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關鍵詞：儲蓄;投資;相關性
中圖分類號：F045-6 文獻標識碼：A
文章編號：1000-176X(2007)11-0003-07
一、 引 言
儲蓄是投資的資金來源，儲蓄―投資的轉化是經濟學一直關注的一個核心問題。凱恩斯理論分析了影響儲蓄和投資的諸因素，并把“投資＝儲蓄”看成是經濟穩定增長的前提條件，但卻沒有分析如何實現這個條件。哈羅德―多馬模型則認為，只要保證經濟有一個“合意的增長率”，儲蓄便能自動地全部轉化為投資。新古典模型也建立在儲蓄完全轉化為投資的基礎之上。然而，實際經濟運行中由于各種因素的影響，儲蓄只能部分轉化成投資。儲蓄能否完全轉化為投資，或者說有多大比例的儲蓄能夠轉化為投資，影響到一國經濟能否實現穩定增長。
學術界都對儲蓄投資相關性問題有著大量的研究，得出的結論也各不相同。Feldstein[4]和Horioka選取了16個OECD國家1960―1974年間的平均儲蓄和平均投資數據進行截面回歸，發現一國國內的儲蓄和投資具有很高的正相關性。他們認為可以把國內儲蓄和投資的相關性作為檢驗國際資本流動程度的標準。這是因為，在封閉經濟條件下，國內儲蓄是一個國家國內投資的惟一來源；而開放經濟條件下，國內儲蓄不再是投資的惟一來源，還可以利用國外儲蓄。如果國際資本能夠充分流動，那么從理論上說，國內儲蓄和投資應該是兩個獨立變動的變量。Feldstein和Horioka還將OECD樣本國家總儲蓄分為居民、政府和企業三個部分，對各部門儲蓄與總投資的相關性進行了簡要分析，發現企業儲蓄對總投資貢獻要大于居民儲蓄和政府儲蓄。
Feldstein和Horioka的研究引起了經濟學界激烈的爭論，之后涌現出大量的理論和經驗分析[5]。很多文獻試圖從交易成本、資本市場管制、各種經濟周期沖擊和國家規模等方面來解釋儲蓄投資的高相關性[1-11]。而對于儲蓄投資相關性作為國際資本流動程度的檢驗標準，也有不少學者提出了不同的意見。Tesar、Levy和Corbin都認為儲蓄投資相關性不包含任何有關實際資本流動的信息，不能用來檢驗國際資本流動程度[3-10-11]。近年來國內也有不少研究儲蓄與投資的關系的文獻。武劍[14]、肖紅葉和周國富[18]等對中國較低的儲蓄投資轉化率進行了定性分析。包群等[13]利用脈沖響應函數的方法對居民儲蓄、政府儲蓄和投資數據進行分析，發現中國居民儲蓄在投資轉化過程中存在明顯的時滯效應。而許雄奇和符濤利用誤差修正模型進行分析，發現總儲蓄和總投資之間存在長期協整關系和短期動態調整機制。[15]
上述絕大多數文獻集中研究的是總儲蓄與總投資的相關性，而很少有文獻對分部門儲蓄與投資的相關性進行經驗研究和分析。Kuijs[8]把中國儲蓄細分為居民、政府和企業三個部門進行研究，并通過分析得出中國2000年以來的儲蓄率上升，主要是歸因于企業儲蓄率與政府儲蓄率的上升。張明也談到，中國國內儲蓄存在著一個獨特的現象，即從國際比較來看，中國的居民儲蓄、企業儲蓄和政府儲蓄都并不是最高，但由于這三個部門的儲蓄率都居高不下，所以帶來了中國的總儲蓄率遠遠高于其他國家，甚至高于其他以高儲蓄著稱的東亞國家。[20]由此可見，分析中國的儲蓄投資問題時，區分出政府、居民和企業這三個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函數等方法，對中國分部門儲蓄與投資的相關性重新進行分析，以期得到有關中國儲蓄與投資相關性的更為準確的結論。
二 、理論模型和數據來源
根據封閉經濟中的國民收入核算法（SNA），支出法的國民收入可表示為：
其中:(Y-C-T)為私人部門儲蓄（Private Saving），(T-G)為政府部門儲蓄(Public Saving)。近年來企業儲蓄是中國儲蓄的重要組成部分，因此，很有必要把企業儲蓄也納入模型。
將私人部門儲蓄(Y-C-T)分為居民儲蓄和企業儲蓄兩部分，在封閉條件下根據（3）式則有:
由式（4），本文構造如下模型Feldstein和Horioka（1980）所使用的分部門儲蓄與投資相關性估計模型與本文采用估計模型完全一樣。：
本文利用向量誤差修正模型(VECM) 來對分部門儲蓄和投資關系進行分析。本文采用1978―2005年的中國國內總投資率、居民儲蓄率、政府儲蓄率和企業儲蓄率數據（分別為總資本形成額、居民儲蓄、政府儲蓄和企業儲蓄占GDP的比重），數據由UBS根據CEIC數據庫數據估算而得。根據張明（2007），Anderson采用了以下方法來計算中國的部門總儲蓄率：用支出法GDP統計中的國內總投資和經常賬戶盈余數據計算出國內總投資率，根據農村和城鎮抽樣調查數據估算家庭總儲蓄率，用財政賬戶估算政府總儲蓄率，而企業總儲蓄率則是一個余額。
三、經驗檢驗及結果分析
本文對分部門儲蓄與投資的相關性的經驗分析包括五個階段：首先對投資率、居民儲蓄率、
政府儲蓄率和企業儲蓄率進行單位根檢驗；如果確認各序列有單位根，就進行協整關系檢驗；如果協整關系存在，就利用向量誤差修正模型（VEC）進行估計；然后用Granger因果檢驗三部分儲蓄率與投資率之間的因果關系；最后用一般脈沖響應函數來描述分部門儲蓄對投資率的短期和長期動態反應。
（一）單位根檢驗
一般來說，宏觀經濟時間序列數據具有不平穩的特征，需要對它們進行單位根檢驗。表1 給出了這些序列的水平值及一階差分擴展的ADF檢驗值，考慮數據是年度數據，我們取2作為最大滯后階數，并以AIC（Akaike Information Criterion）信息準則和SC（Schwarz Criterion）信息準則來判斷實際滯后階數，以及是否選取趨勢項及截距項。
表1si、sp、sg和se四個序列的ADF檢驗結果
變量
水平檢驗結果一階差分檢驗結果
檢驗方法如下:首先對序列水平值做單位根檢驗，再對一階差分做單位根檢驗。如果水平值接受單位根原假設，而一階差分拒絕單位根原假設，我們就認為序列具有I (1) 過程。一般認為，如果一階差分是平穩的，那么二階差分也是平穩的，因此，在此不做I(2) 檢驗。見表1。
投資率1%的水平上接受原假設，其余的數據水平值都在5%的水平上接受原假設，即序列是非平穩的。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四個序列都是非平穩的I（1）的過程。
（二）Johansen 協整檢驗
對于具有相同單位根性質的時序數據，可以利用Johansen 檢驗來判斷它們是否具有協整關系，從而考察si、sp、sg和se四個變量序列之間是否存在長期穩定的變動關系。Johansen 檢驗的基本原理是采用最大似然法估計包含有關變量一階差分滯后項和水平量一階滯后項的向量自回歸(VAR) 模型，同時解出其中水平量估計系數矩陣中對應不同秩數的特征根。
首先，建立一個VAR（P）模型：
其次，應當確認模型的滯后階數p，以便為下一步的協整檢驗提供一個合適的滯后階數。無論是在Johansen 協整檢驗還是向量誤差修正模型（VEC），滯后階數p都是一個重要的參數。實際研究中，比較常用的方法是AIC（Akaike Information Criterion）信息準則和SC（Schwarz Criterion）信息準則。我們用常用的方法，先估計一個向量回歸模型（VAR），通過檢驗它的滯后階數來選取相應協整分析中的階數?？紤]本文所用數據均為年度數據，滯后階數超過3表示的意義不大，故最大滯后階數選為3，因而得到不同滯后階數VAR模型的AIC和SC值（見表2）。
根據AIC和SC 信息準則，AIC、SC的值越小越好。根據AIC準則判斷，滯后階數應為3，而根據SC準則判斷，滯后階數應該取1。不過考慮到VAR模型回歸得到了數個顯著的3階滯后項的系數，因此本文采取AIC準則，VAR模型取3階滯后。
最后，進行Johansen 協整檢驗。Johansen 協整檢驗需要注意的是協整檢驗是用ΔYt 對ΔYt-1，ΔYt-2，ΔYt-p，及其他外生變量作回歸的，此時與原序列的最大滯后階數要小于1。由上面VAR 模型的滯后階數判斷可知，協整檢驗的滯后區間應設定為（1，2）。根據本文數據的特性，檢驗時協整形式選取序列有線性趨勢但協整方程只有截距，可得表3。
由表3可知，跡統計量在5%的顯著水平上判定存在1個協整關系，極大值檢驗統計量在10%的顯著水平上判定存在1個協整關系。這證明si、sp、sg和se 之間存在協整關系，即投資率、居民儲蓄率、政府儲蓄率和企業儲蓄率之間確實存在長期均衡關系。
（三）向量誤差修正模型(VECM) 估計
VEC模型是含有協整約束的VAR 模型，一般用于具有協整關系的非平穩時間序列建模。向量誤差修正模型為我們提供了分析長期動態關系的工具，利用Johanson方法對向量誤差修正模型(VECM) 進行估計。根據上文的分析，滯后階數取2，則上文設定的誤差修正方程為：
其中，（）內為標準差，［ ］內為t統計量。sg、se兩個變量的t統計量不顯著，但考慮到該方程中sg、se兩個變量對于解釋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t統計量臨界值為1-75（顯著水平為10%時t統計量臨界值為1-34）。在5％顯著水平，剔除不顯著回歸系數得結果如下：
首先，從協整方程上看，在前人研究中，只考慮整體儲蓄或兩部門儲蓄（居民儲蓄和政府儲蓄），一般得到的結果是中國儲蓄和投資之間存在長期的正相關性。與以往結論不同，在考慮三部門儲蓄與投資相關性的情況下，中國居民和企業儲蓄與投資存在長期正相關性，而政府儲蓄與投資之間存在長期的負相關性。具體來說，一單位的居民儲蓄率變動將引起投資率的0-2個單位的正向變動；一單位的政府儲蓄率變動將引起投資率的0-19個單位的反方向變動；一單位的企業儲蓄率變動將引起投資率的0-4個單位的正向變動。這說明：
（1）中國儲蓄與投資的相關系數相對于其他國家來說仍然偏低。例如美國的儲蓄與投資相關系數為0-8，瑞士為0-65，大多數國家超過0-6[19]。這說明中國投資儲蓄轉化率較低，金融體系把投資轉化為儲蓄的效能有待于改善。
（2）中國企業儲蓄對投資的貢獻度高于居民儲蓄，近年來企業儲蓄率不斷上升，從1980年的16-2%上升到2005年的30-2%，整整增加了14個百分點。這說明中國的投資之所以居高不下，主要原因是由于企業的儲蓄太高、增長速度太快，而企業儲蓄一般會直接轉化為企業投資。
（3）政府儲蓄率上升一個百分點將引起投資率下降0-19個百分點，即中國政府儲蓄與投資之間具有負相關性。這可能是因為在由政府儲蓄轉化而成的政府生產性投資對私人投資存在較為嚴重的擠出效應。政府生產性投資率增加一個百分點，私人投資率將下降1-19個百分點。另外，UBS對政府儲蓄率的計算可能存在低估，因為UBS對政府總儲蓄率的計算是基于財政賬戶余額，并進行了一定調整，可能存在對政府消費性支出的高估。[20]
（4）方程的截距項為0-26，代表國際資本流動對中國投資長期變動的影響，考慮到中國資本市場的開放時間、目前的開放程度以及中國改革開放后外商投資流入的力度，截距項的估計值也基本符合當前中國實際情況。
其次，對短期誤差修正方程進行分析結果如下：
（1）方程的vecm系數很大，達到-1-12，這表明一旦投資發生短期波動而出現偏離，其向長期均衡關系回歸速度很快，這進一步證明了模型的長期均衡協整關系是比較穩定可靠的。另外，要注意的是，vecm系數的絕對值大于1，這說明在發生短期波動出現偏離時，在向長期均衡關系回歸過程中會出現“超調”現象。
（2）投資的短期變動具備自相關性，并且這一自相關性隨著滯后階數的增加而有所增加。方程中Δsi與Δsi-1、Δsi-2的關系密切，相關系數分別為0-69和0-76。這說明投資本身對投資會產生正的效應。換句話說，就是投資本身可以吸引新的投資進入。
（3）滯后1期和2期的居民儲蓄率對投資率變動的影響都不顯著，說明當期的居民儲蓄率對未來的投資率并沒有明顯的貢獻，這反映了中國居民儲蓄轉化為投資的渠道長期不通暢。
（4）方程中滯后2期政府儲蓄的短期變動對投資率的變動影響顯著，而滯后1期的不顯著。這說明政府儲蓄對投資率的影響存在一定程度的滯后，這可能與中國政府儲蓄的投向一般是用于長期投資（如基礎設施建設投資）有關。滯后2期的政府儲蓄率變動與投資率變動具有負相關性，而且系數為-1-91，這再次說明由政府儲蓄轉化而成的政府生產性投資對私人投資可能存在較為嚴重的擠出效應。
（5）方程中滯后1期的企業儲蓄率變動對投資率變動的影響是顯著的，但當期企業儲蓄率的增加可能導致下期投資率的反方向變動。
總之，中國的投資行為具有顯著的自我累加效應，居民儲蓄向投資的轉化存在較長的滯后效應，而政府儲蓄和企業儲蓄在短期內無法拉動投資率的上升。
（四）Granger 因果關系檢驗
VEC 模型說明的是中國三部門儲蓄率與投資率之間存在穩定的長期均衡關系，也具備顯著的短期動態調整機制。本部分通過Granger因果關系檢驗來說明中國三部門儲蓄與投資之間的因果關系。對上文的VEC模型進行Granger因果關系檢驗的結果如表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，中國的居民儲蓄率不是投資率的Granger原因，政府儲蓄率和企業儲蓄率都是投資率的Granger原因，而三者聯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，剩余其他三個變量單獨以及聯合時都不是其Granger原因。
這表明：（1） 中國的居民儲蓄與投資之間并不存在雙向因果關系。這可能是因為國內金融體制還不健全，發展水平還比較低，居民儲蓄投資轉化效能還很低下。（2) 企業儲蓄和政府儲蓄與投資之間存在單向的因果關系。這說明，與居民儲蓄相比，中國企業和政府儲蓄的轉化效率要更高一些。（3）三部門儲蓄之間即居民儲蓄、政府儲蓄和企業儲蓄之間也并不存在因果關系。這可能是由于特殊的制度性原因，中國居民儲蓄、政府儲蓄和企業儲蓄有各自單獨的形成原因，三者之間不存在相互替代的關系，即不能相互抵消。[20]
(五) 一般脈沖反應函數 (GIR function)
為了進一步詳盡地檢驗投資對各部門儲蓄的變動的動態反應(包括短期和長期) ，引入一般脈沖反應函數。脈沖響應函數刻畫了在擾動項上加一個標準差沖擊，對于內生變量當前值和未來值所帶來的影響，并且擾動項對某一變量的沖擊影響通過VAR 模型的動態結構傳導給其他所有變量。一般脈沖反應函數與傳統的正交脈沖反應函數不一樣，它有自身的優勢，即它不受變量階數的影響。
本文VAR 模型為包含投資、居民儲蓄、政府儲蓄和企業儲蓄的四變量自回歸模型，將投資收益率等其他的一些經濟因素對投資的影響通過投資自身的一個標準差沖擊對其未來值的影響效應來反映，即投資行為的自我反饋效應。同時，由于VAR模型中所有變量都是內生的，因此投資、儲蓄的相互影響也通過模型的動態結構而傳遞。
上文建立了投資率、居民儲蓄率、政府儲蓄率和企業儲蓄率的VAR（3）模型，直接運用Eviews5得到脈沖反應函數的結果如圖1、圖2（由于使用的是年度數據，滯后期選取為6年，我們認為超過6年后的影響不再具有實際意義）。
由上面的脈沖反應函數的分期結果以及累積結果圖，我們可以進行如下分析。首先，投資行為具有顯著的自我累加效應。對于來自投資自身的一個標準差沖擊，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明顯變弱，甚至從滯后第4 期開始將導致投資率的下降，然而從圖2可以初步估算出，投資自身的一個標準差沖擊將導致投資率上升幅度超過0-1。這也說明雖然儲蓄為資本形成提供了資金支持，然而投資與儲蓄并不存在必然的因果關系。
其次，考察投資對居民、政府和企業儲蓄一個標準差的沖擊反應，可以發現：
（1）居民儲蓄的投資轉化過程存在顯著的滯后效應。可以看出，居民儲蓄變化對前兩期的投資率影響很小，只有從滯后3期居民儲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期又出現下降。居民儲蓄向投資轉化的時滯意味著作為投資的來源，中國居民儲蓄在一定時期內處于資金閑置的狀態。綜合考察滯后6期的總情況，居民儲蓄變化對投資率的總影響僅為為0-1左右。
（2）企業儲蓄在投資轉化過程中也存在一定的滯后，但相對居民儲蓄更快一些，其在滯后4期內一直處于上升狀態，總的影響將導致投資率上升幅度超過0-3，因此，企業儲蓄雖然短期不能拉動投資，但是其中長期對投資的拉動效應還是很明顯的。
（3）政府儲蓄的變化對投資率的影響為負值，且在滯后5期內的影響不斷加大，雖然在前三期總影響不大，但其總的負面影響非常大，可以導致投資率下降接近0-3。
總之，居民儲蓄率變化對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；企業儲蓄率的變化在中長期將導致投資率較大幅度正向的變化；而政府儲蓄率的變化短期內影響不大，但中長期內則可能導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外，政府部門和企業部門對投資率的貢獻率明顯高于居民部門。這與前面由協整方程分析的結果是一致的，與改革開放以后中國政府引導投資的經濟格局是相吻合的。
四、結 論
本文將儲蓄分為居民儲蓄、政府儲蓄和企業儲蓄，采用向量誤差修正（VEC）模型等方法，對中國分部門儲蓄與投資的相關性重新進行了分析。本文揭示了中國的投資與居民儲蓄、政府儲蓄和企業儲蓄三部門之間存在長期均衡的關系，政府部門和企業部門對投資率的貢獻率明顯高于居民部門，這與中國特殊的政府主導投資機制是相吻合的。本文還反映了中國投資與居民儲蓄、政府儲蓄和企業儲蓄之間具備顯著的短期動態調整機制，并從中得出中國的投資行為具有顯著的自我累加效應，居民儲蓄向投資的轉化存在較長的滯后效應，而政府儲蓄和企業儲蓄在短期內也無法拉動投資率上升的結論。這可能是中國目前儲蓄投資轉化率偏低的關鍵所在。
本文認為，要改善中國儲蓄與投資轉化率較低的現實，需從以下幾方面入手：
（1）擴大居民的直接投資領域，實現居民儲蓄到投資的直接轉化。大力促進金融工具的創新，為居民提供各種適宜的金融資產選擇形式，提升居民儲蓄的轉化率。（2） 進一步完善資本市場，繼續推進銀行體制改革，推進利率市場化，建立一個高效配置金融資源、滿足不同風險偏好的資金需求者和資金供給者的完善的金融市場體系。（3） 調整政府財政投資的事權范圍，盡快建立公共財政體制，規范政府職能，為民間投資提供足夠的空間。減少國家對一般加工制造業等競爭性行業的投資和補貼，加大對包括農業在內的基礎產業及醫療、教育和社會保障的投資力度。 （4） 徹底打破地區分割以及居民、政府、企業三部門之間的體制障礙，使資金、物資能實現向符合市場化要求的方向自由流動，形成良性的儲蓄―投資循環流程。
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An Empirical Analysis of China’ Saving and Investment in Three Sectors
Abstract：
關鍵詞：居民儲蓄率；劉易斯拐點；VAR模型；脈沖相應分析
中圖分類號：F830.5 文獻標識碼：B 文章編號：1674-0017-2016（9）-0026-06
一、選題背景及研究意義
據國際貨幣基金組織數據顯示，20世紀70年代至今我國國民儲蓄率一直遠高于世界平均水平，且居民儲蓄率仍處于上升趨勢。2005年全球平均儲蓄率為19.7%，我國儲蓄率則高達51%。2014年12月，我國居民儲蓄達到了49.9萬億元，人均儲蓄超過3.5萬元，為全球儲蓄金額最多的國家。
同時，我國在2000年老齡人口占總人口比例和勞動人口與老齡人口的贍養比分別達到7%和10：1，已進入老齡社會；2013年底我國老年人口已達到2.02億，老齡化水平達到14.8%，據預測，約在2025年老齡人口占總人口比例和勞動人口與老齡人口的贍養比將分別達到14%和5：1，進入深度老齡社會；約在2040年將分別達到21%和2：1，進入超級老齡社會。
中國經濟的高速發展優勢，源于中國改革開放的制度紅利和人口結構變化特有的人口紅利帶來的高儲蓄，以及高儲蓄支撐下的高投資造就的經濟高增長奇跡，形成了中國特有的“三高優勢”。中國經濟增長的優勢并未消失，中國經濟仍有較快增長的潛力。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向結構和質量的空間，三是中國經濟的市場潛力巨大，四是目前還有相當部分的儲蓄資源在閑置或低效使用的狀態。
因此，我國的人口數量紅利可能已經結束，已經出了“劉易斯拐點”。人口結構的變化將通過勞動力供應、儲蓄和技術進步三條渠道對經濟增長產生直接或間接的影響。研究人口結構變化對居民儲蓄的影響，可以盡早掌握儲蓄變化趨勢及可能的影響，為經濟發展方式轉變提供依據。
本文在對劉易斯拐點和影響居民儲蓄率的因素分析基礎上，對居民儲蓄率的影響因素進行綜述，在經濟增長速度、人口年齡結構、宏觀經濟制度（養老保險制度）等影響因素基礎上，結合劉易斯拐點理論，加入人口紅利（農業從業人員數量大）因素，進行定量分析，并提出政策建議。
二、文獻綜述及理論依據
（一）關于劉易斯拐點與人口紅利
1.劉易斯拐點概念的提出
經濟學家阿瑟劉易斯（w.Arthur Lewis）于1954年在題為《勞動無限供給條件下的經濟發展》中提出了“二元經濟發展”模式。這個模式分為兩個階段：一是勞動力無限供給階段，此時勞動力過剩，工資取決于維持生活所需的生活資料的價值；二是勞動力短缺階段，此時傳統農業部門中的剩余勞動力被現代工業部門吸收完畢，工資取決于勞動的邊際生產力。由第一階段轉變到第二階段，勞動力由剩余變槎倘保相應的勞動力供給曲線開始向上傾斜，勞動力工資水平也開始不斷提高。經濟學把聯接第一階段與第二階段的交點稱為“劉易斯轉折點”。
1972年，劉易斯又發表了題為《對無限勞動力的反思》的論文。在這篇論文中，劉易斯提出了兩個轉折點的論述。當二元經濟發展由第一階段轉變到第二階段，勞動力由無限供給變為短缺，此時由于傳統農業部門的壓力，現代工業部門的工資開始上升，第一個轉折點，即“劉易斯第一拐點”開始到來；在“劉易斯第一拐點”開始到來，二元經濟發展到勞動力開始出現短缺的第二階段后，隨著農業的勞動生產率不斷提高，農業剩余進一步增加，農村剩余勞動力得到進一步釋放，現代工業部門的迅速發展足以超過人口的增長，該部門的工資最終將會上升。
當傳統農業部門與現代工業部門的邊際產品相等時，也就是說傳統農業部門與現代工業部門的工資水平大體相當時，意味著一個城鄉一體化的勞動力市場已經形成，整個經濟――包括勞動力的配置――完全商品化了，經濟發展將結束二元經濟的勞動力剩余狀態，開始轉化為新古典學派所說的一元經濟狀態，此時，第二個轉折點，即“劉易斯第二拐點”開始到來。關于我國劉易斯拐點的界定，據蔡P（2007）估計，我國大約在2009年達到“第一個劉易斯拐點”，在2015年達到“第二個劉易斯拐點”，日本學者田島俊雄（2008）同意蔡P的“第一拐點”的判斷，但其估計2013年左右達到“第二個劉易斯拐點”。
2.人口紅利
與“劉易斯拐點”相對應的是“人口紅利”，由于年輕人口數量增多形成的廉價勞動力，提供給經濟發展相對便宜的要素價格。對于很多發展中國家而言，廉價勞動力是發展的一個重要要素，這一點，在我國的經濟增長模式中也表現得較為明顯。而“劉易斯拐點”與“人口紅利”之間似乎有一種正相關的關系，前者的顯現，往往是“人口紅利”逐漸消失的一個前兆。
3.人口紅利與儲蓄
人口結構影響儲蓄率是人口轉變影響經濟增長的重要渠道，撫養負擔低的人口結構通過提高儲蓄率來促進經濟增長。高路易（2005）用固定資產形成額占國內生產總值的比重計算得出，改革開放24年，我國人口紅利期的儲蓄率始終在30%以上。王德文等（2004）采用列夫模型進行研究，得出少兒撫養比、老年撫養比上升將減少儲蓄率，且結果均較顯著。
（二）我國高儲蓄率成因
目前對我國高儲蓄率成因分析，除了從高經濟增長率、高人口增長率外，學者們也從人均收入因素、收入分配因素、人口年齡結構、預防性儲蓄動機和宏觀經濟政策等因素進行了分析。
經濟增長速度。汪偉（2008）考慮到我國特殊的二元經濟環境，利用1952-2006年省級動態面板樣本數據，通過向量自回歸模型，分析了經濟增長率、投資率和儲蓄率之間的動態相關性。結果顯示：經濟增長率對儲蓄率存在顯著的正向影響，但反向因果關系不成立。
目前對我國高儲蓄率成因分析，除了從高經濟增長率、高人口增長率外，學者們也從人均收入因素、收入分配因素、人口年齡結構、預防性儲蓄動機和宏觀經濟政策等因素進行了分析。
人均收入因素。殷興由、孫景德和張超群（2007）對1978年以來我國居民高儲蓄率成因進行研究時，采用了寧波市400戶家庭數據，在分析出居民不斷上升主要原因的基礎上，給出了量化比例。結果顯示：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蓄率上升的主要推動力。杭斌、郭香俊（2009）認為，收入不確定性是我國城鎮居民高儲蓄率現象的主要推動力。
收入分配因素。有些學者從我國總儲蓄結構特征出發，運用國家統計局公布的中國資金流量表進行分析。李揚、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）等通過建立計量模型對儲蓄率變化的原因分部門做了實證檢驗。一致認為，造成我國高儲蓄率的兩個重要原因是政府部門和企業部門儲蓄的不斷增加。汪偉、郭興強（2011）認為，目標性儲蓄可能是連接儲蓄率與收入不平等之間的一個重要理論渠道，收入不平等和居民的目標性儲蓄可能是造成我國居民高儲蓄率的重要原因。
人口年齡結構。袁志剛、宋錚（2000）分析表明，人口老齡化會激勵居民增加儲蓄，我國居民高儲蓄率的一個主要推動力可能是人口老齡化。鄭長德（2007），鐘水映、李魁（2009）基于生命周期理論，運用我國省級動態面板數據，對各地區人口轉變及撫養負擔變化對儲蓄率的影響進行了估計，結果均認為少兒撫養比下降會導致居民儲蓄率的上升。
宏觀經濟政策。何立進、封進、佐藤宏（2008）采用中國社科院經濟研究所城鎮住戶調查數據，基于生命周期模型分析了中國養老保險制度改革對居民對家庭儲蓄率的影響。養老金財富變化的外生性，可以作為財政因素來分析其對家庭儲蓄率的影響。研究認為，養老金財富對于家庭儲蓄率存在不同的替代性，但不同的家庭替代效應有明顯差異。
以上研究居民儲蓄率的影響因素，大部分都是從單方面進行分析的，很少考慮綜合因素，本文將在綜合以上影響因素的基礎上，結合劉易斯拐點理論，加入勞動力變化因素，提出以下假設：
假設一：人口撫養比上升會導致居民儲蓄率上升。
假設二：農村勞動力比重減少將導致儲蓄率上升。
三、人口結構效應的實證分析
（一）變量定義及來源
對于影響居民儲蓄率的因素，本文結合以前研究以及數據的可得性，考慮了經濟增長（人均國內生產總值GDP增長率）、人口撫養比、農業就業人口比重、養老保險人口比重。人均國內生產總值GDP增長率視為宏觀經濟因素，用GDP表示；養老保險人口比重視為宏觀經濟政策因素，用EI表示；撫養比視為人口年齡結構因素，用TR表示；農業就業人口比重視為勞動力結構變化（人口紅利）因素，用RP表示；儲蓄率用RS表示。數據均為年度數據，考慮到養老保險制度從1989年才開始，故樣本數據區間為1989年到2014年共26個樣本。居民儲蓄率、撫養比數據來源于“世界銀行”網站、農業就業人口比重、養老保險人口比重來源于“中國人民共和國國家統計局”網站。
（二）模型的構建
理論和學者的研究均表明，人口結構變化會對居民儲蓄率產生影響。這可以初步判斷人口結構與居民儲蓄率之間可能存在相關關系，但不能確定兩者是否存在明確的關系，以及人口結構變化對居民儲蓄率的影響程度如何。因此，建立以下計量模型進一步研究：
RS=C0+C1*GDP+C2*EI+C3*TR+C4*RP+et
其中，C0為常數項，et為隨機誤差項。
在建立上述模型的基礎上，采用向量自回歸模型（VAR模型，是由Smis在1980年提出來的，目前各內部變量的沖擊主要是采用VAR模型）分析人口結構變化對居民儲蓄率的沖擊影響，模型具體方法不再贅述。
（三）數據的檢驗及模型的建立
1.數據平穩性檢驗
本文以時間序列數據進行實證分析。在時間序列關系檢驗前，先要確定時序是否平穩。首先對各時間序列數據進行單位根檢驗，來判斷序列的平穩性，本文采用ADF檢驗方法檢驗時間序列是否平穩，檢驗過程中采用SIC準則確定滯后項，結果見表1。其中，D表示變量的差分，ADF檢測類別為（c，t，f），依次表示截距項、趨勢項和滯后項。通過SCI準則為序列選取合理的滯后階數進行單位根檢驗，可選用不帶任何項、截距項和趨勢項的方式進行選擇。
ADF單位根檢驗結果表明，在5%的顯著水平下，RS、GDP、RP、TR和EI都是不平穩的，RS、和GDP經過一階差分后是平穩的，RP、TR和EI經過二階差分后是平穩的。根據檢驗結果，數據不是同階單整的，需要進行協整檢驗，檢驗顯示可以建立RS、GDP、D（RP）、D（TR）、D（EI）的VAR模型。
2.VAR模型的建立及檢驗
通過平穩性檢驗，滿足建VAR模型的必要條件。首先，需要確定滯后階數，考慮到模型的解釋能力和保證模型的解釋能力，根據SIC準則，將VAR模型的滯后階數選擇為2階。參數估計結果如表2所示。
從表2的結果看，RS方程擬合優度較好，R-squared達到了0.933651，說明VAR模型估計效果較好。
為了更好的分析人口結構對居民儲蓄率的影響以及影響的貢獻度，需采用脈沖響應函數和方差分解進行分析，這需要檢驗VAR模型的穩定性，圖1表明VAR（2）模型的所有逆根都在單位內，說明VAR（2）模型是穩定的。
（四）脈沖響應函數分析
通過以上分析和檢驗可以得出本文構建的VAR模型是一個穩定的向量自回歸模型，在此基礎上可以使用脈沖響應函數分析模型中的變量居民儲蓄率在受到其他變量殘差沖擊時的短期反應。脈沖響應結果見圖2。
通過圖2，我們可以看出經濟增長、宏觀經濟制度、人口年齡結構和人口勞動力結構對居民儲蓄率的沖擊效果。從圖2的脈沖響應函數的分析結果看，當經濟增長率GDP產生一個正向沖擊時，短期內會產生一個負向的反應，然后在第3期產生正向反應并在第4期達到最大后一直波動，到第12期基本產生負向影響并在第19期趨于穩定，說明經濟增長率在中長期的影響還存在。當養老保險人口比重波動EI產生一個正向沖擊時，短期內會產生一個正向沖擊，到第10期轉向負向影響并趨于平衡，說明養老保險人口比重波動DEI產生的影響主要是短期的。撫養比TR產生一個正向沖擊后，在前8期為正向沖擊，轉為負向并在20期趨近于0，說明撫養比TR對儲蓄率的沖擊是短期的。農業從業人口比重波動DRP產生一個正向沖擊時，短期內由負向到正向沖擊波動，并在負向沖擊逐漸平穩，但中長期影響較小。
（五）方差分解
榱爍好的分析經濟增長、宏觀經濟制度、人口年齡結構和人口勞動力結構對居民儲蓄率的影響程度，并區分影響居民儲蓄率的短期、長期決定因素，本文在VAR（2）模型的基礎上，利用方差分解方法分解出經濟增長、宏觀經濟制度、人口年齡結構和人口勞動力結構的波動對居民儲蓄率變化的貢獻度，方差分析結果見圖3。
從表3可以看出，居民儲蓄率的變化主要受自身、宏觀經濟和人口結構變化的影響。自身影響在前3期仍然比較大，為58.1%，這說明居民儲蓄率有慣性特征。同時，經濟增長率對居儲蓄率的影響一直很明顯，并隨著時間逐步增加，這說明居民儲蓄率受經濟增長率明顯，并且隨著時間推移會增加。養老保險人口比重雖然對儲蓄率也有影響，但比重一直很小。撫養比對儲蓄率的影響在第7期增大到最大后，貢獻度在下降，這也說明了撫養比的影響是短期的。農村人口比重在初期對儲蓄率的影響貢獻度很小，但也有逐步增加的趨勢，這說明勞動力結構的變化將長期影響儲蓄率。
四、結果及建議
（一）經濟增長對儲蓄率的影響是明顯的
從理論分析看，經濟增長會增加財富，在一定程度上增加儲蓄，這與我們在VAR模型基礎上的脈沖響應分析一致。實證分析表明，在短期內，人均GDP增長率與居民儲蓄率之間存在正相關關系，但長期的關系是負相關，而且影響關系是長期的。這與以前研究結果有所不同，這可能與我國經濟增長長期以來是投資帶動，但部分投資是無效的，在一定程度上消耗儲蓄資源。
（二）宏觀經濟因素和人口年齡結構因素的影響是短期的
從分析結果看，養老保險的人口比重和撫養比對居民儲蓄率的影響在短期都是正向的，但有所不同。撫養比對居民儲蓄率的影響明顯要比養老保險的人口比重的影響大，這也是符合我國社會現實的，我國傳統文化的“養兒防老”的觀念根深蒂固，反而對社會養老不是很重視。而撫養比對居民儲蓄率的影響是正向的，也與以前研究成果不一致，主要是因為居民在少兒撫養的觀念改變，更注重教育投資，這需要進行儲蓄，少兒撫養比在總撫養比例較大，從而出現在短期內對儲蓄率的影響是正向的。
（三）農業勞動人口比重變化對儲蓄率變動的沖擊不容忽視
根據劉易斯拐點理論，勞動力剩余到勞動力短缺會導致工資上升。而我國農業從業人口比重一直在下降，隨著我國勞動人口結構的變化，已經出現了部分地區和部門勞動力短缺，工資出現上漲。這與我們研究的農業人口比重對儲蓄率變動的影響是負向的沖擊基本一致，說明我國農業勞動力的轉移導致工資上漲，從而引起儲蓄率上升。
鑒于此，提出以下建議。一是要保持經濟的合理增長速度。經濟增長與儲蓄率的關系是相互的。高儲蓄率伴隨著高投資率，對我國的經濟增長貢獻巨大，而經濟的快速增長也推動了儲蓄率的上升。在短期內，我國經濟的增長動力很難改變，于此同時儲蓄率上升也是必然的，要形成兩者的良性互動，經濟增長需要保持一個合理的速度，新常態下7%的增長率是合理的。二是通過新型城鎮化促進農業人口的轉移。我國新增就業人口減少的大趨勢不可避免，于此同時，農業從業人口比重過高還將存在，這將對我國經濟的發展產生較大影響，需要通過產業升級、加快第三產業特別是服務業等行業來吸納大量農業就業人口的轉移。新型城鎮化將是解決農業、農村和農民問題的重要途徑，應加快新型城鎮發展，促進產業升級和人口市民化。三是拓展投資渠道，促進儲蓄分流。較高的儲蓄率導致高投資率，影響消費；同時也導致我國銀行等間接融資比例過高，金融風險集中到銀行體系。因此，應通過金融市場、貨幣市場等多渠道創新，分流高儲蓄，促進經濟持續健康發展。
參考文獻
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[3]李文星，徐長生.中國人口變化對居民消費的影響[J].人口科學，2008，（3）：29-37。
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[5]汪偉.經濟增長、人口結構變化與中國高儲蓄[J].經濟學，2009，（4）：29-52。
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：論文以1999―2009年的省際面板數據為樣本，對人口年齡結構、財政影響與高儲蓄率的關系進行了實證分析。研究發現：（1）影響我國高儲蓄率的主要因素不是人口年齡結構，而是經濟體的轉型特征。（2）人口年齡結構對我國儲蓄率的影響存在著明顯的城鄉差異，其中少兒撫養比對城鎮居民儲蓄率的影響為負，而對農村居民儲蓄率的影響為正；老年撫養比對城鎮居民儲蓄率的影響為正，而對農村居民儲蓄率的影響為負。（3）財政收支比重對城鄉居民儲蓄率的影響也存在著明顯的差異，稅收規模對城鎮居民儲蓄率的影響為正，而對農村居民儲蓄率的影響為負；支出規模對城鎮居民儲蓄率的影響為負，而對農村居民儲蓄率的影響為正。上述發現對于中國未來的改革取向具有重要的啟示。
關鍵詞：人口年齡結構；財政影響；儲蓄率
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，中國保持著非常高的國民儲蓄率，2008年的數據已達到523%，較1992年增加1201%。從變化趨勢來看，國民儲蓄率自20世紀90年代初期開始有所下降，到2000年開始呈現較為明顯的遞增走勢，從2000年到2008年，國民儲蓄率年均增長392%。根據國家統計局公布的資金流量表可知，居民儲蓄率從2000年的165%增加到2008年的2249%，年均增長408%；企業部門儲蓄率從2000年的1565%增加到2008年的216%，年均增長476%；政府部門儲蓄率從2000年的636%增加到2008年的821%，年均增長587%。從部門的截面貢獻來看，中國的高儲蓄率主要是由居民和企業兩個部門帶動起來，政府儲蓄雖然近幾年增長迅猛，但所占比例較小。持續高位運行的儲蓄率受到了西方國家的責難，在后危機時代中國強勁增長的背景下，一些西方學者拋出了“中國經濟責任論”和“儲蓄國責任論”，由此引發了又一輪討論中國高儲蓄率問題的熱潮。中國的儲蓄率為什么這么高？學術界就這個問題給予了不同視角的解釋，如人口結構因素［1］［2］［3］［4］［5］、經濟增長因素［6］［7］、預防性儲蓄［8］［9］［10］［11］［12］、男女比例失衡［13］、部門貢獻角度的分析［14］［15］等。
Kraay（2000）通過實證分析，表明未來收入增長率與食品占家庭消費支出之比均對農村居民儲蓄率有負向影響，而人口撫養比和未來收入的不確定性卻未對其構成影響。［1］Modigliani和Cao（2004）運用時間序列數據研究表明，人口撫養比、經濟增長率與通貨膨脹率這些變量均對居民儲蓄率有明顯的正向影響。［2］由此看來，Kraay（2000）與Modigliani & Cao（2004）在人口撫養比對居民儲蓄率影響的結論是不一致的。Horioka和Wan（2007）在上兩篇文獻的基礎上重新對中國儲蓄率的影響因素做了深入分析，結果表明：（1）收入增長率對居民儲蓄率的影響為正，且系數較為顯著。（2）人口年齡結構對儲蓄率并未產生明顯的影響。［3］
在較近的國內文獻中，楊繼軍（2009）和汪偉（2009）的研究較具代表性。楊繼軍（2009）研究表明，經濟增長率對儲蓄率有正向影響，且系數顯著；人口撫養比對儲蓄率有負向影響，且人口撫養比每下降1 個百分點，儲蓄率就增加0124 個百分點；由于人口撫養比的彈性遠大于經濟增長率的彈性，故人口撫養比是決定儲蓄率的主要因素。［4］汪偉（2009）通過實證檢驗發現，中國的高儲蓄率主要是由兩個急劇轉變的政策共同作用所致：（1）是從20世紀70年代后期實施的改革開放，以1978年為界，人均收入增長率的均值由1953―1977年的55%上升到1978―2006年的96%，經濟增長率與儲蓄率的變動基本一致。（2）是人口政策的轉變，20世紀70年代我國開始實行計劃生育政策，這對儲蓄率的積累產生了巨大影響，這一轉變使得中國迅速實現了人口轉型，并通過“人口紅利”的集中釋放帶來高儲蓄。經濟增長與勞動年齡人口的大幅增加互相影響，又進一步提高了儲蓄率。［5］
中國人口年齡結構與高儲蓄率的關系到底是怎樣的？
圖1描述了1995―2008年期間國民儲蓄率與總人口撫養比的變動關系，根據該圖可知，2000年是這一變化的轉折年份，Kraay（2000）與Modigliani & Cao（2004）在人口撫養比方面的矛盾性可能與他們的數據區間不同有關，同時根據該圖可知，楊繼軍（2009）對2002―2007年短期的分析是合理的，即人口撫養比與儲蓄率呈現了負向關系。另外，由圖2和圖3可知，人口年齡結構與居民儲蓄率的關系有著明顯的城鄉差異，特別是在城鎮地區，楊繼軍（2009）的結論“人口撫養比對儲蓄率有負向影響”在這里被分解為，少兒撫養比對儲蓄率有負向影響，而老年撫養比對儲蓄率卻有著正向影響。為了更為全面的考察這二者的關系，本文借鑒Horioka和Wan（2007）的研究方法，同時考察少兒撫養比和老年撫養比對儲蓄率的影響關系，特別關注2000年以后的數據特點。另外，我國是一個由計劃經濟向市場經濟轉型的國家，在這個轉型過程中，財政手段的影響舉足輕重，例如稅收與財政支出會影響消費、投資與進出口，因此居民儲蓄就會因這種影響而發生波動，從這個角度講，財政政策特別是稅收規模或支出規模就會直接或間接地影響儲蓄率。基于上述原因，本文引入財政政策這一變量，來進一步考察人口年齡結構與居民儲蓄率的關系，以及財政政策所帶來的影響。
圖2城鎮居民儲蓄率與少兒、老年撫養比的關系圖3農村居民儲蓄率與少兒、老年撫養比的關系二、變量、數據與方法
由于本文要考察人口年齡結構對居民儲蓄率的影響，同時納入財政政策，故被解釋變量分別選擇城鎮居民儲蓄率（saving rate of city）和農村居民儲蓄率（saving rate of rural），以區分城鄉差別的特點。在解釋變量里面，我們首先選擇人口撫養比作為人口年齡結構的衡量指標，依據Horioka和Wan（2007）具體選用少兒撫養比（young_foster）和老年撫養比（old_foster），以考察不同非勞動年齡撫養比的差別，這里少兒撫養比是指某一地區中少年兒童人口數與勞動年齡人口數之比，通常用百分比表示，以反映每100名勞動年齡人口要負擔多少名少年兒童。老年撫養比是指某一地區中老年人口數與勞動年齡人口數之比，用以表明每100名勞動年齡人口要負擔多少名老年人，老年人口撫養比是從經濟角度反映人口老化社會后果的指標之一。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），以反映政府財政政策對儲蓄率的影響。以上解釋變量為核心變量，在此基礎上引入其他控制變量X，計量模型如下：
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，根據發展經濟學的觀點，一國在工業化的過程中應該有必要的儲蓄率保證，因此這里引入GDP增長率（gdp_growth_rate）；其次，由于我國是一個轉型國家，故應該納入表征轉型特點的指標，故引入第三產業比重（third_ratio）和二三產業比（trans_rate）以控制轉型國家數據模型的穩健性；再次，從微觀角度來看，居民儲蓄率同人口自然增長率有著一定的關系，故這里引入人口自然增長率（natural_rate）；此外，不同地區城市化水平有著明顯的差異，這里將納入城市化指標（urban_rate），具體使用地區城市人口占地區總人口比重來測度。
以上變量所需數據均來源于CEIC數據庫以及《中國統計年鑒》，數據區間為1999―2009年，原因是：（1）由于本文考察財政政策影響，受個別省份的財政收支數據的限制，省際財政收入與財政支出從1999年開始有完整的統計數據，從而保證了31個省市自治區的完整度。（2）Modigliani和Cao（2004）等文獻主要考察了2000年以前的情形，這里為了對比其結論的代表性以考察2000年以后的情形為主。（3）根據圖2和圖3可知，分析2000年以后的數據特點更能揭示出人口年齡結構與中國高儲蓄率的真實相關性。
本文使用31個省市自治區的面板數據來考察人口年齡結構對儲蓄率的影響，在這個影響機制中，特別引入了財政收支比重，以分析當財政政策發生變化時，人口年齡結構的儲蓄效應是否受到明顯的影響。具體而言，根據楊繼軍（2009）的結論，人口撫養比對儲蓄率有負向影響，這個由圖1就可看出，但再觀察圖2和圖3就會發現，少兒撫養比與老年撫養比的儲蓄效應是截然相反的，并且這個特點在城鎮地區極為明顯，那么這個差異是否與財政政策的變化有關聯？不同地區的地方財政情況有明顯的差異，因此本文再引入省際財政收支比重，以考察財政手段是否構成對“非勞動年齡撫養比的城鄉儲蓄效應”這一傳導機制的影響。
三、實證結果與分析
我們使用省際面板數據來考察人口年齡結構、財政影響與儲蓄率的關系，根據Hausman檢驗，本文只報告固定效應，結果如表1所示。
模型（1）和（2）為基本回歸方程，意在分別考察忽略財政政策時的少兒撫養比與老年撫養比對城鎮和農村居民儲蓄率的影響。然后引入控制變量：GDP增長率、第三產業比重、二三產業比、人口自然增長率以及城市化水平五個指標，同時引入財政收入比重與財政支出比重，形成模型（3）和模型（4），以考察兩種撫養比，以及財政政策調整對城鎮居民和農村居民儲蓄率的影響。進一步地，本文通過引入財政收入比重與少兒撫養比、財政收入比重與老年撫養比、財政支出比重與少兒撫養比、財政支出比重與老年撫養比的交叉項來考察財政政策影響的強弱，針對城鎮居民與農村居民儲蓄率分別形成模型（5）、（6）、（7）和（8），并且計算財政收支規模的最優門限值，為后面的財政收支區間分析作準備。
根據模型（1）和（2）可知，少兒撫養比與老年撫養比對城鄉居民儲蓄率的影響系數均非常顯著，少兒撫養比對城鎮居民儲蓄率的影響為負，而老年撫養比對城鎮居民儲蓄率的影響為正，兩種撫養比的儲蓄效應形成巨大反差，這與圖2所顯示的特點是一致的；少兒撫養比對農村居民儲蓄率的影響為正，而老年撫養比對農村居民儲蓄率的影響為負，這個情況剛好與城鎮居民儲蓄率相反，這說明人口撫養比的儲蓄效應存在明顯的城鄉差異。
為了穩健性起見，模型（3）和（4）引入財政收入比重與財政支出比重，同時加入了5個控制變量，少兒撫養比對城鎮居民儲蓄率的影響系數由原來的-0472增加至-0276，老年撫養比對城鎮居民儲蓄率的影響系數由原來的0602減小至0575；少兒撫養比對農村居民儲蓄率的影響系數由原來的0373增加至051，老年撫養比對農村居民儲蓄率的影響系數由原來的-0559減少至-0781。數據雖有少許變化，但總體上仍在1%的水平上顯著，且與原來的影響方向一致，說明人口撫養比對城鄉居民儲蓄率的影響作用是穩健的，這與Horioka和Wan（2007）的分析結果相反。當引入控制變量后，在影響城鄉居民儲蓄率的幾個因素中，最為突出的是二三產業比，它對城鎮居民儲蓄率與農村居民儲蓄率的影響系數分別為881和685，前者在1%的顯著水平上通過檢驗，后者在10%的顯著水平上通過檢驗，其次是少兒撫養比與老年撫養比。這說明影響城鄉儲蓄率的主要因素是二三產業比，它衡量了不同地區的轉型特點對儲蓄率的積累特性，其中的第三產業比重在城鎮居民儲蓄率的影響中系數較為顯著，但在農村居民儲蓄率的影響中并不顯著，由此可知二三產業比更適合控制轉型特征。在模型中，GDP增長率在城鎮方面通過了顯著性檢驗，而農村方面卻未通過檢驗，為此我們對模型（3）和（4）做了GLS回歸，結果表明，該系數的t值概率分別為0509和0031，城鎮居民方面未通過檢驗，而農村居民方面卻較為顯著，這個城鄉差異不足以說明GDP增長率對儲蓄率的影響，這與Horioka和Wan（2007）的結論相反。城市化水平對城鎮居民儲蓄率的影響系數較為顯著，而對農村居民儲蓄率的影響系數卻不顯著，這說明，城市化的儲蓄效應只在城鎮地區較為明顯，而在農村地區不明顯，這個結論也是顯而易見的。
考慮財政政策影響的情況，城鎮儲蓄率方面，引入的財政收入系數為0644，財政支出系數為-0706，兩個系數均在1%的水平上顯著，易見收入規模的擴張有利于城鎮居民儲蓄率的增加，而支出規模的擴張卻會導致儲蓄率的下降，且幅度較大。農村儲蓄率方面，少兒撫養比與老年撫養比的系數也較為顯著，系數正負與模型（2）和（4）一致，在引入的5個控制變量中，只有二三產業比和人口自然增長率通過了顯著性檢驗，引入的財政收入系數為-0415，而財政支出系數為0748，容易發現這與城鎮儲蓄率的情形正好相反。根據模型（3）和（4）可知，引入財政收支比重后，少兒撫養比與老年撫養比對城鄉儲蓄率的解釋力度仍較強，同時財政收支對城鄉儲蓄率的影響也存在著明顯的城鄉差異。
下面通過引入財政收入比重與少兒撫養比、財政收入比重與老年撫養比、財政支出比重與少兒撫養比、財政支出比重與老年撫養比的交叉項來考察財政政策影響的強弱，由此分別形成模型（5）、（6）、（7）和（8），根據我們計算的財政收支規模門限值可得到表2和表3，通過分析不同的財政收支區間來反映撫養比對城鄉儲蓄率的影響。
根據表2可知，隨著稅收規模的不斷增加，少兒撫養比對城鎮居民儲蓄率的影響是先減小后增大，最優稅收規模為465%，而對農村居民儲蓄率的影響是先增大后減小，最優稅收規模為713%，城鄉儲蓄率存在著相反的特點。隨著支出規模的增加，少兒撫養比只對城鎮居民儲蓄率有影響，且影響是先減小后增大，最優支出規模為399%，而對農村居民儲蓄率沒有影響。剔除數據后，省際財政收入比重的均值為1911，標準差為757，最小值為851，最大值為5576，平均來看，財政收入比重沒有超過465%，故驗證了圖2中少兒撫養比對城鎮居民儲蓄率的負向影響。類似的，農村居民儲蓄率的最優稅收規模為399%，而省際財政收入比重的均值為1911%，也未超過這個門限值，故驗證了圖2中少兒撫養比對農村居民儲蓄率的正向影響。省際財政支出比重的均值為1601，標準差為642，最小值63，最大值4502，平均來看，財政支出比重遠超過門限值86%，故驗證了表1中老年撫養比對農村儲蓄率的系數值-0559。
根據表3可知，隨著稅收規模的增加，老年撫養比只對農村居民儲蓄率有影響，且影響是先增大后減小，最優稅收規模為84%，而對城鎮居民儲蓄率沒有影響。隨著支出規模的增加，老年撫養比也只對農村居民儲蓄率有影響，且影響是先增大后減小，最優支出規模為86%，而對城鎮居民儲蓄率無影響。
從表2和表3可知，人口年齡結構對城鄉居民儲蓄率的影響不是簡單的單向關系，而是受到財政收支規模的制約，不同的稅收規模與支出規模可能對應著相反的儲蓄率效應。另外，人口撫養比對儲蓄率的影響也存在著明顯的城鄉差別。
一般來講，人口老齡化會影響居民儲蓄率，其原因如下：（1）在經濟領域，老齡化會對消費、儲蓄、投資、稅收等發生沖擊，在公共政策的視角下，僅僅依靠調節人口政策或某一部門的政策都不足以全面應對老齡化問題。［17］在這個宏觀系統的調整過程中，財政政策的作用直接或間接地平衡著儲蓄與消費的互動，比如財政支出尤其是消費性支出（如中國政府部門的三公消費）的增加通過擠出效應使得居民消費減少，從而改變了居民的儲蓄水平。（2）根據莫迪利安尼的研究，隨著年齡的增大，居民在年輕時會多儲蓄而到年老時就會拿出儲蓄部分來消費，因此人口老齡化的加劇應使得居民儲蓄率不斷下降。（3）人口老齡化過程導致了勞動力年齡結構的老化，勞動力年齡人口的中位數大幅增加，勞動力供給減少，收入就會隨之減少，因而儲蓄也相應減少。［18］
但是，根據中國數據的測算，結合表1可知，人口年齡結構的老齡化趨勢使得城鎮居民儲蓄率不斷增大，而使農村居民儲蓄率不斷減小，可能的解釋如下：（1）我國養老保障制度的二元結構。我國現有的養老保障制度設計是以城鎮職工為主，對城鎮職工實行社會養老保障，即個人、企業和政府三方責任共擔的企業職工基本養老保險制度。近年來，我國各地積極探索農村養老保障制度改革，但由于沒有統一的指導性文件，各地區改革在制度和標準上都不統一，農村社會養老保險的“碎片化”趨勢較為嚴重。目前全國31個省（市、自治區）的農村養老保險共有1900多個縣級統籌單位，標準大多是“一地一策”，這樣導致的結果是，不僅正在試點的新農保制度互不相同，即使是一地的農村社會養老保險也同時存在多種制度。另外，沒有納入試點的農村居民仍然只能依靠個人養老方式。從這個角度看，農村養老保障制度在各方面仍遠不如城鎮養老保障制度完善，這樣的城鄉二元結構保障制度使得城鎮老齡人口每月能得到一定數量的養老金，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老金的支付額度，使得城鎮老年人的腰包越來越鼓，故其儲蓄份額有所增加，但農村地區的養老保障制度仍未完善，出現的問題也較多，故農村居民在收入保障上遠遠不如城鎮居民。（2）勞動力年齡結構的老化。人口老齡化促使勞動力年齡結構的老化，這在城鄉都是一致的，但城鄉就業崗位性質的差別在于，城鎮地區的崗位多以腦力勞動為主，而農村地區的崗位多以體力勞動為主（相對而言），這就使得城鎮老年人仍可以有機會或有時間繼續工作，以獲得薪金收入。而農村老年人就會因身體的原因而走下崗位，收入也隨之減少。這樣的結果導致城鎮老年人仍有一定量的收入儲蓄起來，而農村老年人就失去了儲蓄的重要來源，因而農村儲蓄率必然下降。（3）財政政策的影響。我國的財政政策主要體現為城市偏向性的財政政策，［19］因而較容易地導致城鄉收入差距，例如社會保障支出較多地使城鎮老年人受益，而使農村老年人得益甚少。表3卻明確說明了人口老齡化的儲蓄效應只在農村地區受到財政政策的影響，在城市地區卻無影響，可見財政壓力對農村老年人的影響更大，財政收支比重稍微增加一點，農村老年人的收入就可能減少，這就影響到其儲蓄水平。
關于少兒撫養比的儲蓄效應，可能的解釋是，少兒年齡人口不具備勞動能力，因而沒有收入來源，少兒撫養比的增加使得社會負儲蓄增加，以提供足夠的經濟能力撫養少兒年齡人口。然而，少兒撫養比對儲蓄率的影響在城鄉之間有著明顯的反差，其原因可能是：（1）撫養小孩成本的城鄉差異。一般認為，小孩需要撫養的階段是指從一個孩子的出生直到其具備獨立的生存能力。撫養一個小孩需要的成本包括產前費用、生產費用、衣食住行、醫療費用、教育費用，以及其他不可預期的費用，而我國城鄉地區在這些成本支出項目上都存在著明顯的差距。據研究，城鎮居民基本生活線為594286元，而農村居民基本生活線為196801元，后者僅相當于前者的3312%。［20］這說明農村整體上的消費水平都遠低于城鎮，城鎮的高消費水平使得城鎮家庭撫養小孩的開銷大大增加，從而可儲蓄的部分就會相應地減少。而農村因其較低的消費水平而較小地影響其儲蓄能力，但農村居民儲蓄率的儲蓄效應系數為正數，也就是說，小孩數量的增加反而會提高農村家庭儲蓄水平。我們給出的解釋是，在農村一直都有養兒防老的傳統，所以農村家庭小孩多（尤其是男孩）的父母就會進行預防性儲蓄，以保證自己老了有人所養。（2）財政政策影響。一方面，財政收入的增加，如所得稅或消費稅的調整，很容易使城鎮勞動者的收入發生改變，而這卻較小地影響到農村勞動者，因而撫養小孩數量明顯會造成城鄉家庭儲蓄的巨大差異；另一方面，財政支出所具有的擠出效應（主要是消費性支出的擠出效應）會影響到城鎮居民而不會影響農村居民，因而少兒撫養比對城鎮居民儲蓄率的影響受到財政支出擠出效應比較大，而對農村居民儲蓄率則不會產生影響。
四、結論性評述
本文以1999―2009年的省際面板數據為樣本，對人口年齡結構、財政政策與高儲蓄率的關系進行了分析，結果表明：（1）影響我國高儲蓄率的主要因素不是人口的年齡結構，而是經濟體的轉型特征，產業結構的調整從宏觀角度改變了拉動經濟的投資消費比例，從而傳遞到居民部門，影響其儲蓄行為。（2）人口年齡結構對我國儲蓄率的影響存在著明顯的城鄉差異，其中少兒撫養比對城鎮居民儲蓄率的影響為負，而對農村居民儲蓄率的影響為正；老年撫養比對城鎮居民儲蓄率的影響為正，而對農村居民儲蓄率的影響為負。（3）財政收支比重對城鄉居民儲蓄率的影響也存在著明顯的差異，稅收規模對城鎮居民儲蓄率的影響為正，而對農村居民儲蓄率的影響為負；支出規模對城鎮居民儲蓄率的影響為負，而對農村居民儲蓄率的影響為正。
中國從1978年改革開放到現在，經濟體的運行具有明顯的轉型特征，這個特征不僅體現在產業結構調整上，而且也體現在微觀層面上，加之20世紀70年代實行的計劃生育政策，又改變了中國的人口年齡結構，這在很大程度上配合了轉型調整所帶來的儲蓄效應。在這個過程中，財政政策通過宏觀層面對經濟進行干預，使得城鄉居民的收入與消費行為發生改變，進一步影響到儲蓄能力。從以上原因來講，我國高儲蓄率的發生有其必然性和合理性。然而根據發展經濟學的觀點，經濟的發展將伴隨著儲蓄的減少，但就現狀而言，中國是世界上最大的發展中國家，中國仍處于并將長期處于社會主義初級階段，不能單憑改革開放后中國經濟總量快速的增長而忽視中國發展階段的實質。隨著中國人口老齡化的不斷加深，人口紅利的優勢將逐漸釋放直至消失，在此過程中國家調控的方向應是以優化產業結構、轉變經濟增長方式、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，但考慮到中國高儲蓄這個發展特點，它們的實施對促進中國經濟增長與發展仍具有重要的意義。
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收稿日期：2011-10-12
[論文摘要]經濟增長有賴于儲蓄的增長，但高的儲蓄率并不必然帶來高經濟增長率。在我國，過高的儲蓄已轉化成為一種基金，社會保障制度和金融創新的滯后阻礙了居民消費的增長。通常存在兩種儲蓄向投資轉化的渠道，市場和政府“看得見的手”，在社會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性產業，可以有效發揮政府支出的“擠入效應”。最后，筆者提出了一些健全我國儲蓄投資轉化渠道的制度安排。
發展經濟學傾向于把經濟增長的動因歸結為資本、勞動力、土地等因素，并認為資本的積累程度和狀況從根本上制約著經濟增長的速度。而要解決資本對經濟的制約可以通過兩個途徑來達到：提高本國的積累率；吸引國外資本流入。新世紀中國經濟保持了較高速度的增長，國民儲蓄雖有2006年的短暫下滑；但總體上仍是較高速發展。過高的儲蓄余額與萎靡的國內投資狀況向我們展示了我國經濟存在的一個重要問題：儲蓄轉化為投資的有效渠道不暢通。
1儲蓄與經濟增長的關系
根據哈羅德－多馬增長模型，增長率等于儲蓄率與資本產量的比率，高儲蓄率自然意味著高增長率。這個結論看起來似乎非常合理，但目前的現實情況是日本、東亞經濟實體的儲蓄率仍然很高，其高速的經濟增長卻已風光不再。
正如凱恩斯所言，儲蓄和投資分別是由不同的經濟主體出于不同的目的而做出的，投資并不必然地等于儲蓄。就其核心來說，哈羅德－多馬模型可以被視為這樣一個命題：如果投資等于儲蓄，那么經濟增長率一定等于儲蓄率與資本產量的比率。事實上，假設：I=S，可以得到：I/Y=S/Y，進一步：(Y/Y)(I/Y)=S/Y。兩邊同時乘以I/Y，可以得到增長率公式：y/Y=(S/Y)/(I/Y)。
因此，問題的關鍵是投資如何能夠等于儲蓄。只有滿足了這一條件，經濟增長才能得到保證。這樣，問題集中到投資的決定因素上。凱恩斯主義認為有效需求決定投資，儲蓄只是決定投資有沒有保障。只有當投資的需求大于儲蓄的供給，經濟中存在額外的投資機會時，決定投資進而增長的才是儲蓄。換句話說，儲蓄只是一種約束，并不是動力，當經濟中的投資機會變成一種稀缺性資源時，動力只能是有效需求。
過去，日本、東亞經濟實體的儲蓄率高，增長率也高。然而，首要的不是高儲蓄率，而是高儲蓄可以轉化為投資，儲蓄轉化為投資的渠道是暢通的。今天，日本、東亞經濟實體的儲蓄率仍然很高，為什么沒有了高增長?原因可以歸結到很多方面，但有一點是不容忽視的，即：儲蓄轉化為投資的渠道已經阻斷，高額的儲蓄不能轉化為有效的投資。當經濟進入成熟期后，市場通常表現為過剩經濟、買方市場，這時，高儲蓄率只會阻礙經濟的增長。因此，在經濟的起飛階段，政府的經濟政策常常是鼓勵儲蓄，而當經濟進入成熟期，政府的經濟政策常常是鼓勵消費。
2我國儲蓄高速增長的根源
根據中國人民銀行的消息，2007年，居民戶存款增加1.13萬億元。這一數字只是2006年居民戶存款增加額的54.07％，儲蓄“搬家”現象進一步加劇。對不少投資者來說，要想跑贏CPI，只能繼續讓儲蓄“搬家”。但2008年中國人民銀行9月12日的2008年8月份金融運行情況顯示，受股市清冷等因素影響，居民儲蓄繼續大幅增加。居民戶存款增加3404億元，同比多增3823億元，居民儲蓄又重新回到2006年以前的水平。
健康的經濟體運行的一個重要特征是：經濟增長導致的收入提高能迅速實現向消費和投資的轉化，從而使經濟運行處于良性循環當中。但現實的經濟運行往往不能達到理想狀態，在收入向消費和投資支出形式轉化的過程中經常存在的狀況是：一部分收入以儲蓄的形式漏出經濟體。而儲蓄漏出的規模則取決于居民消費傾向及私人部門的投資欲望。我國儲蓄高速增長的直接原因歸于居民消費不振和私人部門投資增長的乏力。
居民消費不振的原因有很多，但根本的應該是居民對未來收入的不確定性預期，而這種不確定性預期是由于我國目前的制度缺失或不完善造成的。我國居民目前的儲蓄主要用于住房基金、子女教育、醫療保險、養老保險和更高層級的消費準備(汽車、旅游)等五種目的。實際上，我國的儲蓄已經異化為幾種基金形式，不過，這些基金是以居民個人或家庭為單位存在的。社會保障制度的缺失、金融工具創新的滯后等應是居民消費不振這一現象形成的制度層面的原因。
私人部門投資增長乏力的原因也不難分析。私人部門投資的熱情和規模是以投資的成本－收益分析為基礎的，利息率T代表投資的成本，預期利收益率y的高低是投資收益的衡量指標。投資的報酬p用公式表示就是：p=y-i。只有當p＞0時，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群體通過銀行和在證券市場上融資的渠道并不是暢通的，從這個角度來講，制度的制約大大阻礙了儲蓄向投資轉化的力度。
3政府支出的“擠入效應”與“擠出效應”
通過比較，我們可以發現實現儲蓄投資有效轉化的策略主要可分為兩種；一種是利用市場的力量，通過金融機構和資本市場來達到對貨幣資金的再配置；一種是通過政府這只“看得見的手”，借助政府的財政政策來實現儲蓄向投資的轉化。
借助于政府來實現儲蓄向投資的轉化，在新古典經濟學家眼中是不可取的，原因在于政府支出對私人經濟部門所產生的“擠出效應”。這種“擠出效應”的產生使得政府通過擴大財政支出來刺激經濟的努力大打折扣，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，更使得經濟學家對通過政府來實現儲蓄向投資的有效轉化這一渠道持相當保守的態度。
實際上，政府支出的擴張不僅存在對私人經濟部門的“擠出”，它也存在著一定的對實體經濟的“擠入”，特別是在經濟中存在比較龐大的過剩資源時，這種“擠入效應”會更加明顯。經濟體中存在許多過剩的閑置資源，這時，借助于政府的力量把這些暫時不用的資源進行配置，有其一定的合理性。但是，通常來講，這種對資源的配置一定不能直接進入私人部門所經營的領域，否則，這只“看得見的手”就會把市場攪亂而使其變得低效。把政府支出的對象定位于私人部門不愿意、沒有能力介入的領域及影響國計民生的領域，通過政府支出為私人經濟部門下一個經濟周期的投資培育良好的市場環境，這應該是有效發揮政府支出“擠入效應”的前提。
針對居民消費不振和私人部門投資增長乏力的現實，中國政府高層選擇實施了積極的財政政策，2008年11月12日國務院總理主持召開國務院常務會議，出臺了擴大內需的十項措施，總投資約需4萬億元。這一輪的政府投資，從長遠來看，為私人經濟部門的投資構建了一個比較扎實的基礎，具有深遠意義。
4儲蓄向投資轉化的制度創新
合理引導儲蓄分流，實現儲蓄向投資的轉化，從而促進經濟的增長，是一個長期的、系統性的工作。如何在制度上進行合理的安排和創新，是決定儲蓄是否能順利轉化為投資，經濟增長是否能夠持久的根本環節。筆者認為，有必要從以下幾個方面實現制度創新，來促進經濟的正常運轉：
(1)加快推行社會保障體系建設，改善居民對未來的預期。只有解決居民的后顧之憂，才能有效地啟動居民最終消費。因此，應降低經濟生活的不確定性，在當前實施積極財政政策的過程中，加大財政資金的建立，提高低收入群體等社保對象的待遇水平，增加城市和農村低保補助，繼續提高企業退休人員基本養老金水平和優撫對象生活補助標準。
國際經濟危機對我國經濟增長和就業的影響分析
國際經濟危機對我國經濟的影響首先表現在對出口產業的打擊。由于我國出口產業勞動密集度高，這種打擊對就業的影響很大。當前，雖然擴大內需的投資對經濟增長的帶動效果已經顯現，增長速度正在回升，但一方面，由于這種回升主要還是投資拉動的結果，增長的可持續性仍然是不確定的；另一方面，目前的增長對就業的帶動仍然乏力。針對這種情況，需要采取具有長期效果的擴大內需政策和積極的擴大就業政策。在當前，就業目標應當優先于增長目標。并非有增長就有就業。寧要較低增長率情況下實實在在的就業增長，不要高增長低就業。
1 國際經濟危機對中國經濟增長和就業的影響將是長期的
2 擴大就業首先要給“規模以下”小企業充分的發展空間
自上世紀90年代以來，我國經濟增長的就業彈性從過去的0.4左右下降到0.1左右或以下。這固然有勞動力增長放慢的因素，但與增長模式的變化也是分不開的。在出口下降帶來大量失業的情況下，擴大內需投資帶動增長但不能顯著帶動就業就成為一個更加嚴重的問題。
但是長期以來，“規模以下”的小企業基本上不在各級政府的視野和關心范圍之內。我國目前的統計系統只公布“規模以上工業企業”的情況，其中的“小企業”數據，實際上只反映了小企業中規模較大的那一小部分?！耙幠Ｒ韵隆毙∑髽I不納入正常統計范圍，它們的經營狀況怎樣誰也不清楚，基本上處在自生自滅的狀態。
盡管過去各級政府有若干鼓勵中小企業發展的政策，但實際從這些政策中受益的基本上是中型企業，而且往往是中型企業中規模較大的那一部分。小企業，特別是“規模以下”的小企業，則很少受益。它們在貸款融資方面，基本上不屬于銀行服務的對象；在其他方面，其面臨的經營環境也遠遠比不上規模較大的企業。許多地方政府出于追求經濟增長的政績和擴大地方稅收的考慮，往往傾向于給規模較大的企業在融資政策、土地供應、減輕企業額外負擔、減少干預等方面“吃偏飯”，而“規模以下”的小企業通常是享受不到的。它們與較大型的企業往往不處在市場競爭的同一起跑線上，其發展空間受到了明顯的擠壓。
各級政府如果不能把關注焦點從大企業轉向小企業，我國的就業問題很難真正解決，啟動內需也很難持續。
3 擴大內需是長期任務
收入差距擴大，勞動報酬增長滯后于經濟增長，這在過去一個短時期內并沒有影響經濟增長和就業，反而由于保持了低勞動力成本的優勢，成為加快經濟增長的一個因素。這也是一部分人反對改善社會福利和勞動保障的一個理由。但是從宏觀經濟和長期發展的角度看問題，我們就會得到不同的結論。因為即便不從公平的角度考慮問題，沒有勞動者收入伴隨經濟增長而相應增 長，經濟就沒有足夠的需求支撐，增長就不可能長期持續。
4 擴大內需靠投資還是靠消費?
政府投資、擴張信貸和鼓勵居民消費都可以拉動經濟。短期內，因為消費不可能迅速啟動，需要一定的投資拉動。信貸擴張帶動的也是投資。但投資越多，生產能力擴張越快，就越要靠消費增長來吸收產能，否則就會導致供求失衡和更加嚴重的產能過剩、增長乏力。即便政府投資全部用于基礎設施建設而不用于生產性項目，也無法起到調整消費和儲蓄結構失衡的作用；而大幅度放松信貸的結果，更會導致生產性投資迅速擴張。
在消費不足、儲蓄過度的情況下，投資只會對經濟增長產生短期的拉動效應。一旦擴大內需的投資結束了，產能過剩、需求不振的局面就可能再次出現，經濟就有可能再次掉下來?，F在的4萬億擴大內需計劃中，投資占了一大半。十大產業振興計劃也主要是投資，而且事實上不可能不導致產能擴大?，F在應當調整政策重點，從以投資為主的擴大內需，轉移到調整結構、改善機制、啟動國內消費正常增長的軌道上來。
5 啟動消費增長靠什么?
導致消費不足的主要原因可以主要從以下幾個方面考慮。
首先是長期以來在勞動力供應充裕的條件下，勞動力市場競爭抑制了低技術勞動者的工資水平上升，使普通勞動者的收入增長滯后于經濟增長，導致勞動報酬占GDP的比重持續下降，非勞動收入比重上升，收入差距擴大，限制了可用于消費的居民收入增長。
其次，現行稅收體系沒有解決資源收益、壟斷收益和國有企業利潤的合理分配問題，國有企業不分紅，資源產業不交資源稅，助長了非勞動收入比重的上升和企業儲蓄的上升。公共資金管理不當和流失更加劇了上述情況。
第三，長期以來各級政府過分追求高投資、高增長、高稅利，使要素配置發生失衡，不利于小企業發展和就業增長，是導致收入差距擴大的一個原因。
第四，收入分配差距持續擴大助長了居民儲蓄率的上升，這是因為高收入居民儲蓄率遠遠高于社會平均水平，在收入分配向高收入居民傾斜的情況下，居民儲蓄率自然上升。
第五，社會保障缺失使老百姓不敢消費。醫療、教育、廉租房等公共服務不足，價格居高不下，超過了中低收入居民的承受能力，這些都導致了強制儲蓄。有人說近些年居民儲蓄率沒有提高，這與數據失真有關。近些年高收入居民的收入大大低估了，他們的儲蓄率也被低估了。
6 政策考慮
(1)我國現在的社保體系不但沒有對城鎮居民全覆蓋，更由于地區分割，不利于農民工等流動人口的保障。建議加快推進基本社保的全國統籌和聯網，盡快實現流動人口的異地接續。較發達地區可以搞附加保障。
(3)現在1.4億農民工大部分把家留在農村，無法在城市安家，主要是住不起房，孩子上不起學。這不利于城市化和社會和諧穩定。建議將廉租房政策擴大到覆蓋全體城市低收入居民和進城的農民工，讓他們在城市能夠安家，他們才能安下心來，也有利于啟動消費。經濟適用房、限價房實際上只補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移到廉租房建設和維護上來。
(4)改革財稅體制，將壟斷行業和資源性行業的超額收入收上來，用于社會保障和公共服務。
關鍵詞:索洛模型;儲蓄;投資;經濟增長
中圖分類號:F12
文獻標志碼:A
文章編號:1673-291X(2010)16-0010-02
索洛的經濟增長模型主要討論了儲蓄、資本積累和經濟增長三者的相互關系。總體來講,這三者之間是循環影響的,高儲蓄會帶來豐厚的資本積累,資本積累會推動產出的增加,產出又決定了儲蓄和資本積累……。但是,索洛認為,從長期來講,高儲蓄率并不能維持經濟的高速增長,經濟的持續增長最終要歸因于技術的進步。但是,高儲蓄率影響產出水平和生活水平,儲蓄率的上升將會導致一段時間內的更高增長并最終導致更高的生活水平。
索洛的研究是以美國經濟為主要對象的,而且在模型中設定了實際經濟無法滿足的苛刻假設,因而要對其理論進行嚴格的驗證是比較困難的。中國經濟與美國經濟有著很大的區別。美國是個低儲蓄率的國家,自1950年以來,其儲蓄率平均只為18.6%;而中國一直是個高儲蓄的國家,儲蓄率約在50%左右。中國是一個發展中國家,資本存量相對較小。與美國這個發達國家相比,儲蓄應該有著更重要的作用。除此之外,與美國相比,中國目前還不具備發達的資本金融體制來進行儲蓄向投資的有效轉化。因此,索洛的有關儲蓄、資本積累和經濟增長的相關結論是否能夠適用于中國的經濟增長,是本文要探討和思考的問題。
一、中國的高儲蓄率對經濟增長的影響
(一)中國的高儲蓄率和高經濟增長率
中國居民一直保持的極高的儲蓄率是由多方面因素導致的。儲蓄節儉自古以來是中華民族的傳統美德,受此歷史文化因素的影響,中國居民相對喜歡儲蓄;市場化改革使得人們以前享有的福利逐漸消失,加之現今社會保障體制的不健全,居民的家庭預防性儲蓄還保持著較高水平;中國欠缺發達的金融體系使得人們缺乏借貸金融工具,那么就不得不為像買房買車等較大項目的支出進行提前儲蓄;人口結構也是不可忽略的因素,中國高儲蓄年齡群體人數眾多,年齡在50～70歲的人群具有維持較高儲蓄率和避免任何形式債務的傾向;此外,隨著中國經濟的快速增長,人們的收入也在增加,這也造成了儲蓄的增加,尤其是具有較高儲蓄傾向的人群,他們收入的增加會更多地導致儲蓄率的升高。
與高水平儲蓄率一樣引起人們關注的,還有中國的高速經濟增長。那么,這兩者之間關系如何?從圖1和圖2可以看出,儲蓄和GDP的走勢是高度一致的,這可以在一定程度上說明二者呈高度正相關性。
(二)計量經濟模型分析
下面通過一個簡單的計量經濟回歸模型來進一步闡釋儲蓄對經濟增長的影響。選取GDP來表示經濟增長,用城鄉居民儲蓄存款來表示儲蓄s,用固定資本形成總額來表示投資I。建立如下對數模型:
Ln(GDP)=Bo+B1Ln(s)B2Ln(I)+ε
其中,B;(i=0、1、2)為待回歸系數,ε為隨機擾動項,表示除基本因索外其他可能影響GDP的因素。
數據選取自1989-2008年,數據來自國家統計局網站。用EVIEWS軟件對數據進行回歸,得到以下結果:
lnGDP=2.6837+0.3305LnS+0.4938LnI
(2015)(3.83) (5.06)
R2=0.9971,D.W.=6297,F=2995.414
回歸結果表明,R2值和調整后的R2值都在99%以上,各項系數的t檢驗都顯著。因此,該模型具有較好的解釋力。
根據以上估計的結果可以看出,儲蓄s對經濟增長GDP具有顯著影響,從其回歸系數0.3305可以知道,儲蓄每1%的變動可以帶來GDP33%的變動。但是,與投資變量I相比,投資變量對應的回歸系數0.4938大于儲蓄的回歸系數0.3305,說明投資比儲蓄更能帶動經濟增長。
實證分析結果表明,用中國數據分析出來的結果與索洛關于美國經濟的結論有所出入,中國儲蓄率對經濟增長是具有明顯的相關性和長期推動作用的。
除此之外,索洛在模型中將儲蓄和投資等同分析,即模型假定儲蓄能夠全部轉化為投資。但是,從以上中國數據的回歸分析結果上看,儲蓄和投資對經濟增長的影響是存在較大差距的。為什么會存在這樣的結果呢?―個可能的解釋是,因為中國的經濟體制不健全,使得儲蓄不能轉化為有效的投資。
二、儲蓄向投資的有效轉化
按照發展經濟學的觀點,儲蓄轉化為有效的投資要經過三個環節,即足夠的國內儲蓄、儲蓄向投資轉化、投資變為有效的產出。
中國的高儲蓄率使得我們有較為充足的國內儲蓄,因此我們在第一個環節不存在問題。但是,我們在另外兩個環節上則存在著渠道不通暢的問題。
(一)儲蓄向投資轉化環節
到目前為止,中國的儲蓄轉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,金融體系不發達導致儲蓄向投資轉化的形式比較單一。目前中國的金融市場還處于初級發展階段,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化。其次,國有銀行的主導地位限制了競爭。目前中國從儲蓄向投資轉化,主要通過國有銀行作為金融中介從存款轉向貸款。這種帶壟斷性的資金供求市場會造成資源配置的無效率。再次,中小企業融資難的現實阻礙了儲蓄向投資的轉化。中小企業在金融市場的融資渠道單一而艱難,經常面臨很高的融資門檻,這使得資金需求方難以獲得資金,而巨額的儲蓄卻不能轉為所用,儲蓄向投資轉化難以實現。另外,中國的利率制度降低了利率在調節儲蓄一投資方面的作用。利率是儲蓄向投資轉化的重要環節。中國當前實行管制利率,各銀行的利率由中央銀行統一規定并要求保持穩定。這樣,利率就不能自由地反應市場上的資金供求關系,儲蓄和投資對利率的敏感程度大大降低,利率對投資和儲蓄的影響非常有限。最后,中國社會保障體制的不完善性阻礙了儲蓄向投資的轉化。目前中國政府部門的儲蓄一投資轉化率很高,近90%。但是,居民部門的儲蓄一投資轉化率很低,只有30%左右。這在很大程度上歸咎于中國很不完善的社會保障體制。社會保障體制的不完善使得生活中的不確定性因素增加,必然導致人們對未來生活的擔心和憂慮。因而,預防性的儲蓄也會加大,阻礙了儲蓄向投資的轉化。在現今金融危機影響下,中國擴大需求的目標,也需要國家盡快完善中國社會保障體制。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儲蓄,那么就會促進投資和需求的增加。
(二)投資轉化為有效產出環節
投資無法轉化為有效產出的問題,需要先進的技術水平來有效解決。從這個角度來說,索洛的“經濟增長最終歸因于先進技術”的結論是正確的。因此,在儲蓄轉化為投資的前提下,需要先進技術水平的支撐才能最終推動產出的增加,推動經濟的持續增長。
三、結論
從以上的分析可以看出,中國的經濟增長與儲蓄具有較大的相關性,高儲蓄率在較長的時期內促進了中國經濟的高速增長,因而與索洛的結論有所出入。但是,儲蓄對經濟增長的促進作用仍然不如投資顯著,這主要是因為中國在儲蓄轉化為有效投資的環節還存在障礙。因此,中國需要加速相關體制的完善,創新先進技術,保持儲蓄一投資的渠道暢通,促進儲蓄向有效投資的轉化,最終推動經濟的快速增長。
參考文獻:
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[3]孔麗頻.高儲蓄率可能阻礙中國經濟增長和穩定[N].中國改革報,2009-10-23(5).
摘要:改革開放以來,中國的M2/GDP一直呈現上升趨勢。從1978年的0.32增長到2005年的1.98,這樣的增長態勢在世界各國經濟發展史上是前所未有的。對于M2/GDP比率居高不下的原因,經濟學家從各種角度給出了自己的解釋。通過分析發現,是我國的經濟的貨幣化、貨幣流通速度的下降、金融機構結構不合理、社會收入分配不均、社會保障體系不健全等迫使人們偏好儲蓄,而且儲蓄資金主要集中在銀行業機構、迅猛增長的外匯儲備等原因導致M2與GDP比率偏高。而且,中國的高貨幣化現象在一段時間內還將繼續持續。
關鍵詞:高貨幣化;M2/GDP;原因分析
1現狀及問題
近年來,中國金融市場上一個引人注目、同時也是廣受爭議的一個現象,就是廣義貨幣(M2)與國內生產總值(GDP)的比值不斷高攀,M2/GDP比率一直呈現上升趨勢。從1978年的0.32增長到2005年的1.98,為世界之最。這樣的增長態勢在世界各國經濟發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經濟中廣義貨幣增長超過國內生產總值增長,以至于M2/GDP增加是一個長期現象。
從增量上看,改革開放以來,M2的年增長率幾乎都高于GDP的年增長率,直到近年來才有所趨近(見下圖),這表明長期積累帶來的M2規模大于使得M2/GDP這一比例在近幾年仍不會得到明顯的改觀。
通過分析研究,可以得出以下三個結論:第一,我國M2與GDP比率不斷上升,說明我國經濟貨幣化程度已進入較高級階段。第二,我國M2與GDP的比率成為世界之最,并不說明我國經濟貨幣化水平最高,這是我國金融體系還不完善的結果。我國銀行業相對發達,而非銀行金融業比較落后,社會貨幣收入過多地集中在銀行,造成M2過度膨脹,而不能及時、合理地分流到證券市場、保險市場和社會保障系統,以促進貨幣供應量級次不斷提升。第三,貨幣對經濟的推動力呈弱化趨勢。
2M2與GDP高比率的原因分析
2.1經濟的貨幣化
經濟的貨幣化是指通過貨幣進行的經濟活動比例的不斷增加,而與傳統的物物交換相聯系的非貨幣化經濟比例則不斷下降。貨幣化的關鍵之處在于它會引起對貨幣的額外需求。改革開放以前,在廣大農村地區,實物交易較為廣泛地存在;其后,隨著農村市場的開放,改革向城市和國有企業推進,商品交易領域的擴展和交易媒介貨幣化程度加深,對貨幣需求也迅速增加。有學者估計,在我國改革初期,為了滿足經濟貨幣化對貨幣的需求,每年需要增加貨幣供給6%-8%。居民儲蓄行為的增加,從而貨幣流通速度下降,發展中國家由于貨幣進程較低,所以其M2/GDP增長速度較快。中國由于市場經濟的不斷深化,M2/GDP有不斷上升的趨勢,但是國內學者一般公認到1993年,中國的貨幣化已經差不多,因此可以推斷中國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蓄的高增長
改革開放以來,中國的國民收入宏觀分配格局明顯向居民傾向,個人最終所得占GDP的比重上升。居民收入的增長速度遠高于同期的經濟增長速度;再加上儲蓄存款長期以來一直是我國居民首選的金融資產形式,所以從1978年以來我國的國民儲蓄率一直保持穩定的增長,使得居民儲蓄迅速增長。因為高的儲蓄率會導致儲蓄存款余額和準貨幣總額增加,從而使得M2增加,成為推動M2/GDP上升的主要動力。
2.3貨幣流通速度的下降
在中國貨幣流通速度不是一個常數,由于經濟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。在貨幣流動性下降的情況下,要維持正常的經濟增長,貨幣存量就必須相應的擴張,從而導致M2/GDP的居高不下。由于銀行體制、金融市場不發達等各種原因,我國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以銀行為主導的融資模式以及金融工具的單一
當前,盡管我國債券市場及股票市場有了很大程度的發展,但仍然比較滯后。公司債券市場不發達,商業票據市場不發達,企業融資主要靠銀行。導致我國直接融資所占比重仍然較小,企業融資過多的依賴于以銀行信貸為主的間接融資。隨著我國經濟的高速增長以及倒閉機制的影響,銀行體系只能被動供給貨幣以滿足社會對資金的需求,廣義貨幣M2不斷膨脹,由此導致M2/GDP居高不下。
另外,改革開放以來,我國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匱乏,居民缺乏多樣性的投資渠道,再加上國人具有高儲蓄的偏好,及銀行存款的高安全性,使得居民儲蓄余額長期增長。從而導致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為同等的GDP增長需要更多的貨幣供給來推動,致貨幣化比率的畸高。就其原因,主要可以歸結為兩點:一是金融資源對國有經濟的過度傾斜以及對非國有經濟投入的相對不足;二是占有大量金融資源的國有經濟的效率卻又相對不足。對于我國,銀行主導型的融資結構決定了金融資源的配置主要是通過銀行進行的。由于傳統和體制上的原因,我國的銀行特別是國有商業銀行,融資服務對象仍主要面向國有經濟,以致國有經濟一直是寶貴信貸資源的主要占有者;在直接融資領域,國有經濟也是股票市場和企業債券市場的融資主體,非國有經濟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有經濟傾斜的現實無法與我國當前經濟結構的變化相稱。與此同時,大量向國有經濟傾斜的金融資源,卻由于國有經濟的預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,為了給經濟運行提供寬松的貨幣環境,保證經濟的持續增長,又必須不斷提供新的信貸,導致M2的膨脹,并自然表現為高的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積極的財政政策
我國積極的財政政策下國債的大量增發,即我國積極的財政政策使得大量增發國債,當居民認購國債時意味著M2準貨幣的減少,但是當政府用出售國債的錢全部用于投資和購買時,通常會形成M1增加,同時由于政府投資帶動相關產業的發展這時M2的供給規?；謴驮瓉淼乃讲⑶依^續遞增。導致M2大幅增加并且超過了GDP的增長速度,從而使得金融深化指標持續走高。所以,我國金融深化指標M2/GDP走高并不代表我國金融發展的結果,而是我國特定的財政政策制度。
2.7迅猛增長的外匯儲備
近幾年來我國外匯儲備的迅猛增長(見下圖,數據來源于國家外匯管理局網站)也是導致貨幣化比率上升的重要因素。根據貨幣經濟理論,一國的貨幣供給M是國內信貸D與外匯儲備F之和,即:在當前信貸投放增長相對減緩而外匯儲備持續快速增長的態勢下,外匯占款已經成為了我國投放基礎貨幣的主要方式。
我國外匯儲備超常增長的主要原因在于國際收支的雙順差,但在雙順差中,資本賬戶順差占據主導地位。這說明我國外匯儲備大幅度增加除了來自進出口貿易增長外,更多的應歸因于利用外資和國際投機資本大規模進出所帶來的資本項目凈流入,特別是國際游資對人民幣升值的強烈預期而大量流入。很明顯,現階段央行在外匯市場被動地購買外匯儲備已成了基礎貨幣投放的主要渠道,貨幣政策的有效性和靈活性面臨國際收支不平衡的挑戰。這種被動的基礎貨幣投放方式所帶來的問題是,有外匯收入的企業因為結匯而具有較為充裕的資金,這些資金除部分進入生產流通環節外,其余則成為了銀行資金流并大量地反映為銀行存款,從而導致貨幣化比率的進一步上升。
關鍵詞:高貨幣化;M2/GDP;原因分析
中圖分類號:F8文獻標識碼:A文章編號:16723198(2010)01015702
1 現狀及問題
近年來,中國金融市場上一個引人注目、同時也是廣受爭議的一個現象,就是廣義貨幣(M2)與國內生產總值(GDP)的比值不斷高攀,M2/GDP比率一直呈現上升趨勢。從1978年的0.32增長到2005年的1.98,為世界之最。這樣的增長態勢在世界各國經濟發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經濟中廣義貨幣增長超過國內生產總值增長,以至于 M2/GDP 增加是一個長期現象。
從增量上看,改革開放以來,M2 的年增長率幾乎都高于 GDP 的年增長率,直到近年來才有所趨近(見下圖 ),這表明長期積累帶來的 M2規模大于使得 M2/GDP這一比例在近幾年仍不會得到明顯的改觀。
通過分析研究,可以得出以下三個結論:第一,我國M2與GDP比率不斷上升,說明我國經濟貨幣化程度已進入較高級階段。第二,我國 M2 與 GDP 的比率成為世界之最,并不說明我國經濟貨幣化水平最高,這是我國金融體系還不完善的結果。我國銀行業相對發達,而非銀行金融業比較落后,社會貨幣收入過多地集中在銀行,造成 M2過度膨脹,而不能及時、合理地分流到證券市場、保險市場和社會保障系統,以促進貨幣供應量級次不斷提升。第三,貨幣對經濟的推動力呈弱化趨勢。
2 M2與GDP高比率的原因分析
2.1 經濟的貨幣化
經濟的貨幣化是指通過貨幣進行的經濟活動比例的不斷增加,而與傳統的物物交換相聯系的非貨幣化經濟比例則不斷下降。貨幣化的關鍵之處在于它會引起對貨幣的額外需求。改革開放以前,在廣大農村地區,實物交易較為廣泛地存在;其后,隨著農村市場的開放,改革向城市和國有企業推進,商品交易領域的擴展和交易媒介貨幣化程度加深,對貨幣需求也迅速增加。有學者估計,在我國改革初期,為了滿足經濟貨幣化對貨幣的需求,每年需要增加貨幣供給6%-8%。居民儲蓄行為的增加,從而貨幣流通速度下降,發展中國家由于貨幣進程較低,所以其M2/GDP增長速度較快。中國由于市場經濟的不斷深化,M2/GDP有不斷上升的趨勢,但是國內學者一般公認到1993年,中國的貨幣化已經差不多,因此可以推斷中國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蓄的高增長
改革開放以來,中國的國民收入宏觀分配格局明顯向居民傾向,個人最終所得占GDP的比重上升。居民收入的增長速度遠高于同期的經濟增長速度;再加上儲蓄存款長期以來一直是我國居民首選的金融資產形式,所以從1978年以來我國的國民儲蓄率一直保持穩定的增長,使得居民儲蓄迅速增長。因為高的儲蓄率會導致儲蓄存款余額和準貨幣總額增加,從而使得M2增加,成為推動M2/GDP上升的主要動力。
2.3 貨幣流通速度的下降
在中國貨幣流通速度不是一個常數,由于經濟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。在貨幣流動性下降的情況下,要維持正常的經濟增長,貨幣存量就必須相應的擴張,從而導致M2/GDP的居高不下。由于銀行體制、金融市場不發達等各種原因,我國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 以銀行為主導的融資模式以及金融工具的單一
當前,盡管我國債券市場及股票市場有了很大程度的發展,但仍然比較滯后。公司債券市場不發達,商業票據市場不發達,企業融資主要靠銀行。導致我國直接融資所占比重仍然較小,企業融資過多的依賴于以銀行信貸為主的間接融資。隨著我國經濟的高速增長以及倒閉機制的影響,銀行體系只能被動供給貨幣以滿足社會對資金的需求,廣義貨幣M2不斷膨脹,由此導致M2/GDP居高不下。
另外,改革開放以來,我國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匱乏,居民缺乏多樣性的投資渠道,再加上國人具有高儲蓄的偏好,及銀行存款的高安全性,使得居民儲蓄余額長期增長。從而導致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為同等的GDP增長需要更多的貨幣供給來推動,致貨幣化比率的畸高。就其原因,主要可以歸結為兩點:一是金融資源對國有經濟的過度傾斜以及對非國有經濟投入的相對不足;二是占有大量金融資源的國有經濟的效率卻又相對不足。對于我國,銀行主導型的融資結構決定了金融資源的配置主要是通過銀行進行的。由于傳統和體制上的原因,我國的銀行特別是國有商業銀行,融資服務對象仍主要面向國有經濟,以致國有經濟一直是寶貴信貸資源的主要占有者;在直接融資領域,國有經濟也是股票市場和企業債券市場的融資主體,非國有經濟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有經濟傾斜的現實無法與我國當前經濟結構的變化相稱。與此同時,大量向國有經濟傾斜的金融資源,卻由于國有經濟的預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,為了給經濟運行提供寬松的貨幣環境,保證經濟的持續增長,又必須不斷提供新的信貸,導致M2的膨脹,并自然表現為高的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 積極的財政政策
我國積極的財政政策下國債的大量增發,即我國積極的財政政策使得大量增發國債,當居民認購國債時意味著M2準貨幣的減少,但是當政府用出售國債的錢全部用于投資和購買時,通常會形成M1增加,同時由于政府投資帶動相關產業的發展這時M2的供給規?；謴驮瓉淼乃讲⑶依^續遞增。導致M2大幅增加并且超過了GDP的增長速度,從而使得金融深化指標持續走高。所以,我國金融深化指標 M2/GDP走高并不代表我國金融發展的結果,而是我國特定的財政政策制度。
2.7 迅猛增長的外匯儲備
近幾年來我國外匯儲備的迅猛增長(見下圖,數據來源于國家外匯管理局網站)也是導致貨幣化比率上升的重要因素。根據貨幣經濟理論,一國的貨幣供給M是國內信貸D與外匯儲備F之和,即:在當前信貸投放增長相對減緩而外匯儲備持續快速增長的態勢下,外匯占款已經成為了我國投放基礎貨幣的主要方式。
我國外匯儲備超常增長的主要原因在于國際收支的雙順差,但在雙順差中,資本賬戶順差占據主導地位。這說明我國外匯儲備大幅度增加除了來自進出口貿易增長外,更多的應歸因于利用外資和國際投機資本大規模進出所帶來的資本項目凈流入,特別是國際游資對人民幣升值的強烈預期而大量流入。很明顯,現階段央行在外匯市場被動地購買外匯儲備已成了基礎貨幣投放的主要渠道,貨幣政策的有效性和靈活性面臨國際收支不平衡的挑戰。這種被動的基礎貨幣投放方式所帶來的問題是,有外匯收入的企業因為結匯而具有較為充裕的資金,這些資金除部分進入生產流通環節外,其余則成為了銀行資金流并大量地反映為銀行存款,從而導致貨幣化比率的進一步上升。
3 總結
總之,造成我國貨幣化比率畸高的原因是多方面的,我們更無法從我國較高的貨幣化比率中得出我國的金融深化程度已經處于較高水平的結論,相反這種高貨幣化現象卻說明我國金融發展中存在著深層次的問題。不可否認,在我國M2/GDP比率不斷攀升并居高不下的這些年,也恰是國民經濟持續快速增長的年份。但從長遠來看,其中所反映的金融結構失衡與金融資源配置效率較低等問題必然會成為我國未來經濟發展的羈絆;并且,這種依靠增發貨幣維系粗放型金融資源配置的模式終究是非良性的,必然會造成風險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健運行與經濟的穩定增長。探尋中國高貨幣化現象之謎,并深究出其內在的原因,對我國的金融發展無論是在理論上還是在實踐中都具有重要的意義。
參考文獻
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