李林燕

（重慶科創(chuàng)職業(yè)學(xué)院，重慶402160）

中國(guó)高儲(chǔ)蓄率的經(jīng)濟(jì)學(xué)解釋
——基于生命周期理論的角度

李林燕

（重慶科創(chuàng)職業(yè)學(xué)院，重慶402160）

中國(guó)居民部門高儲(chǔ)蓄率引人關(guān)注。基于歷年《中國(guó)資金流量表》及Modigliani和Cao（2004）的方法構(gòu)建了1953—2011年中國(guó)儲(chǔ)蓄率的完整時(shí)間序列，在此基礎(chǔ)上利用E-G兩步法檢驗(yàn)了實(shí)際收入增長(zhǎng)率和人口撫養(yǎng)比與中國(guó)居民部門儲(chǔ)蓄率之間的協(xié)整關(guān)系。研究證實(shí)了生命周期假說（LCH）對(duì)于中國(guó)居民部門儲(chǔ)蓄率的解釋力。

儲(chǔ)蓄率；生命周期假說；協(xié)整；ECM

中國(guó)居民部門的高儲(chǔ)蓄率引人關(guān)注：第一，相對(duì)于20世紀(jì)90年代，最近10年中國(guó)居民的高儲(chǔ)蓄率變得更高了，且儲(chǔ)蓄余額呈加速增長(zhǎng)趨勢(shì)。一些研究顯示，2012年，中國(guó)居民儲(chǔ)蓄率已經(jīng)超過了50%，而全球平均水平不超過20%。中國(guó)居民儲(chǔ)蓄余額從10萬(wàn)億元到20萬(wàn)億元用了5年時(shí)間，但從30萬(wàn)億元到40萬(wàn)億元只用了2年時(shí)間。第二，高儲(chǔ)蓄率帶來了顯著的宏觀后果。儲(chǔ)蓄大于投資，總供給大于總需求，過剩產(chǎn)能必須通過海外市場(chǎng)消化，這導(dǎo)致大量的貿(mào)易順差、貿(mào)易摩擦以及與之相關(guān)的人民幣升值壓力。

對(duì)于中國(guó)居民部門儲(chǔ)蓄率高企的原因，有多種解釋。通常的認(rèn)識(shí)分析包括文化習(xí)慣、預(yù)防性動(dòng)機(jī)、流動(dòng)性約束等，但是這些因素與儲(chǔ)蓄率的對(duì)應(yīng)關(guān)系或者是不一致的，或者也如陳立平（2005）[1]指出的那樣，是可以通過某些政策措施予以消除。那么，更為剛性的解釋因素是什么呢？我們可以從弗蘭科?莫迪利安尼(Franco Modigliani)關(guān)于消費(fèi)與儲(chǔ)蓄的生命周期假說（Life Cycle Hypothesis，以下簡(jiǎn)稱LCH）尋求答案。該理論認(rèn)為：一國(guó)居民儲(chǔ)蓄率主要取決于兩個(gè)因素——長(zhǎng)期收入增長(zhǎng)率、人口結(jié)構(gòu)。

本文的研究目的在于實(shí)證檢驗(yàn)LCH假說能否用于解釋中國(guó)儲(chǔ)蓄率。本文依據(jù)歷年《中國(guó)資金流量表》和Modigliani和Cao（2004）的方法，構(gòu)建了1953—2011年中國(guó)儲(chǔ)蓄率的完整時(shí)間序列，在此基礎(chǔ)上利用E-G兩步法檢驗(yàn)了中國(guó)居民部門儲(chǔ)蓄率與實(shí)際收入增長(zhǎng)率和人口撫養(yǎng)比之間的關(guān)系。全文分為四部分：第一部分概述了LCH理論的基本內(nèi)容以及相關(guān)的實(shí)證檢驗(yàn)。第二部分分析了此前文獻(xiàn)數(shù)據(jù)估計(jì)中的不足，并依據(jù)《中國(guó)資金流量表》構(gòu)建了本文的數(shù)據(jù)基礎(chǔ)。第三部分是實(shí)證檢驗(yàn)。最后一部分是結(jié)論。

一、文獻(xiàn)綜述

（一）LCH理論的基本內(nèi)容

兩個(gè)主要的理論刻畫了居民儲(chǔ)蓄率的決定因素。首先是凱恩斯的消費(fèi)理論。這一理論認(rèn)為，居民總消費(fèi)是總收入的函數(shù)，居民的消費(fèi)與當(dāng)期收入成正比。相應(yīng)地，居民儲(chǔ)蓄作為消費(fèi)的互補(bǔ)項(xiàng)，也與當(dāng)期收入成正比。用公式表示如下：

S=s0+sY?S/Y=s+s0/Y,s0?0,s?0

凱恩斯理論存在明顯缺陷，因?yàn)檫@一理論僅僅考慮了當(dāng)期流量收入，而對(duì)存量收入——財(cái)富的變動(dòng)未加考慮，因而可能低估或者高估邊際消費(fèi)傾向，進(jìn)而高估或者低估居民儲(chǔ)蓄。Modigliani的LCH理論和Friedman的PIH（永久收入理論）嘗試解決這些問題。研究顯示，LCH理論和PIH理論可以融入一個(gè)確定性等價(jià)中。不過二者的顯著差異在于LCH假設(shè)家庭部門存在有限壽命，而PIH則運(yùn)用了“王朝家庭”的假設(shè)。假設(shè)上的這一實(shí)質(zhì)性差異使得LCH理論可以比較好地處理“生命周期中個(gè)人成長(zhǎng)、退休以及家庭規(guī)模變化等現(xiàn)象所引起的收入和需求的系統(tǒng)性變動(dòng)”。因而從理論上看，LCH理論更具優(yōu)勢(shì)。

Modigliani（1986）給出了一個(gè)精簡(jiǎn)版的LCH模型。該模型假設(shè)：第一，家庭收入在退休前各個(gè)階段保持相對(duì)穩(wěn)定，而在退休后為0；利息率r=0。第二，一生中每個(gè)時(shí)期的消費(fèi)水平保持不變，且一生的收入與消費(fèi)相等，不會(huì)留下遺產(chǎn)。在這樣的假設(shè)條件下，分析得出的家庭財(cái)富持有、儲(chǔ)蓄和消費(fèi)的年齡曲線呈山峰型。

令N、L分別表示勞動(dòng)年限和壽命長(zhǎng)度，A(T)表示在T時(shí)刻積累的財(cái)富，Y(T)表示在T時(shí)刻的收入，則可以推出LCH理論的兩個(gè)核心結(jié)論：

（1）一國(guó)儲(chǔ)蓄率與其國(guó)民的年齡結(jié)構(gòu)相關(guān)。其他條件不變，則一國(guó)居民中處于工作期的人口數(shù)量越多，該國(guó)的國(guó)民儲(chǔ)蓄率越高。相反，處于退休期內(nèi)的人口規(guī)模越大，該國(guó)的國(guó)民儲(chǔ)蓄率越低。進(jìn)一步地，如果人口增長(zhǎng)率提高，則居民儲(chǔ)蓄率也會(huì)提高。用公式表示如下：

S/Y=α-β(R/W)

其中W、R分別表示處于工作期和退休期的人口，α、β＞0。

（2）在經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)增長(zhǎng)的情況下，年輕一代的生命周期財(cái)富將高于年老一代，因此居民儲(chǔ)蓄率也會(huì)提高。用公式表示如下：

其中ρ表示“經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率”，w表示“財(cái)富/收入比”。

顯然，將新增人口全部計(jì)入勞動(dòng)力顯然是不符合實(shí)際的。為了解決這一問題，Modigliani(1970)加入對(duì)青少年人口的考慮，將兩階段人口模型擴(kuò)展至如下三階段人口模型：

其中，ω、μ分別表示老年階段時(shí)長(zhǎng)、青少年階段時(shí)長(zhǎng)與工作年限之比，χ、χm分別表示老年階段消費(fèi)、青少年階段消費(fèi)與工作階段消費(fèi)之比，M、R、W分別表示一國(guó)人口中青少年、老年和工作期人口的人數(shù)。顯然，由于M/W和R/W的系數(shù)為正，因此生育率的提高、死亡率的降低所帶來的結(jié)果是相同的，即一國(guó)人口中“負(fù)儲(chǔ)蓄人口”相對(duì)于“儲(chǔ)蓄人口”的比率的提高，會(huì)降低一國(guó)的國(guó)民儲(chǔ)蓄率。

需要指出的是，LCH理論并未指出撫養(yǎng)比、增長(zhǎng)率對(duì)儲(chǔ)蓄率影響的具體路徑。理論研究表明，這種路徑可能是多樣的，并且從邏輯上來講也可能并不完全符合LCH的結(jié)論。

此外，穩(wěn)態(tài)模型的結(jié)果和動(dòng)態(tài)模型的結(jié)果是存在差異的。一般地說，穩(wěn)態(tài)中撫養(yǎng)比率的提高必然會(huì)降低一國(guó)居民儲(chǔ)蓄率，但是在該國(guó)從一個(gè)均衡狀態(tài)向另一個(gè)均衡狀態(tài)調(diào)整的過程中則并不必然。這種理論上的多重可能性指出了數(shù)據(jù)調(diào)研和實(shí)證檢驗(yàn)的必要性。

（二）LCH理論的實(shí)證檢驗(yàn)

迄今為止，對(duì)于LCH的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果是兩分的。

最早展開人口結(jié)構(gòu)變動(dòng)對(duì)于儲(chǔ)蓄率影響研究的是Leff。Leff(1969)[2]以儲(chǔ)蓄率的對(duì)數(shù)為因變量，人均收入、增長(zhǎng)率、14歲以下人口比率R1和65歲以上人口比率R2的對(duì)數(shù)值為自變量，對(duì)20個(gè)發(fā)達(dá)國(guó)家和47個(gè)欠發(fā)達(dá)國(guó)家的數(shù)據(jù)進(jìn)行了回歸分析，結(jié)果表明R1和R2的系數(shù)顯著地為負(fù)數(shù)。Leff(1969)由此得出結(jié)論：撫養(yǎng)比率是一個(gè)在統(tǒng)計(jì)上顯著、在程度上重要的影響儲(chǔ)蓄率的變量。撫養(yǎng)比率是解釋國(guó)別儲(chǔ)蓄率差別的重要因素。Leff(1969)的結(jié)論被Modigliani (1970)、Horioka(1997)等很多學(xué)者的實(shí)證研究所證實(shí)。但是也有學(xué)者提出不同的意見。如Schmidt-Hebbel et.al(1999)指出：許多關(guān)于家庭儲(chǔ)蓄的調(diào)查表明，與年輕家庭相比，年老家庭的儲(chǔ)蓄率并不低，甚至更高。這種現(xiàn)象在美國(guó)、日本、英國(guó)、德國(guó)及意大利等國(guó)家也廣泛存在。在中國(guó)，王剛（2006）對(duì)北京消費(fèi)者的一項(xiàng)調(diào)查表明，60歲以上老年人的儲(chǔ)蓄率仍然在30%以上，僅比更加年輕的家庭略低，這與LCH的假設(shè)是相違背的。

增長(zhǎng)方面的爭(zhēng)論要更多一些。Modigliani(1970)采用Houthakker(1965)方法，以儲(chǔ)蓄率為因變量，收入增長(zhǎng)率為自變量，對(duì)36個(gè)國(guó)家的儲(chǔ)蓄率、收入增長(zhǎng)率等數(shù)據(jù)進(jìn)行了線性回歸，發(fā)現(xiàn)儲(chǔ)蓄率與收入增長(zhǎng)率呈顯著的正相關(guān)關(guān)系，并且回歸系數(shù)穩(wěn)定在1.06～1.37之間，由此得出結(jié)論：收入增長(zhǎng)率的提高會(huì)引起居民儲(chǔ)蓄率顯著的提高。Summers和Heston (1991)將樣本擴(kuò)展至64個(gè)國(guó)家的回歸分析也得出了類似的結(jié)論。他們的研究表明，如果單獨(dú)以收入增長(zhǎng)率作為自變量，則無論是對(duì)于OECD國(guó)家，還是全部樣本，儲(chǔ)蓄率與增長(zhǎng)率都顯著正相關(guān)，回歸系數(shù)分別為0.35和0.26。Edwards（1995）加入了人口的滯后變量、開放度、增長(zhǎng)率、政府儲(chǔ)蓄等影響因素，并依據(jù)1970—1992年36個(gè)國(guó)家的數(shù)據(jù)進(jìn)行了線性回歸分析，結(jié)果表明在全部回歸方程中，人均收入增長(zhǎng)率的回歸系數(shù)都顯著地為正。另一些研究實(shí)證分析了收入增速和儲(chǔ)蓄增速之間的因果關(guān)系。Bosworths (1993)關(guān)于儲(chǔ)蓄、收入增長(zhǎng)和投資之間決定關(guān)系的檢驗(yàn)表明，關(guān)于收入增長(zhǎng)和儲(chǔ)蓄增長(zhǎng)孰因孰果，從前者到后者的因果關(guān)系要更強(qiáng)。Carroll和Weil(1994)通過對(duì)38個(gè)國(guó)家的數(shù)據(jù)的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)表明，收入增長(zhǎng)的出現(xiàn)要明顯早于儲(chǔ)蓄率的提高。Dekle (1993)對(duì)快速增長(zhǎng)經(jīng)濟(jì)體進(jìn)行了類似檢驗(yàn)，并得出結(jié)論，收入增長(zhǎng)是樣本經(jīng)濟(jì)體儲(chǔ)蓄率提高的原因。Attanasio et al.(2000)和Rodrik(1999)的檢驗(yàn)結(jié)果確認(rèn)了上述結(jié)論。從東亞地區(qū)的情況來看，經(jīng)濟(jì)和人均收入高增長(zhǎng)率的出現(xiàn)要早于這些國(guó)家的高儲(chǔ)蓄率，因而因果關(guān)系更可能是如LCH所言的從收入增長(zhǎng)到儲(chǔ)蓄增長(zhǎng)。不過，相反的研究結(jié)論同樣存在。Bosworh et.al(1991)和Atanasio et al.(1992)分別根據(jù)對(duì)美國(guó)和英國(guó)的實(shí)證研究，提出了不同的意見。他們認(rèn)為，依據(jù)LCH理論，當(dāng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率變動(dòng)時(shí)，財(cái)富會(huì)在不同年齡階段的人口之間進(jìn)行轉(zhuǎn)移，因此儲(chǔ)蓄率的變動(dòng)應(yīng)當(dāng)是一個(gè)結(jié)構(gòu)性的現(xiàn)象。但是對(duì)美國(guó)和英國(guó)數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率和收入增長(zhǎng)率下降的時(shí)候，所有年齡階段人口的儲(chǔ)蓄率都下降了。

近年來，國(guó)內(nèi)關(guān)于LCH理論對(duì)中國(guó)儲(chǔ)蓄率變動(dòng)解釋力的研究也逐漸深入。中國(guó)人民銀行研究局課題組（1995）依據(jù)中國(guó)1978—1997年的數(shù)據(jù)所做分析表明，改革開放以來國(guó)民儲(chǔ)蓄率趨于提高的一個(gè)重要原因是居民撫養(yǎng)系數(shù)的逐年下降。李揚(yáng)、殷劍峰、陳洪波（2007）[3]的研究表明人口結(jié)構(gòu)是決定儲(chǔ)蓄率的長(zhǎng)期因素。20世紀(jì)60年代和80年代的兩波嬰兒潮是決定我國(guó)高儲(chǔ)蓄率存在并且將在未來10—15年繼續(xù)存在的主要因素。王德文、蔡昉、張學(xué)輝（2004）基于Leff(1969)的分析框架，在模型中引入了年份虛擬變量和地區(qū)虛擬變量，他們的研究發(fā)現(xiàn)：少兒撫養(yǎng)比、老年撫養(yǎng)比、總撫養(yǎng)比對(duì)于儲(chǔ)蓄率的平均貢獻(xiàn)率分別為-4.9%、-5.1%、-5.1%。

總體來看，跨國(guó)研究中，絕大多數(shù)實(shí)證研究?jī)A向于支持LCH理論及其推論。LCH理論已經(jīng)成為探討儲(chǔ)蓄率變動(dòng)的基準(zhǔn)理論。國(guó)內(nèi)研究中，盡管一些調(diào)研數(shù)據(jù)提出相反的證據(jù)，但LCH理論總體上是適用于中國(guó)情形的。但缺乏邏輯一致、時(shí)間跨度足夠長(zhǎng)的儲(chǔ)蓄率數(shù)據(jù)妨礙了實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性，一些研究沒有反映出金融深化的作用，也沒有分析人口老齡化的影響。本文將重點(diǎn)對(duì)上述因素進(jìn)行綜合分析。

二、數(shù)據(jù)

估算儲(chǔ)蓄率的基本方法有兩種。第一種是利用可支配收入減去消費(fèi)支出，即將儲(chǔ)蓄定義為可支配收入中未被消費(fèi)的部分。第二種是Modigliani和Cao（2004）所采用的分項(xiàng)加總的方法，即將儲(chǔ)蓄定義為財(cái)富的增加量。

第一種方法簡(jiǎn)單直觀，但要求存在完整的可支配收入統(tǒng)計(jì)。這在大多數(shù)國(guó)家是不可得的，尤其是涉及年度時(shí)間序列?！?013年中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》提供了中國(guó)居民可支配收入數(shù)據(jù)，但僅有1990年、2000年、2010年、2011年和2012年五年的數(shù)據(jù)，且是區(qū)分城鄉(xiāng)居民收入的。而歷年《中國(guó)資金流量表實(shí)物部分》給出的可支配收入數(shù)據(jù)只能追溯到1992年，也無法滿足本文的研究需求。

第二種方法是看似復(fù)雜，但易于在統(tǒng)計(jì)資料不盡完善的條件下構(gòu)建出滿足研究需要的時(shí)間跨度較長(zhǎng)的儲(chǔ)蓄率數(shù)據(jù)。Modigliani和Cao（2004）將中國(guó)的儲(chǔ)蓄率倒推到了1953年，這顯著地超出了正規(guī)統(tǒng)計(jì)的時(shí)間跨度。由于人口結(jié)構(gòu)的變遷是相對(duì)緩慢的，因此這種統(tǒng)計(jì)口徑下的儲(chǔ)蓄率更加符合本文的研究需求。不過，Modigliani和Cao（2004）所采用的統(tǒng)計(jì)方法仍然存在缺陷。第一，統(tǒng)計(jì)的口徑不盡一致。更加符合邏輯的儲(chǔ)蓄率概念應(yīng)該是邊際儲(chǔ)蓄率，對(duì)應(yīng)的消費(fèi)和儲(chǔ)蓄應(yīng)該是年度流量數(shù)據(jù)，而財(cái)富的變動(dòng)是一個(gè)從存量引發(fā)的概念，顯然這二者應(yīng)該是存在差異的。就固定資產(chǎn)投資而言，從流量的角度來講，當(dāng)年新增固定資產(chǎn)投資就是居民部門在有形資產(chǎn)上的儲(chǔ)蓄。但從存量的角度來講，扣除折舊后的固定資本形成才是儲(chǔ)蓄。因此，從存量角度，可能低估了邊際儲(chǔ)蓄。隨著通脹水平的提高，這一問題可能會(huì)愈發(fā)明顯。第二，財(cái)富統(tǒng)計(jì)不盡完全，忽略了金融市場(chǎng)的發(fā)展。在金融資產(chǎn)統(tǒng)計(jì)中，Modigliani和Cao（2004）僅統(tǒng)計(jì)了國(guó)債的發(fā)行情況。在20世紀(jì)80年代居民持有金融資產(chǎn)中國(guó)債比重較大的情況下，這樣處理問題不大。但隨著中國(guó)金融市場(chǎng)的發(fā)展，居民持有的金融資產(chǎn)中國(guó)債比重在逐漸下降，這種簡(jiǎn)單的處理就過于粗放。2010年，居民持有的金融資產(chǎn)中國(guó)債的比重已經(jīng)由1996年的69.36%下降至0.63%[4]。這表明，對(duì)于Modigliani和Cao（2004）估算的數(shù)據(jù)，至少?gòu)?0世紀(jì)90年代開始就需要重估。

為了獲得更長(zhǎng)時(shí)間序列的數(shù)據(jù)，匹配人口結(jié)構(gòu)的緩慢變動(dòng)，本文采用第二種方法估計(jì)中國(guó)儲(chǔ)蓄率。對(duì)于1992年以前的數(shù)據(jù)，由于居民國(guó)債持有比重較大，因此直接利用Modigliani和Cao（2004）的數(shù)據(jù)。對(duì)于1993年以后的數(shù)據(jù)，本文直接采用歷年《中國(guó)資金流量表》中“凈金融投資”作為無形資產(chǎn)投資的代理變量。這一做法有兩個(gè)顯著的優(yōu)勢(shì)：第一，對(duì)居民部門的金融資產(chǎn)投資做出了細(xì)致的劃分，涵蓋通貨、銀行存款、國(guó)債、股票投資和保險(xiǎn)準(zhǔn)備金等，修正了Modigliani和Cao（2004）在無形資產(chǎn)統(tǒng)計(jì)中的不足。第二，流量概念與支出法中的最終消費(fèi)是同一口徑，避免了Modigliani和Cao（2004）估計(jì)儲(chǔ)蓄率時(shí)流量與存量并用的缺陷。具體而言：

圖1 1953—2011年中國(guó)居民部門邊際儲(chǔ)蓄率

居民儲(chǔ)蓄=無形資產(chǎn)增量+有形資產(chǎn)增量=凈金融投資+個(gè)人固定資產(chǎn)投資

其中，個(gè)人固定資產(chǎn)投資取各年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》[5]中“固定資產(chǎn)投資（按經(jīng)濟(jì)類型劃分）”。消費(fèi)數(shù)據(jù)來自歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》中支出法項(xiàng)下居民消費(fèi)數(shù)據(jù)。加總儲(chǔ)蓄和消費(fèi)得到居民可支配收入，隨即可以計(jì)算居民儲(chǔ)蓄率。

為了考察人口結(jié)構(gòu)變動(dòng)，我們還區(qū)分了幼齡人口（0-14周歲以下）和老齡人口(65周歲以上)撫養(yǎng)比對(duì)于儲(chǔ)蓄率的影響。關(guān)于老齡人口：1987—2006年數(shù)據(jù)采用歷年《中國(guó)人口統(tǒng)計(jì)年鑒》中的人口抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)；1978—1986年中除1982年采用第三次人口普查數(shù)據(jù)，其他年度數(shù)據(jù)通過logistic函數(shù)估計(jì)[6]，以1985年和1987年老齡人口數(shù)據(jù)進(jìn)行驗(yàn)證的結(jié)果表明，誤差不超過6%，因此直接采用估算值。對(duì)于幼齡人口，1978—2000年數(shù)據(jù)仍沿用MC的估算值，2001—2006數(shù)值則采用歷年《中國(guó)人口統(tǒng)計(jì)年鑒》和國(guó)家統(tǒng)計(jì)局發(fā)布的人口抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)。

我們比較了1992—1999年本文估計(jì)的儲(chǔ)蓄率和Modigliani和Cao（2004）估計(jì)的儲(chǔ)蓄，除1992年、1997年和1998年本文估計(jì)的儲(chǔ)蓄率高于Modigliani和Cao（2004）之外，其余年度本文的估計(jì)數(shù)據(jù)要小一些。由于本文認(rèn)為后者低估了金融投資的總額，而居民消費(fèi)處于相同的口徑，因此這種差異似乎超出本文的預(yù)期。仔細(xì)的研究發(fā)現(xiàn)，問題出現(xiàn)在居民消費(fèi)數(shù)據(jù)上。在本文使用的《2013年中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》中，1992—2000年的居民消費(fèi)數(shù)據(jù)比此前公布的數(shù)據(jù)出現(xiàn)了較大幅度的上調(diào)，因此本文計(jì)算的儲(chǔ)蓄率數(shù)值要低一些。盡管如此，本文估計(jì)的儲(chǔ)蓄率數(shù)據(jù)反映的趨勢(shì)是大致相同的。我們看到2000年以來，中國(guó)居民部門邊際儲(chǔ)蓄率總體處于持續(xù)的攀升狀態(tài)中，2008年之后雖然略有回落，但仍然維持在大約40%～44%的高位。

我們對(duì)比人均實(shí)際收入增長(zhǎng)率與儲(chǔ)蓄率的關(guān)系。定義5年平均增長(zhǎng)率為長(zhǎng)期人均實(shí)際收入增長(zhǎng)率。如圖2所示，儲(chǔ)蓄率與長(zhǎng)期人均實(shí)際收入增長(zhǎng)率呈現(xiàn)一定的正相關(guān)關(guān)系，同期相關(guān)系數(shù)為0.83。

圖2 邊際儲(chǔ)蓄率與長(zhǎng)期人均實(shí)際收入增長(zhǎng)率

我們進(jìn)一步對(duì)比儲(chǔ)蓄率與幼齡人口撫養(yǎng)比的關(guān)系。如圖3所示，儲(chǔ)蓄率與幼齡人口撫養(yǎng)比呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。儲(chǔ)蓄率與幼齡人口撫養(yǎng)比之間的同期相關(guān)系數(shù)為-0.96。

圖3 邊際儲(chǔ)蓄率與幼齡人口撫養(yǎng)比

三、實(shí)證檢驗(yàn)

本文利用E-G兩步法實(shí)證檢驗(yàn)儲(chǔ)蓄率s、幼齡人口撫養(yǎng)比em、長(zhǎng)期人均實(shí)際收入增長(zhǎng)率lgr之間的關(guān)系。

（一）平穩(wěn)性檢驗(yàn)

E-G兩步法要求各分量同階單整。本文利用ADF檢驗(yàn)各分量的平穩(wěn)性。數(shù)據(jù)區(qū)間為1954年全口徑數(shù)據(jù)。

平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果顯示:s、em、lgr都是非平穩(wěn)時(shí)間序列，但差分之后為平穩(wěn)時(shí)間序列?？梢赃M(jìn)一步檢驗(yàn)s、em和lgr的協(xié)整關(guān)系。

s P值D(lgr) 0.001 0.98 em 0.991 lgr 0.142 D(s) 0.000 D(em) 0.003

（二）協(xié)整檢驗(yàn)

本文利用E-G兩步法檢驗(yàn)s、em和lgr的協(xié)整關(guān)系，構(gòu)建如下回歸方程：

回歸結(jié)果顯示：

（三）ECM模型

我們進(jìn)一步利用ECM模型檢驗(yàn)em和lgr對(duì)邊際儲(chǔ)蓄率s的短期影響[7]。令ecmt=μt,本文估計(jì)的ECM方程如下：回歸結(jié)果如下：

誤差糾正項(xiàng)系數(shù)為-0.338，符合預(yù)期，表明短期波動(dòng)偏離長(zhǎng)期均衡時(shí)，將以33.8%的力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文利用1979—2011年的數(shù)據(jù)檢驗(yàn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。1979年以來，由于人口撫養(yǎng)比降低以及長(zhǎng)期人均實(shí)際收入增長(zhǎng)率提高，中國(guó)儲(chǔ)蓄率從大約10%的水平上升到40%以上。為考察人口老齡化的影響，穩(wěn)健性檢驗(yàn)中納入老齡人口撫養(yǎng)比ER。

平穩(wěn)性檢驗(yàn)顯示s、em、er、lgr均為單整時(shí)間序列。進(jìn)一步利用E-G兩步檢驗(yàn)邊際儲(chǔ)蓄率與相關(guān)變量之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系。估計(jì)結(jié)果顯示，可以在10%的顯著性水平上拒絕回歸殘差存在單位根的假設(shè)，即邊際儲(chǔ)蓄率s與相關(guān)變量之間仍存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。不過相對(duì)于1953年全樣本數(shù)據(jù)，新的回歸中幼齡人口撫養(yǎng)比系數(shù)上升至-0.46，長(zhǎng)期人均實(shí)際收入增長(zhǎng)率上升至1.00，并且兩個(gè)回歸系數(shù)都在1%的顯著性水平上顯著不為0，符合LCH的推斷。老齡人口撫養(yǎng)比的回歸系數(shù)為-0.1，盡管符合預(yù)期，但P值為0.82，不能拒絕其為0的假設(shè)，表明人口老齡化對(duì)居民部門邊際儲(chǔ)蓄率的影響尚不明確。這與王剛（2006）的調(diào)查數(shù)據(jù)是一致的，老齡人口仍具有較高的儲(chǔ)蓄率。

四、結(jié)論

中國(guó)的高儲(chǔ)蓄率是一個(gè)重要的經(jīng)濟(jì)學(xué)命題。本文的檢驗(yàn)結(jié)果表明：LCH可以解釋中國(guó)居民部門邊際儲(chǔ)蓄率的長(zhǎng)期變動(dòng)。1953年以來的全樣本數(shù)據(jù)顯示，儲(chǔ)蓄率s與幼齡人口撫養(yǎng)比em和長(zhǎng)期人均實(shí)際收入增長(zhǎng)率lgr之間存在協(xié)整關(guān)系。其他條件不變，幼齡人口撫養(yǎng)比每提高1個(gè)百分點(diǎn)，中國(guó)居民部門邊際儲(chǔ)蓄率將降低0.395個(gè)百分點(diǎn)；長(zhǎng)期人均實(shí)際收入增長(zhǎng)率每提高1個(gè)百分點(diǎn)，中國(guó)居民部門邊際儲(chǔ)蓄率將提高0.65個(gè)百分點(diǎn)。ECM模型顯示，當(dāng)短期波動(dòng)偏離長(zhǎng)期均衡時(shí)，將以-33.8%的力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。本文利用1979年以后的數(shù)據(jù)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，并在回歸中納入了老齡人口撫養(yǎng)比er。回歸結(jié)果顯示，協(xié)整關(guān)系仍然存在，幼齡人口撫養(yǎng)比系數(shù)上升至-0.46，長(zhǎng)期人均實(shí)際收入增長(zhǎng)率上升至1.00。老齡人口撫養(yǎng)比的回歸系數(shù)為-0.1，盡管符合預(yù)期，但不能拒絕其為0的假設(shè)，表明人口老齡化對(duì)居民部門邊際儲(chǔ)蓄率的影響尚不明確。這與部分微觀調(diào)查的數(shù)據(jù)是一致的，表明老齡人口仍具有較高的邊際儲(chǔ)蓄傾向。

依據(jù)LCH理論及上述檢驗(yàn)結(jié)論，可以判斷中國(guó)居民部門的高儲(chǔ)蓄率不會(huì)持續(xù)下去。隨著總?cè)丝趽狃B(yǎng)比上升、潛在經(jīng)濟(jì)增速下滑以及市場(chǎng)化程度進(jìn)一步提升，中國(guó)居民部門邊際儲(chǔ)蓄率的下降幾乎是必然的。日本1990年之后儲(chǔ)蓄率從大約18%下降至4%以下，這提供了生動(dòng)的先例。

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[4]高培勇.國(guó)債運(yùn)行機(jī)制研究[M].北京：商務(wù)印書館，1995：352.

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（責(zé)任編輯：張艷峰）

1003-4625（2014）05-0061-05

F832.22

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2014-03-11

李林燕（1981-），女，重慶梁平人，在職研究生，研究方向：宏觀經(jīng)濟(jì)。