“中國儲蓄率之謎”的再探討

江 春 馮絲卉

（武漢大學(xué)經(jīng)濟與管理學(xué)院，湖北 武漢 430072）

一、引言

早在2000年，克雷（Kraay）就發(fā)現(xiàn)，中國的儲蓄率遠遠高于其他國家（無論是發(fā)展中國家還是發(fā)達國家，只有較少幾個國家的儲蓄率與中國接近）。也許有人會將中國的高儲蓄率歸于中國近年來的經(jīng)濟高增長，但莫迪里亞尼和曹（Modigliani和Cao，2004）發(fā)現(xiàn)中國在20世紀90年代的儲蓄率遠遠高于其他發(fā)達國家在20世紀60、70年代高增長時期的儲蓄率。由此，莫迪里亞尼和曹（2004）提出了一個新的概念——中國儲蓄率之謎。自此之后，中國的高儲蓄率問題引起了越來越多國內(nèi)外學(xué)者的關(guān)注。

莫迪里亞尼和曹（2004）對中國1953—2000年的儲蓄率進行研究，發(fā)現(xiàn)1970年時中國的儲蓄率尚為2.02%，1978年后顯著提升，到1994年到達最高點33.75%，然后緩慢下降，但到2000年時仍維持了23.55%的高水平，他們稱這一現(xiàn)象為“中國儲蓄率之謎”。通過對時間序列數(shù)據(jù)的OLS估計，他們發(fā)現(xiàn)長期收入增長率、人口撫養(yǎng)率的倒數(shù)、收入對長期收入增長率的偏差、通脹率均對家庭儲蓄率有正的且顯著的影響。堀岡和萬（Horioka和Wan，2006）使用1995—2004年的省際面板數(shù)據(jù)進行實證研究，發(fā)現(xiàn)家庭儲蓄率受到滯后儲蓄率、收入增長率、實際利率和通脹率的顯著影響。他們預(yù)測，在未來一段時期，中國的儲蓄率仍將維持在較高水平。

美國尼爾森公司（2010）針對中國儲蓄率進行的一項研究表明，不應(yīng)將中國的高儲蓄率歸因于中國人過于節(jié)儉；相反，他們認為，中國人在各個階段生活成本比較高，人們出于預(yù)防性儲蓄動機，維持了過高的儲蓄率。另外，他們認為信貸環(huán)境對中國高儲蓄率也有巨大影響。夏蒙和普拉薩德（Chamon和Prasad，2010）使用1990—2005年的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)對中國城鎮(zhèn)居民的儲蓄水平展開實證研究，發(fā)現(xiàn)收入增長率對儲蓄率具有正的且顯著的影響，但人口結(jié)構(gòu)變量、滯后消費增長率對儲蓄率的影響不顯著。納巴（Nabar，2011）著重研究了實際利率對中國家庭儲蓄率的影響。通過數(shù)據(jù)分析，他認為中國家庭的儲蓄決策建立在“目標儲蓄積累”的基礎(chǔ)之上；當真實利率下降（上升）時，一個家庭的現(xiàn)有儲蓄積累降到目標值以下（升到目標以上），于是這個家庭會增加（減少）儲蓄率來達到目標值。通過使用GMM方法對1996—2009年的省際面板數(shù)據(jù)進行實證研究，發(fā)現(xiàn)真實利率對儲蓄率具有負的且顯著的影響，并且在模型中加入人口結(jié)構(gòu)變量、預(yù)防性動機變量后，這一結(jié)論依然成立。趙等（Chao等，2011）發(fā)展了夏蒙和普拉薩德的模型，建立了一個包含等變量的結(jié)構(gòu)模型。他們使用1975—2005年的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)收入增長率、生育率、預(yù)期壽命對儲蓄率具有顯著影響，但這些變量至多只能解釋35%的中國儲蓄率增長；在模型中加入為子女購買住房的因素之后，還是不能完全解釋20世紀80年代的高儲蓄率增長。他們提出，模型不能解釋的部分可能要歸因于預(yù)防性儲蓄動機。

國內(nèi)學(xué)者則主要從制度、不確定性、收入等方面探究中國儲蓄率的影響因素，而這些理論基本上都是以生命周期理論為基本框架。

宋錚（1999）比較早地發(fā)現(xiàn)，收入的不確定性對于家庭儲蓄有影響。他用標準差代表收入不確定性，發(fā)現(xiàn)收入的標準差與家庭儲蓄存在正相關(guān)關(guān)系。但施建準和朱海婷（2004）認為，雖然存在這種關(guān)系，但并不十分顯著。齊天翔（2000）的研究主要關(guān)注不確定性對居民儲蓄的影響，提出了“倒U型假說”：不確定性出現(xiàn)時，理性人會正確預(yù)期到這一點，不會因為不確定性存在而降低基本消費水平；但由于風險厭惡，他會增加儲蓄以預(yù)防不確定性帶來的損傷；當不確定性過大時，他寧可增加當期消費也不冒險儲蓄。作者對這一假說提供了數(shù)學(xué)說明和經(jīng)驗論證，但沒有進行計量實證分析。汪偉（2008）使用GMM方法對1995—2005年省際動態(tài)面板數(shù)據(jù)展開研究，分別考慮了城鎮(zhèn)和農(nóng)村的情況。實證結(jié)果表明，收入增長率是儲蓄率的首要影響因素；滯后儲蓄率對于城鎮(zhèn)樣本和農(nóng)村樣本均顯著，居民儲蓄表現(xiàn)出很強的慣性；利率對儲蓄率的影響不大；少兒負擔系數(shù)和老年負擔系數(shù)對城鎮(zhèn)和農(nóng)村樣本均顯著，但老年負擔系數(shù)的影響更大。

還有一些學(xué)者通過構(gòu)建數(shù)學(xué)模型，利用數(shù)理分析的方法探究中國儲蓄率之謎。袁志剛、宋錚（2000）構(gòu)建了一個反映中國養(yǎng)老保險制度的兩期疊代模型，并由此得出了最優(yōu)儲蓄率方程；通過數(shù)值模擬，他們發(fā)現(xiàn)人口年齡結(jié)構(gòu)的變動對最優(yōu)儲蓄率的影響很顯著。陳利平（2005）以消費攀比為出發(fā)點，通過數(shù)學(xué)模型說明了高攀比程度會提高未來消費的邊際效用，降低現(xiàn)時消費，提高現(xiàn)時儲蓄率，從而提高經(jīng)濟增長率。王弟海、龔六堂（2007）從微觀經(jīng)濟學(xué)基礎(chǔ)出發(fā)，通過一個消費者優(yōu)化模型推導(dǎo)出增長經(jīng)濟中的儲蓄率的決定方程，并根據(jù)該方程估計了中國、美國等的儲蓄率，認為導(dǎo)致各國儲蓄率差異的主要原因在于經(jīng)濟增長率和資本產(chǎn)出彈性的不同。

總之，現(xiàn)有文獻從不同角度、運用不同方法對“中國儲蓄率之謎”問題進行了深入探究，也為后續(xù)研究奠定了良好的基礎(chǔ)，但現(xiàn)有研究也有以下幾點不足：（1）多數(shù)學(xué)者運用計量分析進行研究，并未在理論上給出充分依據(jù)。多數(shù)研究僅僅局限于在模型中不斷加入變量，并運用計量方法進行檢驗，但并未在理論上給出其合理解釋，也沒有經(jīng)過嚴密的數(shù)理推導(dǎo)。（2）部分學(xué)者運用數(shù)理模型探究中國儲蓄率的影響因素，但其模型假設(shè)過于寬泛，所設(shè)定的情況也與實際情況有一定差距。在現(xiàn)有的一些研究中，模型并未考慮人們在老年的死亡概率、家庭中孩子數(shù)量會對每個孩子的成長“質(zhì)量”產(chǎn)生影響等因素。（3）數(shù)據(jù)過于陳舊。現(xiàn)有研究的數(shù)據(jù)基本上都是采用2008年以前的數(shù)據(jù)，并未補充近幾年的數(shù)據(jù)，這對進一步了解我國儲蓄率現(xiàn)狀和開展下一步研究都十分不利。而本文正是基于改進以上三點不足進行研究，對歐利希（Ehrlich，1991），劉永平、陸銘（2008）等人的模型進行改進，構(gòu)建了一個兩期的交疊世代模型，模型中考慮了老年死亡概率等現(xiàn)實因素，通過模型的推導(dǎo)，求出了影響儲蓄率的因素。本文又運用面板VAR模型進行計量檢驗，得出影響中國家庭儲蓄率的因素。本文又運用面板VAR模型進行計量檢驗，得出影響中國家庭儲蓄率的因素。

二、模型設(shè)定

本文所采用的模型是一個兩期的交疊世代模型，在歐利希（Ehrlich，1991）的模型基礎(chǔ)上進行擴展，并對劉永平、陸銘（2008）的模型進行改進。模型的基本假設(shè)是：

（1）社會中所有的人都是同質(zhì)的，社會總和即為單個個體的簡單加總。

（2）社會中只存在一種商品，這種商品既能用來消費，又能用來儲蓄。

（3）人的一生分為3個階段，分別為：少年時期、中年時期、老年時期。人在少年時期不創(chuàng)造財富，接受教育進行人力資本儲存；在中年時期開始工作，養(yǎng)育子代、供養(yǎng)父代，同時進行儲蓄以備老年消費；在老年時期不產(chǎn)生收入，消費的主要來源為子代的贍養(yǎng)和中年時期的儲蓄。

（4）人在少年時期和中年時期死亡的概率為零，但在老年時期死亡的概率不為零。如果代表性行為人在老年時期死亡了，那么其中年時期的儲蓄被看作是遺產(chǎn)傳給子代，每個子女平均地獲得遺產(chǎn)。當然，如果父代在老年時期沒有死亡，那么每個子女也將付出相等的時間照顧父代。

（5）代表性行為人是自利的，每個個體具有對數(shù)效用函數(shù)，其追求一生效用最大化。

（6）市場是完全競爭的。

（一）代表性行為人的決策

在t-1期，代表性行為人還處于少年階段，在這個階段，他不能創(chuàng)造財富，也沒有收入。他主要接受教育，提高其人力資本存量。代表性行為人的人力資本存量ht，不僅受其父代對他的教育投入at-1的影響，還受其父代人力資本存量ht-1和家里小孩數(shù)量nt-1的影響。父代的人力資本存量越高、對子代的教育投入越大，子代的人力資本存量越多；家里小孩越多，父代對每個小孩的關(guān)注自然下降，在教育上對其也越放松，其人力資本呈指數(shù)遞減。所以，代表性行為人的人力資本存量滿足：

在t期，代表性行為人進入中年階段。他生育子女，令其能工作的時間為1，假設(shè)需要花費b個時間對每個小孩進行照顧。同時代表性行為人還要贍養(yǎng)父母，假設(shè)人在老年時期死亡的概率為1-p，則代表性行為人要花費的時間照顧父母。故代表性行為人能夠用來勞動的時間lt為：

代表性行為人獲得的收入不僅受其本身勞動時間和資本存量的影響，還受當時的工資率wt影響。所以代表性行為人的收入為：

每個代表性行為人在中年時期還要拿出自己的一部分收入用來贍養(yǎng)老人，假設(shè)比例為m。除了養(yǎng)育兒女和贍養(yǎng)老人之外，成年人還要進行儲蓄以應(yīng)對老年時期的消費，假設(shè)儲蓄率為st。當代表性行為人在老年死亡時，其中年時期的儲蓄就被當作遺產(chǎn)平均地分給子女。

那么在t期，代表性行為人的消費為收入減去儲蓄、減去撫養(yǎng)子代支出、減去贍養(yǎng)老人支出、加上獲得的遺產(chǎn)，表示為：

在t+1期，代表性行為人步入老年時期，其消費的來源主要是年輕時的儲蓄和子女的贍養(yǎng)。所以其老年時的消費oct+1表示為：

代表性行為人一生的總效用即為當期消費的效用加上老年時期消費效用的貼現(xiàn)。假設(shè)代表性行為人是自利的，其追求一生效用最大化，那么代表性行為人的目標就是使式（6）最大。

U=lnct+pα lnoct+1（6）

（二）代表性企業(yè)的決策

企業(yè)的產(chǎn)量受資本、勞動、技術(shù)等因素的影響，其生產(chǎn)函數(shù)滿足柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)。Y代表企業(yè)的產(chǎn)量，D代表技術(shù)水平，K代表當期資本存量。由于我們假定人的一生分為3個階段，那么每個階段的年限大約在30年左右，所以假設(shè)資本在當期全部折舊。l代表企業(yè)對每個個體勞動時間的需求，h代表勞動者的人力資本存量，L代表勞動者數(shù)量。其中L滿足：

由于市場是完全競爭的，所以勞動者的工資率等于邊際勞動的貢獻率，資本租金率等于邊際資本的貢獻率。

K代表總資本存量，L代表總?cè)丝跀?shù)，那么人均資本存量k表示為：

（三）市場出清

在勞動市場上，勞動的供給等于市場需求。

在商品市場上，商品的總供給等于商品的總需求，也就是說總產(chǎn)出等于總消費。在t期，少年、中年、老年3個階段的人口的消費加上中年的儲蓄等于勞動收入與資本收入的和。

由于代表性行為人追求一生效用最大化，所以該問題即為在式（1）—（12）的條件下求式（13）的最優(yōu)解。

（四）模型求解與分析

將式（13）分別對儲蓄率st、教育投入at、家庭子女數(shù)nt求一階條件，并在式（1）—（12）條件下可推導(dǎo)得：

通過式（14）我們可以得到如下假設(shè)：

假設(shè)1：隨著子女個數(shù)的增加，家庭儲蓄率會增加。

假設(shè)2：隨著教育成本的增加，儲蓄率會增加。

假設(shè)3：隨著工資的增加，家庭儲蓄率會下降。但隨著工資增長率的增加，家庭儲蓄率會作何反應(yīng)，仍有待實證證明。

假設(shè)4：隨著人均資本存量的增加，家庭儲蓄率會增加。

四、實證分析

（一）模型的設(shè)定及數(shù)據(jù)說明

根據(jù)第三部分推導(dǎo)出的模型，并且考慮到數(shù)據(jù)的相關(guān)特征，本文將模型設(shè)計如下：

其中s代表家庭儲蓄率，n代表家庭中子女的數(shù)量，a代表教育成本，w代表人均工資，k代表人均資本存量。

我們選取2004—2011年間省際面板數(shù)據(jù)進行研究，所有數(shù)據(jù)都來自2005—2012年《中國統(tǒng)計年鑒》，表1是各變量的描述性統(tǒng)計。

（二）單位根檢驗

由于本文所使用的是面板數(shù)據(jù)，所以要對數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗。萊文、林、楚（Levin、Lin、Chu，2002）提出了面板單位根檢驗（即LLC檢驗），其具體做法是從因變量中剔除確定項與自相關(guān)的影響，并將它們標準化，構(gòu)成代理變量。用Stata軟件對數(shù)據(jù)進行單位根檢驗。

從表2中可以看出，變量均是平穩(wěn)的，不存在單位根。

（三）面板VAR模型的構(gòu)建與脈沖分析

表1：各變量的描述性統(tǒng)計

表2：面板單位根檢驗結(jié)果

我們選取數(shù)據(jù)的時間段為2004—2011年，由于時間跨度過短，所以我們加入各省的橫截面數(shù)據(jù)，組成省際面板數(shù)據(jù)。因此，在本文中我們構(gòu)建了一個面板向量自回歸模型（PVAR模型）。面板VAR模型集合了面板數(shù)據(jù)和VAR模型的優(yōu)點，既增加了自由度，又縮短了對時間跨度的要求。

在面板數(shù)據(jù)中，往往會存在固定效應(yīng)，所以在估計之前要先剔除固定效應(yīng)。我們一般采用差分的方法除去固定效應(yīng)，但在VAR模型中固定效應(yīng)往往與回歸元素相關(guān)，如果用差分的方法可能造成參數(shù)估計有偏。阿雷拉諾等（Arellano等，1995）提出了“向前均值差分法”（即helmert過程）。這里我們采用這一方法，令每一觀測值減去未來所有觀測值的均值，再用GMM方法估計。我們用Stata軟件完成這一過程。

從表3中我們可以看出，儲蓄率有滯后效應(yīng)，即上一期的儲蓄率會對本期的儲蓄率有一個正向的影響。家庭中子女越多，家庭中儲蓄率會越大，這可能是由于家庭中子女多，需要更多儲蓄以應(yīng)對未來的支出。教育成本增加，會導(dǎo)致家庭支出增加，儲蓄率減少。家庭中工資增長率增加也會導(dǎo)致儲蓄率增加，而人均資本增長率增加則會導(dǎo)致相反的結(jié)果，這可能是人們擁有的財產(chǎn)變多了，不需要過多儲蓄的緣故。

表3：面板VAR模型的估計結(jié)果

表4：面板VAR殘差的相關(guān)矩陣

我們對殘差進行檢驗以保證模型的適用性，從表4中可以看出，在5%的顯著性水平下，序列不存在自相關(guān)，而且不存在異方差。這說明調(diào)整后的面板VAR模型設(shè)計合理，通過了穩(wěn)健性檢驗。

從圖1中我們可以看出，儲蓄率具有滯后效應(yīng)，前一期儲蓄率會對下一期儲蓄率產(chǎn)生正向影響，并且這種影響隨著時間的增加逐漸減弱。家庭子女數(shù)增加會給儲蓄率帶來正向的沖擊，并且這個沖擊在其后的第一期影響最大，隨著時間推移影響逐漸減弱。當教育成本增加時，由于家庭支出增加了，儲蓄率也會降低。當人們的工資增長率增加時，人們的消費還會跟上一時段保持一致，所以其儲蓄率增加。人均資本增長率雖然會對儲蓄率產(chǎn)生負向影響，但影響并不顯著。

近年來，我國工資的增長率保持在12%左右，所以未來工資增長率有大幅提高的可能性比較低。雖然我國目前已放開“單獨二孩”政策，但由于該政策處于試運行階段，加之目前養(yǎng)育孩子的成本較高，所以短時間內(nèi)我國人口不會大幅增長。我國目前正逐漸向人口老齡化國家轉(zhuǎn)變，家庭負擔的贍養(yǎng)老人的壓力也在不斷加大。這些因素都會對我國家庭儲蓄率的降低造成影響。依據(jù)本文的理論及實證模型的分析，我國未來家庭儲蓄率下降的可能性較大。

五、結(jié)論

本文構(gòu)建了一個生命周期模型，將人的一生分為3個階段：少年階段、中年階段和老年階段。在少年階段，人們不能勞動獲取收入，而是進行人力資本積累；在中年階段，人們獲得收入，同時要撫養(yǎng)兒女、贍養(yǎng)老人，當期收入除去當期消費構(gòu)成儲蓄；老年階段，人們依靠年輕時的儲蓄和兒女的贍養(yǎng)進行消費。模型刻畫了代表性行為人和代表性廠商的最優(yōu)決策，并利用市場出清達到市場均衡。通過模型的推導(dǎo)和求解，得出了儲蓄率的影響因素。為了驗證理論分析的結(jié)果，本文運用2004—2011年各省的面板數(shù)據(jù)構(gòu)建了面板VAR模型，并給出了脈沖響應(yīng)分析圖。

圖1：儲蓄率對各種沖擊的脈沖響應(yīng)圖

我們認為當下中國儲蓄率過高與中國長久以來的儲蓄習(xí)慣有關(guān)，前一期的儲蓄率會對本期儲蓄率產(chǎn)生正向影響。另外，家庭中子女數(shù)越多，意味著未來需要的花銷就越大，其儲蓄率越高。但考慮到中國目前實行“計劃生育”政策，多數(shù)家庭只有一個孩子，人口結(jié)構(gòu)的調(diào)整還會涉及眾多社會問題，以調(diào)整人口結(jié)構(gòu)來調(diào)整儲蓄率可行性不大，所以要想調(diào)整儲蓄率還得依靠其他變量的調(diào)整。此外，一個家庭的儲蓄率還跟教育成本呈負相關(guān)關(guān)系。名義工資增長率對儲蓄率有正向效應(yīng)，我國名義工資增長率的增加在很大程度上是由通貨膨脹率上升導(dǎo)致的，因此要降低中國儲蓄率就要降低我國通貨膨脹率。另外，根據(jù)我國目前的情況與趨勢，中國家庭儲蓄率在未來有可能下降。

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