規(guī)模為84%，而對(duì)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率沒有影響。隨著支出規(guī)模的增加，老年撫養(yǎng)比也只對(duì)農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率有影響，且影響是先增大后減小，最優(yōu)支出規(guī)模為86%，而對(duì)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率無影響。

從表2和表3可知，人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄率的影響不是簡(jiǎn)單的單向關(guān)系，而是受到財(cái)政收支規(guī)模的制約，不同的稅收規(guī)模與支出規(guī)模可能對(duì)應(yīng)著相反的儲(chǔ)蓄率效應(yīng)。另外，人口撫養(yǎng)比對(duì)儲(chǔ)蓄率的影響也存在著明顯的城鄉(xiāng)差別。

一般來講，人口老齡化會(huì)影響居民儲(chǔ)蓄率，其原因如下：（1）在經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域，老齡化會(huì)對(duì)消費(fèi)、儲(chǔ)蓄、投資、稅收等發(fā)生沖擊，在公共政策的視角下，僅僅依靠調(diào)節(jié)人口政策或某一部門的政策都不足以全面應(yīng)對(duì)老齡化問題。［17］在這個(gè)宏觀系統(tǒng)的調(diào)整過程中，財(cái)政政策的作用直接或間接地平衡著儲(chǔ)蓄與消費(fèi)的互動(dòng)，比如財(cái)政支出尤其是消費(fèi)性支出（如中國(guó)政府部門的三公消費(fèi)）的增加通過擠出效應(yīng)使得居民消費(fèi)減少，從而改變了居民的儲(chǔ)蓄水平。（2）根據(jù)莫迪利安尼的研究，隨著年齡的增大，居民在年輕時(shí)會(huì)多儲(chǔ)蓄而到年老時(shí)就會(huì)拿出儲(chǔ)蓄部分來消費(fèi)，因此人口老齡化的加劇應(yīng)使得居民儲(chǔ)蓄率不斷下降。（3）人口老齡化過程導(dǎo)致了勞動(dòng)力年齡結(jié)構(gòu)的老化，勞動(dòng)力年齡人口的中位數(shù)大幅增加，勞動(dòng)力供給減少，收入就會(huì)隨之減少，因而儲(chǔ)蓄也相應(yīng)減少。［18］

但是，根據(jù)中國(guó)數(shù)據(jù)的測(cè)算，結(jié)合表1可知，人口年齡結(jié)構(gòu)的老齡化趨勢(shì)使得城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率不斷增大，而使農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率不斷減小，可能的解釋如下：（1）我國(guó)養(yǎng)老保障制度的二元結(jié)構(gòu)。我國(guó)現(xiàn)有的養(yǎng)老保障制度設(shè)計(jì)是以城鎮(zhèn)職工為主，對(duì)城鎮(zhèn)職工實(shí)行社會(huì)養(yǎng)老保障，即個(gè)人、企業(yè)和政府三方責(zé)任共擔(dān)的企業(yè)職工基本養(yǎng)老保險(xiǎn)制度。近年來，我國(guó)各地積極探索農(nóng)村養(yǎng)老保障制度改革，但由于沒有統(tǒng)一的指導(dǎo)性文件，各地區(qū)改革在制度和標(biāo)準(zhǔn)上都不統(tǒng)一，農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)的“碎片化”趨勢(shì)較為嚴(yán)重。目前全國(guó)31個(gè)省（市、自治區(qū)）的農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)共有1900多個(gè)縣級(jí)統(tǒng)籌單位，標(biāo)準(zhǔn)大多是“一地一策”，這樣導(dǎo)致的結(jié)果是，不僅正在試點(diǎn)的新農(nóng)保制度互不相同，即使是一地的農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)也同時(shí)存在多種制度。另外，沒有納入試點(diǎn)的農(nóng)村居民仍然只能依靠個(gè)人養(yǎng)老方式。從這個(gè)角度看，農(nóng)村養(yǎng)老保障制度在各方面仍遠(yuǎn)不如城鎮(zhèn)養(yǎng)老保障制度完善，這樣的城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)保障制度使得城鎮(zhèn)老齡人口每月能得到一定數(shù)量的養(yǎng)老金，這在一定程度上保證了老年人的收入不減，近年來政府又提高了養(yǎng)老金的支付額度，使得城鎮(zhèn)老年人的腰包越來越鼓，故其儲(chǔ)蓄份額有所增加，但農(nóng)村地區(qū)的養(yǎng)老保障制度仍未完善，出現(xiàn)的問題也較多，故農(nóng)村居民在收入保障上遠(yuǎn)遠(yuǎn)不如城鎮(zhèn)居民。（2）勞動(dòng)力年齡結(jié)構(gòu)的老化。人口老齡化促使勞動(dòng)力年齡結(jié)構(gòu)的老化，這在城鄉(xiāng)都是一致的，但城鄉(xiāng)就業(yè)崗位性質(zhì)的差別在于，城鎮(zhèn)地區(qū)的崗位多以腦力勞動(dòng)為主，而農(nóng)村地區(qū)的崗位多以體力勞動(dòng)為主（相對(duì)而言），這就使得城鎮(zhèn)老年人仍可以有機(jī)會(huì)或有時(shí)間繼續(xù)工作，以獲得薪金收入。而農(nóng)村老年人就會(huì)因身體的原因而走下崗位，收入也隨之減少。這樣的結(jié)果導(dǎo)致城鎮(zhèn)老年人仍有一定量的收入儲(chǔ)蓄起來，而農(nóng)村老年人就失去了儲(chǔ)蓄的重要來源，因而農(nóng)村儲(chǔ)蓄率必然下降。（3）財(cái)政政策的影響。我國(guó)的財(cái)政政策主要體現(xiàn)為城市偏向性的財(cái)政政策，［19］因而較容易地導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距，例如社會(huì)保障支出較多地使城鎮(zhèn)老年人受益，而使農(nóng)村老年人得益甚少。表3卻明確說明了人口老齡化的儲(chǔ)蓄效應(yīng)只在農(nóng)村地區(qū)受到財(cái)政政策的影響，在城市地區(qū)卻無影響，可見財(cái)政壓力對(duì)農(nóng)村老年人的影響更大，財(cái)政收支比重稍微增加一點(diǎn)，農(nóng)村老年人的收入就可能減少，這就影響到其儲(chǔ)蓄水平。

關(guān)于少兒撫養(yǎng)比的儲(chǔ)蓄效應(yīng)，可能的解釋是，少兒年齡人口不具備勞動(dòng)能力，因而沒有收入來源，少兒撫養(yǎng)比的增加使得社會(huì)負(fù)儲(chǔ)蓄增加，以提供足夠的經(jīng)濟(jì)能力撫養(yǎng)少兒年齡人口。然而，少兒撫養(yǎng)比對(duì)儲(chǔ)蓄率的影響在城鄉(xiāng)之間有著明顯的反差，其原因可能是：（1）撫養(yǎng)小孩成本的城鄉(xiāng)差異。一般認(rèn)為，小孩需要撫養(yǎng)的階段是指從一個(gè)孩子的出生直到其具備獨(dú)立的生存能力。撫養(yǎng)一個(gè)小孩需要的成本包括產(chǎn)前費(fèi)用、生產(chǎn)費(fèi)用、衣食住行、醫(yī)療費(fèi)用、教育費(fèi)用，以及其他不可預(yù)期的費(fèi)用，而我國(guó)城鄉(xiāng)地區(qū)在這些成本支出項(xiàng)目上都存在著明顯的差距。據(jù)研究，城鎮(zhèn)居民基本生活線為594286元，而農(nóng)村居民基本生活線為196801元，后者僅相當(dāng)于前者的3312%。［20］這說明農(nóng)村整體上的消費(fèi)水平都遠(yuǎn)低于城鎮(zhèn)，城鎮(zhèn)的高消費(fèi)水平使得城鎮(zhèn)家庭撫養(yǎng)小孩的開銷大大增加，從而可儲(chǔ)蓄的部分就會(huì)相應(yīng)地減少。而農(nóng)村因其較低的消費(fèi)水平而較小地影響其儲(chǔ)蓄能力，但農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率的儲(chǔ)蓄效應(yīng)系數(shù)為正數(shù)，也就是說，小孩數(shù)量的增加反而會(huì)提高農(nóng)村家庭儲(chǔ)蓄水平。我們給出的解釋是，在農(nóng)村一直都有養(yǎng)兒防老的傳統(tǒng)，所以農(nóng)村家庭小孩多（尤其是男孩）的父母就會(huì)進(jìn)行預(yù)防性儲(chǔ)蓄，以保證自己老了有人所養(yǎng)。（2）財(cái)政政策影響。一方面，財(cái)政收入的增加，如所得稅或消費(fèi)稅的調(diào)整，很容易使城鎮(zhèn)勞動(dòng)者的收入發(fā)生改變，而這卻較小地影響到農(nóng)村勞動(dòng)者，因而撫養(yǎng)小孩數(shù)量明顯會(huì)造成城鄉(xiāng)家庭儲(chǔ)蓄的巨大差異；另一方面，財(cái)政支出所具有的擠出效應(yīng)（主要是消費(fèi)性支出的擠出效應(yīng)）會(huì)影響到城鎮(zhèn)居民而不會(huì)影響農(nóng)村居民，因而少兒撫養(yǎng)比對(duì)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率的影響受到財(cái)政支出擠出效應(yīng)比較大，而對(duì)農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率則不會(huì)產(chǎn)生影響。

四、結(jié)論性評(píng)述

本文以1999―2009年的省際面板數(shù)據(jù)為樣本，對(duì)人口年齡結(jié)構(gòu)、財(cái)政政策與高儲(chǔ)蓄率的關(guān)系進(jìn)行了分析，結(jié)果表明：（1）影響我國(guó)高儲(chǔ)蓄率的主要因素不是人口的年齡結(jié)構(gòu)，而是經(jīng)濟(jì)體的轉(zhuǎn)型特征，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整從宏觀角度改變了拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)的投資消費(fèi)比例，從而傳遞到居民部門，影響其儲(chǔ)蓄行為。（2）人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)我國(guó)儲(chǔ)蓄率的影響存在著明顯的城鄉(xiāng)差異，其中少兒撫養(yǎng)比對(duì)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率的影響為負(fù)，而對(duì)農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率的影響為正；老年撫養(yǎng)比對(duì)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率的影響為正，而對(duì)農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率的影響為負(fù)。（3）財(cái)政收支比重對(duì)城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄率的影響也存在著明顯的差異，稅收規(guī)模對(duì)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率的影響為正，而對(duì)農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率的影響為負(fù)；支出規(guī)模對(duì)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率的影響為負(fù)，而對(duì)農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率的影響為正。

中國(guó)從1978年改革開放到現(xiàn)在，經(jīng)濟(jì)體的運(yùn)行具有明顯的轉(zhuǎn)型特征，這個(gè)特征不僅體現(xiàn)在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整上，而且也體現(xiàn)在微觀層面上，加之20世紀(jì)70年代實(shí)行的計(jì)劃生育政策，又改變了中國(guó)的人口年齡結(jié)構(gòu)，這在很大程度上配合了轉(zhuǎn)型調(diào)整所帶來的儲(chǔ)蓄效應(yīng)。在這個(gè)過程中，財(cái)政政策通過宏觀層面對(duì)經(jīng)濟(jì)進(jìn)行干預(yù)，使得城鄉(xiāng)居民的收入與消費(fèi)行為發(fā)生改變，進(jìn)一步影響到儲(chǔ)蓄能力。從以上原因來講，我國(guó)高儲(chǔ)蓄率的發(fā)生有其必然性和合理性。然而根據(jù)發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)的觀點(diǎn)，經(jīng)濟(jì)的發(fā)展將伴隨著儲(chǔ)蓄的減少，但就現(xiàn)狀而言，中國(guó)是世界上最大的發(fā)展中國(guó)家，中國(guó)仍處于并將長(zhǎng)期處于社會(huì)主義初級(jí)階段，不能單憑改革開放后中國(guó)經(jīng)濟(jì)總量快速的增長(zhǎng)而忽視中國(guó)發(fā)展階段的實(shí)質(zhì)。隨著中國(guó)人口老齡化的不斷加深，人口紅利的優(yōu)勢(shì)將逐漸釋放直至消失，在此過程中國(guó)家調(diào)控的方向應(yīng)是以優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式、加快人力資本積累等途徑為主，這些措施雖然看似較為傳統(tǒng)，但考慮到中國(guó)高儲(chǔ)蓄這個(gè)發(fā)展特點(diǎn)，它們的實(shí)施對(duì)促進(jìn)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與發(fā)展仍具有重要的意義。

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收稿日期：2011-10-12

篇4

[論文摘要]經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有賴于儲(chǔ)蓄的增長(zhǎng)，但高的儲(chǔ)蓄率并不必然帶來高經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率。在我國(guó)，過高的儲(chǔ)蓄已轉(zhuǎn)化成為一種基金，社會(huì)保障制度和金融創(chuàng)新的滯后阻礙了居民消費(fèi)的增長(zhǎng)。通常存在兩種儲(chǔ)蓄向投資轉(zhuǎn)化的渠道，市場(chǎng)和政府“看得見的手”，在社會(huì)上存在大量閑置資源的條件下，借助于政府“看得見的手”，將資源配置于一些基礎(chǔ)性產(chǎn)業(yè)，可以有效發(fā)揮政府支出的“擠入效應(yīng)”。最后，筆者提出了一些健全我國(guó)儲(chǔ)蓄投資轉(zhuǎn)化渠道的制度安排。

發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)傾向于把經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)因歸結(jié)為資本、勞動(dòng)力、土地等因素，并認(rèn)為資本的積累程度和狀況從根本上制約著經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的速度。而要解決資本對(duì)經(jīng)濟(jì)的制約可以通過兩個(gè)途徑來達(dá)到：提高本國(guó)的積累率；吸引國(guó)外資本流入。新世紀(jì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)保持了較高速度的增長(zhǎng)，國(guó)民儲(chǔ)蓄雖有2006年的短暫下滑；但總體上仍是較高速發(fā)展。過高的儲(chǔ)蓄余額與萎靡的國(guó)內(nèi)投資狀況向我們展示了我國(guó)經(jīng)濟(jì)存在的一個(gè)重要問題：儲(chǔ)蓄轉(zhuǎn)化為投資的有效渠道不暢通。

1儲(chǔ)蓄與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系

根據(jù)哈羅德－多馬增長(zhǎng)模型，增長(zhǎng)率等于儲(chǔ)蓄率與資本產(chǎn)量的比率，高儲(chǔ)蓄率自然意味著高增長(zhǎng)率。這個(gè)結(jié)論看起來似乎非常合理，但目前的現(xiàn)實(shí)情況是日本、東亞經(jīng)濟(jì)實(shí)體的儲(chǔ)蓄率仍然很高，其高速的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)卻已風(fēng)光不再。

正如凱恩斯所言，儲(chǔ)蓄和投資分別是由不同的經(jīng)濟(jì)主體出于不同的目的而做出的，投資并不必然地等于儲(chǔ)蓄。就其核心來說，哈羅德－多馬模型可以被視為這樣一個(gè)命題：如果投資等于儲(chǔ)蓄，那么經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率一定等于儲(chǔ)蓄率與資本產(chǎn)量的比率。事實(shí)上，假設(shè)：I=S，可以得到：I/Y=S/Y，進(jìn)一步：(Y/Y)(I/Y)=S/Y。兩邊同時(shí)乘以I/Y，可以得到增長(zhǎng)率公式：y/Y=(S/Y)/(I/Y)。

因此，問題的關(guān)鍵是投資如何能夠等于儲(chǔ)蓄。只有滿足了這一條件，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)才能得到保證。這樣，問題集中到投資的決定因素上。凱恩斯主義認(rèn)為有效需求決定投資，儲(chǔ)蓄只是決定投資有沒有保障。只有當(dāng)投資的需求大于儲(chǔ)蓄的供給，經(jīng)濟(jì)中存在額外的投資機(jī)會(huì)時(shí)，決定投資進(jìn)而增長(zhǎng)的才是儲(chǔ)蓄。換句話說，儲(chǔ)蓄只是一種約束，并不是動(dòng)力，當(dāng)經(jīng)濟(jì)中的投資機(jī)會(huì)變成一種稀缺性資源時(shí)，動(dòng)力只能是有效需求。

過去，日本、東亞經(jīng)濟(jì)實(shí)體的儲(chǔ)蓄率高，增長(zhǎng)率也高。然而，首要的不是高儲(chǔ)蓄率，而是高儲(chǔ)蓄可以轉(zhuǎn)化為投資，儲(chǔ)蓄轉(zhuǎn)化為投資的渠道是暢通的。今天，日本、東亞經(jīng)濟(jì)實(shí)體的儲(chǔ)蓄率仍然很高，為什么沒有了高增長(zhǎng)?原因可以歸結(jié)到很多方面，但有一點(diǎn)是不容忽視的，即：儲(chǔ)蓄轉(zhuǎn)化為投資的渠道已經(jīng)阻斷，高額的儲(chǔ)蓄不能轉(zhuǎn)化為有效的投資。當(dāng)經(jīng)濟(jì)進(jìn)入成熟期后，市場(chǎng)通常表現(xiàn)為過剩經(jīng)濟(jì)、買方市場(chǎng)，這時(shí)，高儲(chǔ)蓄率只會(huì)阻礙經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。因此，在經(jīng)濟(jì)的起飛階段，政府的經(jīng)濟(jì)政策常常是鼓勵(lì)儲(chǔ)蓄，而當(dāng)經(jīng)濟(jì)進(jìn)入成熟期，政府的經(jīng)濟(jì)政策常常是鼓勵(lì)消費(fèi)。

2我國(guó)儲(chǔ)蓄高速增長(zhǎng)的根源

根據(jù)中國(guó)人民銀行的消息，2007年，居民戶存款增加1.13萬億元。這一數(shù)字只是2006年居民戶存款增加額的54.07％，儲(chǔ)蓄“搬家”現(xiàn)象進(jìn)一步加劇。對(duì)不少投資者來說，要想跑贏CPI，只能繼續(xù)讓儲(chǔ)蓄“搬家”。但2008年中國(guó)人民銀行9月12日的2008年8月份金融運(yùn)行情況顯示，受股市清冷等因素影響，居民儲(chǔ)蓄繼續(xù)大幅增加。居民戶存款增加3404億元，同比多增3823億元，居民儲(chǔ)蓄又重新回到2006年以前的水平。

健康的經(jīng)濟(jì)體運(yùn)行的一個(gè)重要特征是：經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)導(dǎo)致的收入提高能迅速實(shí)現(xiàn)向消費(fèi)和投資的轉(zhuǎn)化，從而使經(jīng)濟(jì)運(yùn)行處于良性循環(huán)當(dāng)中。但現(xiàn)實(shí)的經(jīng)濟(jì)運(yùn)行往往不能達(dá)到理想狀態(tài)，在收入向消費(fèi)和投資支出形式轉(zhuǎn)化的過程中經(jīng)常存在的狀況是：一部分收入以儲(chǔ)蓄的形式漏出經(jīng)濟(jì)體。而儲(chǔ)蓄漏出的規(guī)模則取決于居民消費(fèi)傾向及私人部門的投資欲望。我國(guó)儲(chǔ)蓄高速增長(zhǎng)的直接原因歸于居民消費(fèi)不振和私人部門投資增長(zhǎng)的乏力。

居民消費(fèi)不振的原因有很多，但根本的應(yīng)該是居民對(duì)未來收入的不確定性預(yù)期，而這種不確定性預(yù)期是由于我國(guó)目前的制度缺失或不完善造成的。我國(guó)居民目前的儲(chǔ)蓄主要用于住房基金、子女教育、醫(yī)療保險(xiǎn)、養(yǎng)老保險(xiǎn)和更高層級(jí)的消費(fèi)準(zhǔn)備(汽車、旅游)等五種目的。實(shí)際上，我國(guó)的儲(chǔ)蓄已經(jīng)異化為幾種基金形式，不過，這些基金是以居民個(gè)人或家庭為單位存在的。社會(huì)保障制度的缺失、金融工具創(chuàng)新的滯后等應(yīng)是居民消費(fèi)不振這一現(xiàn)象形成的制度層面的原因。

私人部門投資增長(zhǎng)乏力的原因也不難分析。私人部門投資的熱情和規(guī)模是以投資的成本－收益分析為基礎(chǔ)的，利息率T代表投資的成本，預(yù)期利收益率y的高低是投資收益的衡量指標(biāo)。投資的報(bào)酬p用公式表示就是：p=y-i。只有當(dāng)p＞0時(shí)，投資才是值得的。盡管央行2008年幾次大幅度降低了利率，但投資者的預(yù)期收益并不樂觀。另外，作為私人部門重要組成部分的中小企業(yè)群體通過銀行和在證券市場(chǎng)上融資的渠道并不是暢通的，從這個(gè)角度來講，制度的制約大大阻礙了儲(chǔ)蓄向投資轉(zhuǎn)化的力度。

3政府支出的“擠入效應(yīng)”與“擠出效應(yīng)”

通過比較，我們可以發(fā)現(xiàn)實(shí)現(xiàn)儲(chǔ)蓄投資有效轉(zhuǎn)化的策略主要可分為兩種；一種是利用市場(chǎng)的力量，通過金融機(jī)構(gòu)和資本市場(chǎng)來達(dá)到對(duì)貨幣資金的再配置；一種是通過政府這只“看得見的手”，借助政府的財(cái)政政策來實(shí)現(xiàn)儲(chǔ)蓄向投資的轉(zhuǎn)化。

借助于政府來實(shí)現(xiàn)儲(chǔ)蓄向投資的轉(zhuǎn)化，在新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)家眼中是不可取的，原因在于政府支出對(duì)私人經(jīng)濟(jì)部門所產(chǎn)生的“擠出效應(yīng)”。這種“擠出效應(yīng)”的產(chǎn)生使得政府通過擴(kuò)大財(cái)政支出來刺激經(jīng)濟(jì)的努力大打折扣，而且，由于政府在參與資源配置中不可避免的低效率和“尋租”行為，更使得經(jīng)濟(jì)學(xué)家對(duì)通過政府來實(shí)現(xiàn)儲(chǔ)蓄向投資的有效轉(zhuǎn)化這一渠道持相當(dāng)保守的態(tài)度。

實(shí)際上，政府支出的擴(kuò)張不僅存在對(duì)私人經(jīng)濟(jì)部門的“擠出”，它也存在著一定的對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的“擠入”，特別是在經(jīng)濟(jì)中存在比較龐大的過剩資源時(shí)，這種“擠入效應(yīng)”會(huì)更加明顯。經(jīng)濟(jì)體中存在許多過剩的閑置資源，這時(shí)，借助于政府的力量把這些暫時(shí)不用的資源進(jìn)行配置，有其一定的合理性。但是，通常來講，這種對(duì)資源的配置一定不能直接進(jìn)入私人部門所經(jīng)營(yíng)的領(lǐng)域，否則，這只“看得見的手”就會(huì)把市場(chǎng)攪亂而使其變得低效。把政府支出的對(duì)象定位于私人部門不愿意、沒有能力介入的領(lǐng)域及影響國(guó)計(jì)民生的領(lǐng)域，通過政府支出為私人經(jīng)濟(jì)部門下一個(gè)經(jīng)濟(jì)周期的投資培育良好的市場(chǎng)環(huán)境，這應(yīng)該是有效發(fā)揮政府支出“擠入效應(yīng)”的前提。

針對(duì)居民消費(fèi)不振和私人部門投資增長(zhǎng)乏力的現(xiàn)實(shí)，中國(guó)政府高層選擇實(shí)施了積極的財(cái)政政策，2008年11月12日國(guó)務(wù)院總理主持召開國(guó)務(wù)院常務(wù)會(huì)議，出臺(tái)了擴(kuò)大內(nèi)需的十項(xiàng)措施，總投資約需4萬億元。這一輪的政府投資，從長(zhǎng)遠(yuǎn)來看，為私人經(jīng)濟(jì)部門的投資構(gòu)建了一個(gè)比較扎實(shí)的基礎(chǔ)，具有深遠(yuǎn)意義。

4儲(chǔ)蓄向投資轉(zhuǎn)化的制度創(chuàng)新

合理引導(dǎo)儲(chǔ)蓄分流，實(shí)現(xiàn)儲(chǔ)蓄向投資的轉(zhuǎn)化，從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，是一個(gè)長(zhǎng)期的、系統(tǒng)性的工作。如何在制度上進(jìn)行合理的安排和創(chuàng)新，是決定儲(chǔ)蓄是否能順利轉(zhuǎn)化為投資，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是否能夠持久的根本環(huán)節(jié)。筆者認(rèn)為，有必要從以下幾個(gè)方面實(shí)現(xiàn)制度創(chuàng)新，來促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的正常運(yùn)轉(zhuǎn)：

(1)加快推行社會(huì)保障體系建設(shè)，改善居民對(duì)未來的預(yù)期。只有解決居民的后顧之憂，才能有效地啟動(dòng)居民最終消費(fèi)。因此，應(yīng)降低經(jīng)濟(jì)生活的不確定性，在當(dāng)前實(shí)施積極財(cái)政政策的過程中，加大財(cái)政資金的建立，提高低收入群體等社保對(duì)象的待遇水平，增加城市和農(nóng)村低保補(bǔ)助，繼續(xù)提高企業(yè)退休人員基本養(yǎng)老金水平和優(yōu)撫對(duì)象生活補(bǔ)助標(biāo)準(zhǔn)。

篇5

國(guó)際經(jīng)濟(jì)危機(jī)對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和就業(yè)的影響分析

國(guó)際經(jīng)濟(jì)危機(jī)對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)的影響首先表現(xiàn)在對(duì)出口產(chǎn)業(yè)的打擊。由于我國(guó)出口產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)密集度高，這種打擊對(duì)就業(yè)的影響很大。當(dāng)前，雖然擴(kuò)大內(nèi)需的投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的帶動(dòng)效果已經(jīng)顯現(xiàn)，增長(zhǎng)速度正在回升，但一方面，由于這種回升主要還是投資拉動(dòng)的結(jié)果，增長(zhǎng)的可持續(xù)性仍然是不確定的；另一方面，目前的增長(zhǎng)對(duì)就業(yè)的帶動(dòng)仍然乏力。針對(duì)這種情況，需要采取具有長(zhǎng)期效果的擴(kuò)大內(nèi)需政策和積極的擴(kuò)大就業(yè)政策。在當(dāng)前，就業(yè)目標(biāo)應(yīng)當(dāng)優(yōu)先于增長(zhǎng)目標(biāo)。并非有增長(zhǎng)就有就業(yè)。寧要較低增長(zhǎng)率情況下實(shí)實(shí)在在的就業(yè)增長(zhǎng)，不要高增長(zhǎng)低就業(yè)。

1 國(guó)際經(jīng)濟(jì)危機(jī)對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和就業(yè)的影響將是長(zhǎng)期的

2 擴(kuò)大就業(yè)首先要給“規(guī)模以下”小企業(yè)充分的發(fā)展空間

自上世紀(jì)90年代以來，我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的就業(yè)彈性從過去的0.4左右下降到0.1左右或以下。這固然有勞動(dòng)力增長(zhǎng)放慢的因素，但與增長(zhǎng)模式的變化也是分不開的。在出口下降帶來大量失業(yè)的情況下，擴(kuò)大內(nèi)需投資帶動(dòng)增長(zhǎng)但不能顯著帶動(dòng)就業(yè)就成為一個(gè)更加嚴(yán)重的問題。

但是長(zhǎng)期以來，“規(guī)模以下”的小企業(yè)基本上不在各級(jí)政府的視野和關(guān)心范圍之內(nèi)。我國(guó)目前的統(tǒng)計(jì)系統(tǒng)只公布“規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)”的情況，其中的“小企業(yè)”數(shù)據(jù)，實(shí)際上只反映了小企業(yè)中規(guī)模較大的那一小部分?！耙?guī)模以下”小企業(yè)不納入正常統(tǒng)計(jì)范圍，它們的經(jīng)營(yíng)狀況怎樣誰也不清楚，基本上處在自生自滅的狀態(tài)。

盡管過去各級(jí)政府有若干鼓勵(lì)中小企業(yè)發(fā)展的政策，但實(shí)際從這些政策中受益的基本上是中型企業(yè)，而且往往是中型企業(yè)中規(guī)模較大的那一部分。小企業(yè)，特別是“規(guī)模以下”的小企業(yè)，則很少受益。它們?cè)谫J款融資方面，基本上不屬于銀行服務(wù)的對(duì)象；在其他方面，其面臨的經(jīng)營(yíng)環(huán)境也遠(yuǎn)遠(yuǎn)比不上規(guī)模較大的企業(yè)。許多地方政府出于追求經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的政績(jī)和擴(kuò)大地方稅收的考慮，往往傾向于給規(guī)模較大的企業(yè)在融資政策、土地供應(yīng)、減輕企業(yè)額外負(fù)擔(dān)、減少干預(yù)等方面“吃偏飯”，而“規(guī)模以下”的小企業(yè)通常是享受不到的。它們與較大型的企業(yè)往往不處在市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)的同一起跑線上，其發(fā)展空間受到了明顯的擠壓。

各級(jí)政府如果不能把關(guān)注焦點(diǎn)從大企業(yè)轉(zhuǎn)向小企業(yè)，我國(guó)的就業(yè)問題很難真正解決，啟動(dòng)內(nèi)需也很難持續(xù)。

3 擴(kuò)大內(nèi)需是長(zhǎng)期任務(wù)

收入差距擴(kuò)大，勞動(dòng)報(bào)酬增長(zhǎng)滯后于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，這在過去一個(gè)短時(shí)期內(nèi)并沒有影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和就業(yè)，反而由于保持了低勞動(dòng)力成本的優(yōu)勢(shì)，成為加快經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的一個(gè)因素。這也是一部分人反對(duì)改善社會(huì)福利和勞動(dòng)保障的一個(gè)理由。但是從宏觀經(jīng)濟(jì)和長(zhǎng)期發(fā)展的角度看問題，我們就會(huì)得到不同的結(jié)論。因?yàn)榧幢悴粡墓降慕嵌瓤紤]問題，沒有勞動(dòng)者收入伴隨經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)而相應(yīng)增 長(zhǎng)，經(jīng)濟(jì)就沒有足夠的需求支撐，增長(zhǎng)就不可能長(zhǎng)期持續(xù)。

4 擴(kuò)大內(nèi)需靠投資還是靠消費(fèi)?

政府投資、擴(kuò)張信貸和鼓勵(lì)居民消費(fèi)都可以拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)。短期內(nèi)，因?yàn)橄M(fèi)不可能迅速啟動(dòng)，需要一定的投資拉動(dòng)。信貸擴(kuò)張帶動(dòng)的也是投資。但投資越多，生產(chǎn)能力擴(kuò)張?jiān)娇?，就越要靠消費(fèi)增長(zhǎng)來吸收產(chǎn)能，否則就會(huì)導(dǎo)致供求失衡和更加嚴(yán)重的產(chǎn)能過剩、增長(zhǎng)乏力。即便政府投資全部用于基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)而不用于生產(chǎn)性項(xiàng)目，也無法起到調(diào)整消費(fèi)和儲(chǔ)蓄結(jié)構(gòu)失衡的作用；而大幅度放松信貸的結(jié)果，更會(huì)導(dǎo)致生產(chǎn)性投資迅速擴(kuò)張。

在消費(fèi)不足、儲(chǔ)蓄過度的情況下，投資只會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生短期的拉動(dòng)效應(yīng)。一旦擴(kuò)大內(nèi)需的投資結(jié)束了，產(chǎn)能過剩、需求不振的局面就可能再次出現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)就有可能再次掉下來?，F(xiàn)在的4萬億擴(kuò)大內(nèi)需計(jì)劃中，投資占了一大半。十大產(chǎn)業(yè)振興計(jì)劃也主要是投資，而且事實(shí)上不可能不導(dǎo)致產(chǎn)能擴(kuò)大?，F(xiàn)在應(yīng)當(dāng)調(diào)整政策重點(diǎn)，從以投資為主的擴(kuò)大內(nèi)需，轉(zhuǎn)移到調(diào)整結(jié)構(gòu)、改善機(jī)制、啟動(dòng)國(guó)內(nèi)消費(fèi)正常增長(zhǎng)的軌道上來。

5 啟動(dòng)消費(fèi)增長(zhǎng)靠什么?

導(dǎo)致消費(fèi)不足的主要原因可以主要從以下幾個(gè)方面考慮。

首先是長(zhǎng)期以來在勞動(dòng)力供應(yīng)充裕的條件下，勞動(dòng)力市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)抑制了低技術(shù)勞動(dòng)者的工資水平上升，使普通勞動(dòng)者的收入增長(zhǎng)滯后于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，導(dǎo)致勞動(dòng)報(bào)酬占GDP的比重持續(xù)下降，非勞動(dòng)收入比重上升，收入差距擴(kuò)大，限制了可用于消費(fèi)的居民收入增長(zhǎng)。

其次，現(xiàn)行稅收體系沒有解決資源收益、壟斷收益和國(guó)有企業(yè)利潤(rùn)的合理分配問題，國(guó)有企業(yè)不分紅，資源產(chǎn)業(yè)不交資源稅，助長(zhǎng)了非勞動(dòng)收入比重的上升和企業(yè)儲(chǔ)蓄的上升。公共資金管理不當(dāng)和流失更加劇了上述情況。

第三，長(zhǎng)期以來各級(jí)政府過分追求高投資、高增長(zhǎng)、高稅利，使要素配置發(fā)生失衡，不利于小企業(yè)發(fā)展和就業(yè)增長(zhǎng)，是導(dǎo)致收入差距擴(kuò)大的一個(gè)原因。

第四，收入分配差距持續(xù)擴(kuò)大助長(zhǎng)了居民儲(chǔ)蓄率的上升，這是因?yàn)楦呤杖刖用駜?chǔ)蓄率遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于社會(huì)平均水平，在收入分配向高收入居民傾斜的情況下，居民儲(chǔ)蓄率自然上升。

第五，社會(huì)保障缺失使老百姓不敢消費(fèi)。醫(yī)療、教育、廉租房等公共服務(wù)不足，價(jià)格居高不下，超過了中低收入居民的承受能力，這些都導(dǎo)致了強(qiáng)制儲(chǔ)蓄。有人說近些年居民儲(chǔ)蓄率沒有提高，這與數(shù)據(jù)失真有關(guān)。近些年高收入居民的收入大大低估了，他們的儲(chǔ)蓄率也被低估了。

6 政策考慮

(1)我國(guó)現(xiàn)在的社保體系不但沒有對(duì)城鎮(zhèn)居民全覆蓋，更由于地區(qū)分割，不利于農(nóng)民工等流動(dòng)人口的保障。建議加快推進(jìn)基本社保的全國(guó)統(tǒng)籌和聯(lián)網(wǎng)，盡快實(shí)現(xiàn)流動(dòng)人口的異地接續(xù)。較發(fā)達(dá)地區(qū)可以搞附加保障。

(3)現(xiàn)在1.4億農(nóng)民工大部分把家留在農(nóng)村，無法在城市安家，主要是住不起房，孩子上不起學(xué)。這不利于城市化和社會(huì)和諧穩(wěn)定。建議將廉租房政策擴(kuò)大到覆蓋全體城市低收入居民和進(jìn)城的農(nóng)民工，讓他們?cè)诔鞘心軌虬布?，他們才能安下心來，也有利于啟?dòng)消費(fèi)。經(jīng)濟(jì)適用房、限價(jià)房實(shí)際上只補(bǔ)貼了少部分中等以上收入居民，造成分配不公平，建議將這部分資源全部轉(zhuǎn)移到廉租房建設(shè)和維護(hù)上來。

(4)改革財(cái)稅體制，將壟斷行業(yè)和資源性行業(yè)的超額收入收上來，用于社會(huì)保障和公共服務(wù)。

篇6

關(guān)鍵詞:索洛模型;儲(chǔ)蓄;投資;經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)

中圖分類號(hào):F12

文獻(xiàn)標(biāo)志碼:A

文章編號(hào):1673-291X(2010)16-0010-02

索洛的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型主要討論了儲(chǔ)蓄、資本積累和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)三者的相互關(guān)系。總體來講,這三者之間是循環(huán)影響的,高儲(chǔ)蓄會(huì)帶來豐厚的資本積累,資本積累會(huì)推動(dòng)產(chǎn)出的增加,產(chǎn)出又決定了儲(chǔ)蓄和資本積累……。但是,索洛認(rèn)為,從長(zhǎng)期來講,高儲(chǔ)蓄率并不能維持經(jīng)濟(jì)的高速增長(zhǎng),經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長(zhǎng)最終要?dú)w因于技術(shù)的進(jìn)步。但是,高儲(chǔ)蓄率影響產(chǎn)出水平和生活水平,儲(chǔ)蓄率的上升將會(huì)導(dǎo)致一段時(shí)間內(nèi)的更高增長(zhǎng)并最終導(dǎo)致更高的生活水平。

索洛的研究是以美國(guó)經(jīng)濟(jì)為主要對(duì)象的,而且在模型中設(shè)定了實(shí)際經(jīng)濟(jì)無法滿足的苛刻假設(shè),因而要對(duì)其理論進(jìn)行嚴(yán)格的驗(yàn)證是比較困難的。中國(guó)經(jīng)濟(jì)與美國(guó)經(jīng)濟(jì)有著很大的區(qū)別。美國(guó)是個(gè)低儲(chǔ)蓄率的國(guó)家,自1950年以來,其儲(chǔ)蓄率平均只為18.6%;而中國(guó)一直是個(gè)高儲(chǔ)蓄的國(guó)家,儲(chǔ)蓄率約在50%左右。中國(guó)是一個(gè)發(fā)展中國(guó)家,資本存量相對(duì)較小。與美國(guó)這個(gè)發(fā)達(dá)國(guó)家相比,儲(chǔ)蓄應(yīng)該有著更重要的作用。除此之外,與美國(guó)相比,中國(guó)目前還不具備發(fā)達(dá)的資本金融體制來進(jìn)行儲(chǔ)蓄向投資的有效轉(zhuǎn)化。因此,索洛的有關(guān)儲(chǔ)蓄、資本積累和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相關(guān)結(jié)論是否能夠適用于中國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),是本文要探討和思考的問題。

一、中國(guó)的高儲(chǔ)蓄率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響

(一)中國(guó)的高儲(chǔ)蓄率和高經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率

中國(guó)居民一直保持的極高的儲(chǔ)蓄率是由多方面因素導(dǎo)致的。儲(chǔ)蓄節(jié)儉自古以來是中華民族的傳統(tǒng)美德,受此歷史文化因素的影響,中國(guó)居民相對(duì)喜歡儲(chǔ)蓄;市場(chǎng)化改革使得人們以前享有的福利逐漸消失,加之現(xiàn)今社會(huì)保障體制的不健全,居民的家庭預(yù)防性儲(chǔ)蓄還保持著較高水平;中國(guó)欠缺發(fā)達(dá)的金融體系使得人們?nèi)狈栀J金融工具,那么就不得不為像買房買車等較大項(xiàng)目的支出進(jìn)行提前儲(chǔ)蓄;人口結(jié)構(gòu)也是不可忽略的因素,中國(guó)高儲(chǔ)蓄年齡群體人數(shù)眾多,年齡在50～70歲的人群具有維持較高儲(chǔ)蓄率和避免任何形式債務(wù)的傾向;此外,隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)的快速增長(zhǎng),人們的收入也在增加,這也造成了儲(chǔ)蓄的增加,尤其是具有較高儲(chǔ)蓄傾向的人群,他們收入的增加會(huì)更多地導(dǎo)致儲(chǔ)蓄率的升高。

與高水平儲(chǔ)蓄率一樣引起人們關(guān)注的,還有中國(guó)的高速經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。那么,這兩者之間關(guān)系如何?從圖1和圖2可以看出,儲(chǔ)蓄和GDP的走勢(shì)是高度一致的,這可以在一定程度上說明二者呈高度正相關(guān)性。

(二)計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型分析

下面通過一個(gè)簡(jiǎn)單的計(jì)量經(jīng)濟(jì)回歸模型來進(jìn)一步闡釋儲(chǔ)蓄對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。選取GDP來表示經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),用城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款來表示儲(chǔ)蓄s,用固定資本形成總額來表示投資I。建立如下對(duì)數(shù)模型:

Ln(GDP)=Bo+B1Ln(s)B2Ln(I)+ε

其中,B;(i=0、1、2)為待回歸系數(shù),ε為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng),表示除基本因索外其他可能影響GDP的因素。

數(shù)據(jù)選取自1989-2008年,數(shù)據(jù)來自國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站。用EVIEWS軟件對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸,得到以下結(jié)果:

lnGDP=2.6837+0.3305LnS+0.4938LnI

(2015)(3.83)　(5.06)

R2=0.9971,D.W.=6297,F=2995.414

回歸結(jié)果表明,R2值和調(diào)整后的R2值都在99%以上,各項(xiàng)系數(shù)的t檢驗(yàn)都顯著。因此,該模型具有較好的解釋力。

根據(jù)以上估計(jì)的結(jié)果可以看出,儲(chǔ)蓄s對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)GDP具有顯著影響,從其回歸系數(shù)0.3305可以知道,儲(chǔ)蓄每1%的變動(dòng)可以帶來GDP33%的變動(dòng)。但是,與投資變量I相比,投資變量對(duì)應(yīng)的回歸系數(shù)0.4938大于儲(chǔ)蓄的回歸系數(shù)0.3305,說明投資比儲(chǔ)蓄更能帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

實(shí)證分析結(jié)果表明,用中國(guó)數(shù)據(jù)分析出來的結(jié)果與索洛關(guān)于美國(guó)經(jīng)濟(jì)的結(jié)論有所出入,中國(guó)儲(chǔ)蓄率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是具有明顯的相關(guān)性和長(zhǎng)期推動(dòng)作用的。

除此之外,索洛在模型中將儲(chǔ)蓄和投資等同分析,即模型假定儲(chǔ)蓄能夠全部轉(zhuǎn)化為投資。但是,從以上中國(guó)數(shù)據(jù)的回歸分析結(jié)果上看,儲(chǔ)蓄和投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響是存在較大差距的。為什么會(huì)存在這樣的結(jié)果呢?―個(gè)可能的解釋是,因?yàn)橹袊?guó)的經(jīng)濟(jì)體制不健全,使得儲(chǔ)蓄不能轉(zhuǎn)化為有效的投資。

二、儲(chǔ)蓄向投資的有效轉(zhuǎn)化

按照發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)的觀點(diǎn),儲(chǔ)蓄轉(zhuǎn)化為有效的投資要經(jīng)過三個(gè)環(huán)節(jié),即足夠的國(guó)內(nèi)儲(chǔ)蓄、儲(chǔ)蓄向投資轉(zhuǎn)化、投資變?yōu)橛行У漠a(chǎn)出。

中國(guó)的高儲(chǔ)蓄率使得我們有較為充足的國(guó)內(nèi)儲(chǔ)蓄,因此我們?cè)诘谝粋€(gè)環(huán)節(jié)不存在問題。但是,我們?cè)诹硗鈨蓚€(gè)環(huán)節(jié)上則存在著渠道不通暢的問題。

(一)儲(chǔ)蓄向投資轉(zhuǎn)化環(huán)節(jié)

到目前為止,中國(guó)的儲(chǔ)蓄轉(zhuǎn)化為投資還處在比較低效的階段,主要有以下幾方面原因:

首先,金融體系不發(fā)達(dá)導(dǎo)致儲(chǔ)蓄向投資轉(zhuǎn)化的形式比較單一。目前中國(guó)的金融市場(chǎng)還處于初級(jí)發(fā)展階段,不夠完善。金融工具的品種有限,不能滿足不同投資者的需求,使一部分投資無法向投資轉(zhuǎn)化。其次,國(guó)有銀行的主導(dǎo)地位限制了競(jìng)爭(zhēng)。目前中國(guó)從儲(chǔ)蓄向投資轉(zhuǎn)化,主要通過國(guó)有銀行作為金融中介從存款轉(zhuǎn)向貸款。這種帶壟斷性的資金供求市場(chǎng)會(huì)造成資源配置的無效率。再次,中小企業(yè)融資難的現(xiàn)實(shí)阻礙了儲(chǔ)蓄向投資的轉(zhuǎn)化。中小企業(yè)在金融市場(chǎng)的融資渠道單一而艱難,經(jīng)常面臨很高的融資門檻,這使得資金需求方難以獲得資金,而巨額的儲(chǔ)蓄卻不能轉(zhuǎn)為所用,儲(chǔ)蓄向投資轉(zhuǎn)化難以實(shí)現(xiàn)。另外,中國(guó)的利率制度降低了利率在調(diào)節(jié)儲(chǔ)蓄一投資方面的作用。利率是儲(chǔ)蓄向投資轉(zhuǎn)化的重要環(huán)節(jié)。中國(guó)當(dāng)前實(shí)行管制利率,各銀行的利率由中央銀行統(tǒng)一規(guī)定并要求保持穩(wěn)定。這樣,利率就不能自由地反應(yīng)市場(chǎng)上的資金供求關(guān)系,儲(chǔ)蓄和投資對(duì)利率的敏感程度大大降低,利率對(duì)投資和儲(chǔ)蓄的影響非常有限。最后,中國(guó)社會(huì)保障體制的不完善性阻礙了儲(chǔ)蓄向投資的轉(zhuǎn)化。目前中國(guó)政府部門的儲(chǔ)蓄一投資轉(zhuǎn)化率很高,近90%。但是,居民部門的儲(chǔ)蓄一投資轉(zhuǎn)化率很低,只有30%左右。這在很大程度上歸咎于中國(guó)很不完善的社會(huì)保障體制。社會(huì)保障體制的不完善使得生活中的不確定性因素增加,必然導(dǎo)致人們對(duì)未來生活的擔(dān)心和憂慮。因而,預(yù)防性的儲(chǔ)蓄也會(huì)加大,阻礙了儲(chǔ)蓄向投資的轉(zhuǎn)化。在現(xiàn)今金融危機(jī)影響下,中國(guó)擴(kuò)大需求的目標(biāo),也需要國(guó)家盡快完善中國(guó)社會(huì)保障體制。完善了社保體制,使人們無須再為未來生活的不確定性大量?jī)?chǔ)蓄,那么就會(huì)促進(jìn)投資和需求的增加。

(二)投資轉(zhuǎn)化為有效產(chǎn)出環(huán)節(jié)

投資無法轉(zhuǎn)化為有效產(chǎn)出的問題,需要先進(jìn)的技術(shù)水平來有效解決。從這個(gè)角度來說,索洛的“經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)最終歸因于先進(jìn)技術(shù)”的結(jié)論是正確的。因此,在儲(chǔ)蓄轉(zhuǎn)化為投資的前提下,需要先進(jìn)技術(shù)水平的支撐才能最終推動(dòng)產(chǎn)出的增加,推動(dòng)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長(zhǎng)。

三、結(jié)論

從以上的分析可以看出,中國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與儲(chǔ)蓄具有較大的相關(guān)性,高儲(chǔ)蓄率在較長(zhǎng)的時(shí)期內(nèi)促進(jìn)了中國(guó)經(jīng)濟(jì)的高速增長(zhǎng),因而與索洛的結(jié)論有所出入。但是,儲(chǔ)蓄對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用仍然不如投資顯著,這主要是因?yàn)橹袊?guó)在儲(chǔ)蓄轉(zhuǎn)化為有效投資的環(huán)節(jié)還存在障礙。因此,中國(guó)需要加速相關(guān)體制的完善,創(chuàng)新先進(jìn)技術(shù),保持儲(chǔ)蓄一投資的渠道暢通,促進(jìn)儲(chǔ)蓄向有效投資的轉(zhuǎn)化,最終推動(dòng)經(jīng)濟(jì)的快速增長(zhǎng)。

參考文獻(xiàn):

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[2]徐忠秀.中國(guó)儲(chǔ)蓄一投資轉(zhuǎn)化機(jī)制研究[D].廈門:廈門大學(xué)碩士學(xué)位論文,2007.

[3]孔麗頻.高儲(chǔ)蓄率可能阻礙中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和穩(wěn)定[N].中國(guó)改革報(bào),2009-10-23(5).

篇7

摘要:改革開放以來,中國(guó)的M2/GDP一直呈現(xiàn)上升趨勢(shì)。從1978年的0.32增長(zhǎng)到2005年的1.98,這樣的增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)在世界各國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展史上是前所未有的。對(duì)于M2/GDP比率居高不下的原因,經(jīng)濟(jì)學(xué)家從各種角度給出了自己的解釋。通過分析發(fā)現(xiàn),是我國(guó)的經(jīng)濟(jì)的貨幣化、貨幣流通速度的下降、金融機(jī)構(gòu)結(jié)構(gòu)不合理、社會(huì)收入分配不均、社會(huì)保障體系不健全等迫使人們偏好儲(chǔ)蓄,而且儲(chǔ)蓄資金主要集中在銀行業(yè)機(jī)構(gòu)、迅猛增長(zhǎng)的外匯儲(chǔ)備等原因?qū)е翸2與GDP比率偏高。而且,中國(guó)的高貨幣化現(xiàn)象在一段時(shí)間內(nèi)還將繼續(xù)持續(xù)。

關(guān)鍵詞:高貨幣化;M2/GDP;原因分析

1現(xiàn)狀及問題

近年來,中國(guó)金融市場(chǎng)上一個(gè)引人注目、同時(shí)也是廣受爭(zhēng)議的一個(gè)現(xiàn)象,就是廣義貨幣(M2)與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)的比值不斷高攀,M2/GDP比率一直呈現(xiàn)上升趨勢(shì)。從1978年的0.32增長(zhǎng)到2005年的1.98,為世界之最。這樣的增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)在世界各國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展史上是前所未有的。見下圖1和圖1.2。從下圖來看我們可以明顯地看出,從九十年代初開始我國(guó)經(jīng)濟(jì)中廣義貨幣增長(zhǎng)超過國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng),以至于M2/GDP增加是一個(gè)長(zhǎng)期現(xiàn)象。

從增量上看,改革開放以來,M2的年增長(zhǎng)率幾乎都高于GDP的年增長(zhǎng)率,直到近年來才有所趨近(見下圖),這表明長(zhǎng)期積累帶來的M2規(guī)模大于使得M2/GDP這一比例在近幾年仍不會(huì)得到明顯的改觀。

通過分析研究,可以得出以下三個(gè)結(jié)論:第一,我國(guó)M2與GDP比率不斷上升,說明我國(guó)經(jīng)濟(jì)貨幣化程度已進(jìn)入較高級(jí)階段。第二,我國(guó)M2與GDP的比率成為世界之最,并不說明我國(guó)經(jīng)濟(jì)貨幣化水平最高,這是我國(guó)金融體系還不完善的結(jié)果。我國(guó)銀行業(yè)相對(duì)發(fā)達(dá),而非銀行金融業(yè)比較落后,社會(huì)貨幣收入過多地集中在銀行,造成M2過度膨脹,而不能及時(shí)、合理地分流到證券市場(chǎng)、保險(xiǎn)市場(chǎng)和社會(huì)保障系統(tǒng),以促進(jìn)貨幣供應(yīng)量級(jí)次不斷提升。第三,貨幣對(duì)經(jīng)濟(jì)的推動(dòng)力呈弱化趨勢(shì)。

2M2與GDP高比率的原因分析

2.1經(jīng)濟(jì)的貨幣化

經(jīng)濟(jì)的貨幣化是指通過貨幣進(jìn)行的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)比例的不斷增加,而與傳統(tǒng)的物物交換相聯(lián)系的非貨幣化經(jīng)濟(jì)比例則不斷下降。貨幣化的關(guān)鍵之處在于它會(huì)引起對(duì)貨幣的額外需求。改革開放以前,在廣大農(nóng)村地區(qū),實(shí)物交易較為廣泛地存在;其后,隨著農(nóng)村市場(chǎng)的開放,改革向城市和國(guó)有企業(yè)推進(jìn),商品交易領(lǐng)域的擴(kuò)展和交易媒介貨幣化程度加深,對(duì)貨幣需求也迅速增加。有學(xué)者估計(jì),在我國(guó)改革初期,為了滿足經(jīng)濟(jì)貨幣化對(duì)貨幣的需求,每年需要增加貨幣供給6%-8%。居民儲(chǔ)蓄行為的增加,從而貨幣流通速度下降,發(fā)展中國(guó)家由于貨幣進(jìn)程較低,所以其M2/GDP增長(zhǎng)速度較快。中國(guó)由于市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的不斷深化,M2/GDP有不斷上升的趨勢(shì),但是國(guó)內(nèi)學(xué)者一般公認(rèn)到1993年,中國(guó)的貨幣化已經(jīng)差不多,因此可以推斷中國(guó)M2/GDP還受其他因素的影響。

2.2收入分配格局的變化和居民儲(chǔ)蓄的高增長(zhǎng)

改革開放以來,中國(guó)的國(guó)民收入宏觀分配格局明顯向居民傾向,個(gè)人最終所得占GDP的比重上升。居民收入的增長(zhǎng)速度遠(yuǎn)高于同期的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度;再加上儲(chǔ)蓄存款長(zhǎng)期以來一直是我國(guó)居民首選的金融資產(chǎn)形式,所以從1978年以來我國(guó)的國(guó)民儲(chǔ)蓄率一直保持穩(wěn)定的增長(zhǎng),使得居民儲(chǔ)蓄迅速增長(zhǎng)。因?yàn)楦叩膬?chǔ)蓄率會(huì)導(dǎo)致儲(chǔ)蓄存款余額和準(zhǔn)貨幣總額增加,從而使得M2增加,成為推動(dòng)M2/GDP上升的主要?jiǎng)恿Α?/p>

2.3貨幣流通速度的下降

在中國(guó)貨幣流通速度不是一個(gè)常數(shù),由于經(jīng)濟(jì)的貨幣化以及銀行的不良貸款率較高等原因,在改革開放后的20年中迅速下降。在貨幣流動(dòng)性下降的情況下,要維持正常的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),貨幣存量就必須相應(yīng)的擴(kuò)張,從而導(dǎo)致M2/GDP的居高不下。由于銀行體制、金融市場(chǎng)不發(fā)達(dá)等各種原因,我國(guó)的貨幣流通速度在改革的20年中迅速地下降,由1978年的3.13驟降到2002年的0.55。

2.4以銀行為主導(dǎo)的融資模式以及金融工具的單一

當(dāng)前,盡管我國(guó)債券市場(chǎng)及股票市場(chǎng)有了很大程度的發(fā)展,但仍然比較滯后。公司債券市場(chǎng)不發(fā)達(dá),商業(yè)票據(jù)市場(chǎng)不發(fā)達(dá),企業(yè)融資主要靠銀行。導(dǎo)致我國(guó)直接融資所占比重仍然較小,企業(yè)融資過多的依賴于以銀行信貸為主的間接融資。隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)的高速增長(zhǎng)以及倒閉機(jī)制的影響,銀行體系只能被動(dòng)供給貨幣以滿足社會(huì)對(duì)資金的需求,廣義貨幣M2不斷膨脹,由此導(dǎo)致M2/GDP居高不下。

另外,改革開放以來,我國(guó)居民的收入普遍有大幅度地增加,但居民的投資渠道卻相對(duì)匱乏,居民缺乏多樣性的投資渠道,再加上國(guó)人具有高儲(chǔ)蓄的偏好,及銀行存款的高安全性,使得居民儲(chǔ)蓄余額長(zhǎng)期增長(zhǎng)。從而導(dǎo)致M2/GDP越來越高。

2.5金融資源配置效率的低下

金融配置效率的不足必然表現(xiàn)為同等的GDP增長(zhǎng)需要更多的貨幣供給來推動(dòng),致貨幣化比率的畸高。就其原因,主要可以歸結(jié)為兩點(diǎn):一是金融資源對(duì)國(guó)有經(jīng)濟(jì)的過度傾斜以及對(duì)非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投入的相對(duì)不足;二是占有大量金融資源的國(guó)有經(jīng)濟(jì)的效率卻又相對(duì)不足。對(duì)于我國(guó),銀行主導(dǎo)型的融資結(jié)構(gòu)決定了金融資源的配置主要是通過銀行進(jìn)行的。由于傳統(tǒng)和體制上的原因,我國(guó)的銀行特別是國(guó)有商業(yè)銀行,融資服務(wù)對(duì)象仍主要面向國(guó)有經(jīng)濟(jì),以致國(guó)有經(jīng)濟(jì)一直是寶貴信貸資源的主要占有者;在直接融資領(lǐng)域,國(guó)有經(jīng)濟(jì)也是股票市場(chǎng)和企業(yè)債券市場(chǎng)的融資主體,非國(guó)有經(jīng)濟(jì)總體上仍然較難通過直接融資方式獲取大量金融資源。這種金融資源過于向國(guó)有經(jīng)濟(jì)傾斜的現(xiàn)實(shí)無法與我國(guó)當(dāng)前經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的變化相稱。與此同時(shí),大量向國(guó)有經(jīng)濟(jì)傾斜的金融資源,卻由于國(guó)有經(jīng)濟(jì)的預(yù)算軟約束和整體效益的不足而形成大量無法回收的貸款。在這種局面下,為了給經(jīng)濟(jì)運(yùn)行提供寬松的貨幣環(huán)境,保證經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長(zhǎng),又必須不斷提供新的信貸,導(dǎo)致M2的膨脹,并自然表現(xiàn)為高的M2/GDP比率,而從中反映出的卻是金融資源配置效率的不足。

2.6積極的財(cái)政政策

我國(guó)積極的財(cái)政政策下國(guó)債的大量增發(fā),即我國(guó)積極的財(cái)政政策使得大量增發(fā)國(guó)債,當(dāng)居民認(rèn)購(gòu)國(guó)債時(shí)意味著M2準(zhǔn)貨幣的減少,但是當(dāng)政府用出售國(guó)債的錢全部用于投資和購(gòu)買時(shí),通常會(huì)形成M1增加,同時(shí)由于政府投資帶動(dòng)相關(guān)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展這時(shí)M2的供給規(guī)?；謴?fù)原來的水平并且繼續(xù)遞增。導(dǎo)致M2大幅增加并且超過了GDP的增長(zhǎng)速度,從而使得金融深化指標(biāo)持續(xù)走高。所以,我國(guó)金融深化指標(biāo)M2/GDP走高并不代表我國(guó)金融發(fā)展的結(jié)果,而是我國(guó)特定的財(cái)政政策制度。

2.7迅猛增長(zhǎng)的外匯儲(chǔ)備

近幾年來我國(guó)外匯儲(chǔ)備的迅猛增長(zhǎng)(見下圖,數(shù)據(jù)來源于國(guó)家外匯管理局網(wǎng)站)也是導(dǎo)致貨幣化比率上升的重要因素。根據(jù)貨幣經(jīng)濟(jì)理論,一國(guó)的貨幣供給M是國(guó)內(nèi)信貸D與外匯儲(chǔ)備F之和,即:在當(dāng)前信貸投放增長(zhǎng)相對(duì)減緩而外匯儲(chǔ)備持續(xù)快速增長(zhǎng)的態(tài)勢(shì)下,外匯占款已經(jīng)成為了我國(guó)投放基礎(chǔ)貨幣的主要方式。

我國(guó)外匯儲(chǔ)備超常增長(zhǎng)的主要原因在于國(guó)際收支的雙順差,但在雙順差中,資本賬戶順差占據(jù)主導(dǎo)地位。這說明我國(guó)外匯儲(chǔ)備大幅度增加除了來自進(jìn)出口貿(mào)易增長(zhǎng)外,更多的應(yīng)歸因于利用外資和國(guó)際投機(jī)資本大規(guī)模進(jìn)出所帶來的資本項(xiàng)目?jī)袅魅?特別是國(guó)際游資對(duì)人民幣升值的強(qiáng)烈預(yù)期而大量流入。很明顯,現(xiàn)階段央行在外匯市場(chǎng)被動(dòng)地購(gòu)買外匯儲(chǔ)備已成了基礎(chǔ)貨幣投放的主要渠道,貨幣政策的有效性和靈活性面臨國(guó)際收支不平衡的挑戰(zhàn)。這種被動(dòng)的基礎(chǔ)貨幣投放方式所帶來的問題是,有外匯收入的企業(yè)因?yàn)榻Y(jié)匯而具有較為充裕的資金,這些資金除部分進(jìn)入生產(chǎn)流通環(huán)節(jié)外,其余則成為了銀行資金流并大量地反映為銀行存款,從而導(dǎo)致貨幣化比率的進(jìn)一步上升。

篇8

關(guān)鍵詞:高貨幣化;M2/GDP;原因分析

中圖分類號(hào):F8文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼:A文章編號(hào):16723198(2010)01015702

1 現(xiàn)狀及問題

近年來,中國(guó)金融市場(chǎng)上一個(gè)引人注目、同時(shí)也是廣受爭(zhēng)議的一個(gè)現(xiàn)象,就是廣義貨幣(M2)與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)的比值不斷高攀,M2/GDP比率一直呈現(xiàn)上升趨勢(shì)。從1978年的0.32增長(zhǎng)到2005年的1.98,為世界之最。這樣的增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)在世界各國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展史上是前所未有的。見下圖1和圖1.2。從下圖來看我們可以明顯地看出,從九十年代初開始我國(guó)經(jīng)濟(jì)中廣義貨幣增長(zhǎng)超過國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng),以至于 M2/GDP 增加是一個(gè)長(zhǎng)期現(xiàn)象。

從增量上看,改革開放以來,M2 的年增長(zhǎng)率幾乎都高于 GDP 的年增長(zhǎng)率,直到近年來才有所趨近(見下圖 ),這表明長(zhǎng)期積累帶來的 M2規(guī)模大于使得 M2/GDP這一比例在近幾年仍不會(huì)得到明顯的改觀。

通過分析研究,可以得出以下三個(gè)結(jié)論:第一,我國(guó)M2與GDP比率不斷上升,說明我國(guó)經(jīng)濟(jì)貨幣化程度已進(jìn)入較高級(jí)階段。第二,我國(guó) M2 與 GDP 的比率成為世界之最,并不說明我國(guó)經(jīng)濟(jì)貨幣化水平最高,這是我國(guó)金融體系還不完善的結(jié)果。我國(guó)銀行業(yè)相對(duì)發(fā)達(dá),而非銀行金融業(yè)比較落后,社會(huì)貨幣收入過多地集中在銀行,造成 M2過度膨脹,而不能及時(shí)、合理地分流到證券市場(chǎng)、保險(xiǎn)市場(chǎng)和社會(huì)保障系統(tǒng),以促進(jìn)貨幣供應(yīng)量級(jí)次不斷提升。第三,貨幣對(duì)經(jīng)濟(jì)的推動(dòng)力呈弱化趨勢(shì)。

2 M2與GDP高比率的原因分析

2.1 經(jīng)濟(jì)的貨幣化

經(jīng)濟(jì)的貨幣化是指通過貨幣進(jìn)行的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)比例的不斷增加,而與傳統(tǒng)的物物交換相聯(lián)系的非貨幣化經(jīng)濟(jì)比例則不斷下降。貨幣化的關(guān)鍵之處在于它會(huì)引起對(duì)貨幣的額外需求。改革開放以前,在廣大農(nóng)村地區(qū),實(shí)物交易較為廣泛地存在;其后,隨著農(nóng)村市場(chǎng)的開放,改革向城市和國(guó)有企業(yè)推進(jìn),商品交易領(lǐng)域的擴(kuò)展和交易媒介貨幣化程度加深,對(duì)貨幣需求也迅速增加。有學(xué)者估計(jì),在我國(guó)改革初期,為了滿足經(jīng)濟(jì)貨幣化對(duì)貨幣的需求,每年需要增加貨幣供給6%-8%。居民儲(chǔ)蓄行為的增加,從而貨幣流通速度下降,發(fā)展中國(guó)家由于貨幣進(jìn)程較低,所以其M2/GDP增長(zhǎng)速度較快。中國(guó)由于市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的不斷深化,M2/GDP有不斷上升的趨勢(shì),但是國(guó)內(nèi)學(xué)者一般公認(rèn)到1993年,中國(guó)的貨幣化已經(jīng)差不多,因此可以推斷中國(guó)M2/GDP還受其他因素的影響。

2.2 收入分配格局的變化和居民儲(chǔ)蓄的高增長(zhǎng)

改革開放以來,中國(guó)的國(guó)民收入宏觀分配格局明顯向居民傾向,個(gè)人最終所得占GDP的比重上升。居民收入的增長(zhǎng)速度遠(yuǎn)高于同期的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度;再加上儲(chǔ)蓄存款長(zhǎng)期以來一直是我國(guó)居民首選的金融資產(chǎn)形式,所以從1978年以來我國(guó)的國(guó)民儲(chǔ)蓄率一直保持穩(wěn)定的增長(zhǎng),使得居民儲(chǔ)蓄迅速增長(zhǎng)。因?yàn)楦叩膬?chǔ)蓄率會(huì)導(dǎo)致儲(chǔ)蓄存款余額和準(zhǔn)貨幣總額增加,從而使得M2增加,成為推動(dòng)M2/GDP上升的主要?jiǎng)恿Α?/p>

2.3 貨幣流通速度的下降

在中國(guó)貨幣流通速度不是一個(gè)常數(shù),由于經(jīng)濟(jì)的貨幣化以及銀行的不良貸款率較高等原因,在改革開放后的20年中迅速下降。在貨幣流動(dòng)性下降的情況下,要維持正常的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),貨幣存量就必須相應(yīng)的擴(kuò)張,從而導(dǎo)致M2/GDP的居高不下。由于銀行體制、金融市場(chǎng)不發(fā)達(dá)等各種原因,我國(guó)的貨幣流通速度在改革的20年中迅速地下降,由1978年的3.13驟降到2002年的0.55。

2.4 以銀行為主導(dǎo)的融資模式以及金融工具的單一

當(dāng)前,盡管我國(guó)債券市場(chǎng)及股票市場(chǎng)有了很大程度的發(fā)展,但仍然比較滯后。公司債券市場(chǎng)不發(fā)達(dá),商業(yè)票據(jù)市場(chǎng)不發(fā)達(dá),企業(yè)融資主要靠銀行。導(dǎo)致我國(guó)直接融資所占比重仍然較小,企業(yè)融資過多的依賴于以銀行信貸為主的間接融資。隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)的高速增長(zhǎng)以及倒閉機(jī)制的影響,銀行體系只能被動(dòng)供給貨幣以滿足社會(huì)對(duì)資金的需求,廣義貨幣M2不斷膨脹,由此導(dǎo)致M2/GDP居高不下。

另外,改革開放以來,我國(guó)居民的收入普遍有大幅度地增加,但居民的投資渠道卻相對(duì)匱乏,居民缺乏多樣性的投資渠道,再加上國(guó)人具有高儲(chǔ)蓄的偏好,及銀行存款的高安全性,使得居民儲(chǔ)蓄余額長(zhǎng)期增長(zhǎng)。從而導(dǎo)致M2/GDP越來越高。

2.5 金融資源配置效率的低下

金融配置效率的不足必然表現(xiàn)為同等的GDP增長(zhǎng)需要更多的貨幣供給來推動(dòng),致貨幣化比率的畸高。就其原因,主要可以歸結(jié)為兩點(diǎn):一是金融資源對(duì)國(guó)有經(jīng)濟(jì)的過度傾斜以及對(duì)非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投入的相對(duì)不足;二是占有大量金融資源的國(guó)有經(jīng)濟(jì)的效率卻又相對(duì)不足。對(duì)于我國(guó),銀行主導(dǎo)型的融資結(jié)構(gòu)決定了金融資源的配置主要是通過銀行進(jìn)行的。由于傳統(tǒng)和體制上的原因,我國(guó)的銀行特別是國(guó)有商業(yè)銀行,融資服務(wù)對(duì)象仍主要面向國(guó)有經(jīng)濟(jì),以致國(guó)有經(jīng)濟(jì)一直是寶貴信貸資源的主要占有者;在直接融資領(lǐng)域,國(guó)有經(jīng)濟(jì)也是股票市場(chǎng)和企業(yè)債券市場(chǎng)的融資主體,非國(guó)有經(jīng)濟(jì)總體上仍然較難通過直接融資方式獲取大量金融資源。這種金融資源過于向國(guó)有經(jīng)濟(jì)傾斜的現(xiàn)實(shí)無法與我國(guó)當(dāng)前經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的變化相稱。與此同時(shí),大量向國(guó)有經(jīng)濟(jì)傾斜的金融資源,卻由于國(guó)有經(jīng)濟(jì)的預(yù)算軟約束和整體效益的不足而形成大量無法回收的貸款。在這種局面下,為了給經(jīng)濟(jì)運(yùn)行提供寬松的貨幣環(huán)境,保證經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長(zhǎng),又必須不斷提供新的信貸,導(dǎo)致M2的膨脹,并自然表現(xiàn)為高的M2/GDP比率,而從中反映出的卻是金融資源配置效率的不足。

2.6 積極的財(cái)政政策

我國(guó)積極的財(cái)政政策下國(guó)債的大量增發(fā),即我國(guó)積極的財(cái)政政策使得大量增發(fā)國(guó)債,當(dāng)居民認(rèn)購(gòu)國(guó)債時(shí)意味著M2準(zhǔn)貨幣的減少,但是當(dāng)政府用出售國(guó)債的錢全部用于投資和購(gòu)買時(shí),通常會(huì)形成M1增加,同時(shí)由于政府投資帶動(dòng)相關(guān)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展這時(shí)M2的供給規(guī)?；謴?fù)原來的水平并且繼續(xù)遞增。導(dǎo)致M2大幅增加并且超過了GDP的增長(zhǎng)速度,從而使得金融深化指標(biāo)持續(xù)走高。所以,我國(guó)金融深化指標(biāo) M2/GDP走高并不代表我國(guó)金融發(fā)展的結(jié)果,而是我國(guó)特定的財(cái)政政策制度。

2.7 迅猛增長(zhǎng)的外匯儲(chǔ)備

近幾年來我國(guó)外匯儲(chǔ)備的迅猛增長(zhǎng)(見下圖,數(shù)據(jù)來源于國(guó)家外匯管理局網(wǎng)站)也是導(dǎo)致貨幣化比率上升的重要因素。根據(jù)貨幣經(jīng)濟(jì)理論,一國(guó)的貨幣供給M是國(guó)內(nèi)信貸D與外匯儲(chǔ)備F之和,即:在當(dāng)前信貸投放增長(zhǎng)相對(duì)減緩而外匯儲(chǔ)備持續(xù)快速增長(zhǎng)的態(tài)勢(shì)下,外匯占款已經(jīng)成為了我國(guó)投放基礎(chǔ)貨幣的主要方式。

我國(guó)外匯儲(chǔ)備超常增長(zhǎng)的主要原因在于國(guó)際收支的雙順差,但在雙順差中,資本賬戶順差占據(jù)主導(dǎo)地位。這說明我國(guó)外匯儲(chǔ)備大幅度增加除了來自進(jìn)出口貿(mào)易增長(zhǎng)外,更多的應(yīng)歸因于利用外資和國(guó)際投機(jī)資本大規(guī)模進(jìn)出所帶來的資本項(xiàng)目?jī)袅魅?特別是國(guó)際游資對(duì)人民幣升值的強(qiáng)烈預(yù)期而大量流入。很明顯,現(xiàn)階段央行在外匯市場(chǎng)被動(dòng)地購(gòu)買外匯儲(chǔ)備已成了基礎(chǔ)貨幣投放的主要渠道,貨幣政策的有效性和靈活性面臨國(guó)際收支不平衡的挑戰(zhàn)。這種被動(dòng)的基礎(chǔ)貨幣投放方式所帶來的問題是,有外匯收入的企業(yè)因?yàn)榻Y(jié)匯而具有較為充裕的資金,這些資金除部分進(jìn)入生產(chǎn)流通環(huán)節(jié)外,其余則成為了銀行資金流并大量地反映為銀行存款,從而導(dǎo)致貨幣化比率的進(jìn)一步上升。

3 總結(jié)

總之,造成我國(guó)貨幣化比率畸高的原因是多方面的,我們更無法從我國(guó)較高的貨幣化比率中得出我國(guó)的金融深化程度已經(jīng)處于較高水平的結(jié)論,相反這種高貨幣化現(xiàn)象卻說明我國(guó)金融發(fā)展中存在著深層次的問題。不可否認(rèn),在我國(guó)M2/GDP比率不斷攀升并居高不下的這些年,也恰是國(guó)民經(jīng)濟(jì)持續(xù)快速增長(zhǎng)的年份。但從長(zhǎng)遠(yuǎn)來看,其中所反映的金融結(jié)構(gòu)失衡與金融資源配置效率較低等問題必然會(huì)成為我國(guó)未來經(jīng)濟(jì)發(fā)展的羈絆;并且,這種依靠增發(fā)貨幣維系粗放型金融資源配置的模式終究是非良性的,必然會(huì)造成風(fēng)險(xiǎn)向銀行體系的過度集中并極易釀成通貨膨脹,不利于宏觀金融的穩(wěn)健運(yùn)行與經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定增長(zhǎng)。探尋中國(guó)高貨幣化現(xiàn)象之謎,并深究出其內(nèi)在的原因,對(duì)我國(guó)的金融發(fā)展無論是在理論上還是在實(shí)踐中都具有重要的意義。

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