陳冠寧
(暨南大學 經濟學院,廣東 廣州 510632)
居民儲蓄行為的再解釋:一個統一的分析框架
陳冠寧
(暨南大學 經濟學院,廣東 廣州 510632)
本文首先從中國居民的消費和收入水平的時間變化趨勢入手,運用有關的消費理論,對各個時期所表現出來的現象作了一些探索性的解釋。結果發現,只要結合各時期中國經濟社會政策實際,其實這些消費行為可以在生命周期持久收入假說一個框架下作出解釋,也就是說中國居民的消費行為表現出來一致性,并且得到了實證上的支持。在當前世界金融危機和經濟增長出現低迷的關鍵時期,要幫助中國經濟筑底回升,一項最有效的措施是拉動內需,這就需要制定穩定居民收入的一些政策措施。
儲蓄行為;凱恩斯消費理論;生命周期持久消費理論
改革開放30多年來,我國經濟展現出持續高增長的勢頭,成為引領世界經濟增長的火車頭。進入2008年,美國經濟出現疲軟,許多人預言美國經濟已經步入衰退周期。在即將進入2012年之際,世界經濟再次跌入低谷。中國經濟高速增長,在很大程度上是由外需拉動的,人們不禁要問,美國經濟衰退是否會導致中國出口大幅下降,并最終影響到中國的經濟增長。事實上,近年來我國一直在運用各種宏觀經濟政策工具,啟動和拉動內需,擺脫“三高”(高儲蓄、高投資和高出口)問題的困擾。由此,認識和理解居民的儲蓄行為,將為制定和實施有效的拉動內需政策提供依據。
圖1是1953~2009年我國居民家庭儲蓄率和人均收入水平 (折合為1953年物價水平)。我們可以看到以下幾個特征:一是,從1953年到1978年,人均收入水平低速增長的同時,居民家庭儲蓄率由7.26%下降到4.75%;二是,從1978~ 1994年,人均收入水平和居民家庭儲蓄率都表現出上升的趨勢,居民家庭儲蓄率由4.75%上升到33.75%;最后,從1994~ 2009年,在經濟高速增長的同時,居民家庭儲蓄率由33.75%快速下降到23.89%。居民家庭儲蓄率所表現出來的這種波動性,是否隱含著某中內在的、一致的邏輯關系,這將是本文研究的重點。

圖1 :1953~2009年我國居民家庭儲蓄率和人均收入水平(1953年價格)
在已有的研究中,李揚和殷劍峰(2005)從人口結構變化、工業化、城市化和市場化改革的綜合角度,分析了中國高儲蓄率以及與之相伴的高投資率等問題。王德文(2004)等從人口結構轉變的角度,分析了我國高儲蓄率的原因,結果表明,人均收入水平及其增長速度是決定儲蓄率高低的主要因素,人口結構轉變對儲蓄率也有顯著的影響。鄭長德(2007)運用面板數據模型研究了人口結構轉變對各地區儲蓄率的影響,分析表明,儲蓄率和少兒撫養比之間存在負相關關系,同老年撫養比之間存在正相關關系。Wei和Zhang(2010)認為傳統觀點不能充分解釋中國居民的高儲蓄率現象,發現男女性別比例失調(男多女少)是解釋高儲蓄率的重要因素(男性為尋找配偶而進行競爭性儲蓄)。可見,他們大多是從實證的角度探討影響儲蓄率的因素,并且使用的數據基本上是1978年后的數據。本文中,我們試圖在生命周期持久收入假說框架下,對各個時期的居民儲蓄行為做一個統一的解釋,并從實證的角度尋找支持。
居民家庭儲蓄行為同居民收入、消費、家庭結構、社會保障體系以及投資等因素密切相關,下面我們在回顧相關消費理論的基礎上,從理論和實證的角度,對我國居民家庭的儲蓄行為(圖1)作出解釋。
(一)凱恩斯消費理論與生命周期持久收入假說
消費理論主要經歷了凱恩斯主義消費理論和以生命周期持久假說為基礎的現代消費理論兩大階段。早期(大蕭條時期)凱恩斯的“經濟心理法則”模型認為,隨著人們收入水平的提高,消費呈現出邊際遞減的趨勢,并由個人消費函數直接推導出社會消費函數。第二次世界大戰之后,人們根據美國的經驗數據,推導出一個線性消費函數。研究發現美國消費函數呈線性的原因主要有:一是美國信用消費的興起,信用消費平滑了收入和消費之間的關系;二是美國社會福利制度比較健全,通過國家的收入再分配政策拉平了家庭個人在消費上的波動性。上述理論統稱為凱恩斯主義消費理論,成為當時解釋居民消費行為和儲蓄行為的主要工具。
人們為了明白驅動消費背后的原因,特別是希望理解消費與收入之間的動態聯系,經驗研究發現可支配收入與消費的變動并不是凱恩斯主義消費理論所預言的那樣,其動態聯系實際上是復雜的。于是在1950年代,莫迪利安尼和弗里德曼提出了生命周期——持久收入假說,他們基于社會上大多數人們選擇穩定生活方式的假定,將人們一生的消費與一生的收入聯系起來,即人們會在其一生中平均地分配其一生的資源,其含義在于:(1)在一個既定的時期,個人消費不是由該期收入決定,而是由整個一生的收入決定;(2)持久收入的邊際消費傾向(MPC)很大,而暫時性收入的邊際消費傾向(MPC)較小,或說暫時性收入對消費的影響小,對儲蓄的影響大;(3)個人可以利用儲蓄或借款來平滑消費路徑;(4)儲蓄是未來的消費。可見,生命周期——持久收入假說是從微觀主體的決策行為來解釋儲蓄和消費行為的。
(二)對我國家庭儲蓄行為的理論解釋
下面我們試圖運用上述相關理論,綜合各個時期中國實際政策情況,作一些探索性的解釋。
1.對1953~1978年家庭儲蓄行為的解釋。從圖1我們看到,在居民收入水平上升的情況下,家庭儲蓄率呈現下降的趨勢。具體而言,1953~1978年的平均儲蓄率不到5%,說明這段時期家庭的積累相當少。與此同時,我們也看到整個國家的經濟增長水平是相當低的,平均增長率也在5%以下。這種現象可能的解釋有:第一,這一時期的生活水平普遍很低,人們的收入主要用于維持基本物質生活需要,還沒有足夠的資源用于積累;第二,當時中國實行的是“一大二公”的社會主義計劃經濟體制,社會上幾乎所有的財產屬于國家,個人勞動收入也幾乎公有。社會保障制度體系下的醫療、養老和教育也相當完善,個人前途的不確定性較少,國家安排著個人生老病死等幾乎所有的方面;第三,基于當時“養兒防老”,以及毛澤東“人多力量大”等思想的影響,1953~1975年中國的人口出生率保持在25%以上的高位水平。可以認為多生孩子成為生命周期儲蓄的一種替代。因此,我們認為,1953~1978年這段時期的儲蓄行為符合生命周期持久收入假說的理論解釋。因為在當時的特定社會經濟背景下,國家的社會福利效應和高人口出生效應超過了家庭個體的儲蓄效應。
2.對1978年至1994年家庭儲蓄行為的解釋。1978~ 1994年,中國居民家庭儲蓄率從1978年的4.75%快速上升到1994年的33.75%。同期,人均實際收入水平從132.58元上升到511.50元。表面上看,這種現象嚴重違背了凱恩斯主義的消費理論,似乎也不符合生命周期持久收入假說的理論預期,但是考慮到我國的實際情況,我們認為以下事實值得認真關注。一是1978~1994年正值我國推行計劃經濟體制向市場經濟體制轉軌的大變革時代,人們生活的不確定性急劇增加。這主要表現在:勞動就業制度的市場化變革,大批國有企業職工紛紛失業、下崗;養老制度的破解及其市場化、社會化重構;醫療保險制度的部分缺失與醫療服務價格的高速上漲;高等教育收費制度改革等等。所有這些都迫使人們為未來可能的消費而儲蓄。二是自20世紀70年代以來,面對越來越大的人口壓力,中國在逐步推行十分嚴格的計劃生育政策。從1978年之后,人口出生率下降到20%以下,接近于正常水平。在這種制度下,物質資產積累(儲蓄)便成為對生育孩子的一種重要替代。因而,我們認為這段時期的家庭儲蓄行為依然符合生命周期持久收入假說,當時的制度大變遷(市場化改革和計劃生育制度)成為高儲蓄率的主要動因。
3.對1994~2009年儲蓄行為的解釋。1994~2009年,在我國經濟繼續高速增長的背景下,家庭儲蓄率出現了令人滿意的下降,從1994年的33.75%下降到2009年的23.89%。這種現象似乎從凱恩斯主義的消費理論上可以找到注解。但是,我們認為用生命周期持久收入假說解釋更合理。這是因為:第一,從1994~2009年,我國股票、證券市場逐步成熟,人們的投資渠道呈現出多元化趨勢,因而居民一部分收入進入了股票、證券市場,抵消了部分收入儲蓄效應;第二,我國信用消費制度也在這段時期得以構建和發展,消除了一部分居民的流動性約束,促使居民消費上漲,拉平了儲蓄行為;第三,在此期間,政府出臺了一系列鼓勵消費的其它政策措施,如農村電網改造,都在刺激居民消費。當然,收入水平上漲到一定程度之后,居民消費升級便成為拉動消費的另一動力。
總之,我們認為可以在生命周期持久收入假說的框架下,對1953~2009年中國居民的儲蓄(消費)行為作出一致性的解釋,而凱恩斯主義的消費理論并不能得到有力支持。
(一)基本模型
Leff(1969,1971)利用1964年74個國家的截面數據實證分析影響國民儲蓄率的因素,結果發現人均收入水平、經濟增長速度、少兒撫養比和老人撫養比對儲蓄率有顯著影響。我們在Leff(1969)模型的基礎上,在模型中引入家庭投資變量-股市籌資額,建立如下回歸方程:

上式中,s表示家庭儲蓄率,由(家庭收入-家庭消費)/家庭收入計算得到;GDP表示人均GDP(1953年價格);Stock表示人均股市籌資額;CDR表示少兒撫養比,即0~14歲人口與15~64歲人口數量之比;ODR表示老人撫養比,即65歲以上人口與15~64歲人口數量之比;μ表示隨機誤差項。
(二)數據來源
數據來自國家統計局三次全國人口普查資料(1982、1990和2000),《中國統計年鑒》(1986~2010年各期)以及《新中國55年統計資料匯編》。上述方程的回歸結果見表1。
(三)模型估計與檢驗
1.平穩性檢驗
在對時間序列數據進行計量分析時,首先要對各變量進行平穩性檢驗,否則,直接對非平穩的時間序列進行回歸將導致謬誤回歸(spurious regression)現象。這里我們采用Augmented Dickey-Fuller(ADF)檢驗法對進行單位根檢驗(unit root tests),檢驗結果見表2。

表1 :變量的單位根檢驗
2.估計結果
我們用Stata10對模型進行估計,結果見表2。

表2 :居民家庭儲蓄率影響因素的回歸結果
由表2我們看到,各回歸系數都是顯著的。1953~2009年,GDP每上升一個百分點,居民家庭儲蓄率將上升1.56個百分點;1978~2009年GDP增長的儲蓄效應最強,1953~1978年最弱。1953~2009年,股票市值每上升一個百分點,居民家庭儲蓄率將下降0.16個百分點;1994~2009年股市的負儲蓄效應最強。1953~2009年,少兒撫養率每上升一個百分點,居民家庭儲蓄率將下降0.51個百分點;1953~1978年少兒撫養率的儲蓄效應為負,二者之間是一種替代關系,其他兩個時期為正。1953~2009年,老人撫養比每上升一個百分點,居民家庭儲蓄率將下降1.09個百分點。實證結果證明上述理論推測是正確的。
本文中,我們首先從中國居民的儲蓄和人均收入水平的時間變化趨勢入手,用凱恩斯主義的消費理論和生命周期持久收入假說,對各個時期所表現出來的不同現象作出了一些探索性的解釋。我們認為,只要結合各個時期中國經濟社會政策實際,即社會福利制度、計劃生育政策、改革開放政策以及其他一些市場化改革制度,可以發現其實這些儲蓄行為可以在生命周期持久收入假說一個框架下作出解釋,也就是說中國居民的消費行為表現了一致性或者說是理性的,并且這些理論推測得到了實證檢驗的支持。
在當前世界金融危機和經濟增長出現低迷的關鍵時期,要幫助中國經濟筑底回升,一項最有效的措施是拉動內需,降低居民的儲蓄水平。本文中,我們已經證明中國居民家庭的儲蓄行為符合生命周期持久收入假說,為此,要刺激內需,就需要制定穩定居民收入預期的一些政策措施。
[1]王德文,蔡昉,張學輝.人口轉變的儲蓄效應和增長效應——論中國增長可持續的人口因素[J].人口研究,2004,(5):24-36.
[2]鄭長德.中國各地區人口結構與儲蓄關系的實證研究[J].人口與經濟,2007,(6):12-19.
[3]李揚,殷劍峰.中國高儲蓄率問題探究——1992-2003年中國資金流量表的分析[J].經濟研究,2007,(6):73-83.
[4]Aziz,Jahangir,Li Cui.Explaining China’s Low Consumption:The Neglected Role of Household Income[R].2007,IMF working paper 07/181.
[5]Bayoumi,Tam,Hui Tong,Shang-Jin Wei.The Chinese Corporate Savings Puzzle:A Little International Comparison Can Go a Long Way[R].2009,Unpublished working paper,IMF and Columbia University.
[6]Carroll,Christopher D.,Overland,Jody R.,Weil,David N.Saving and Growth with Habit Formation[R].2008,Working Paper No 95-42. Available at SSRN:http://ssrn.com/abstract=6836.
[7]Chamon,Marcos and Eswar Prasad.Why Are Saving Rates of Urban Households in China Rising?[J].American Economic Journal-Macroeconomics。2010,2(1):93-130.
[8]He,Xinhua,Yongfu Cao.Understanding High Saving Rate in China [J].China&World Economy,2007,15(1):1-13.
[9]Horioka,Charles Y.,Junmin Wan.The Determinants of Household Saving in China:A Dynamic Panel Analysis of Provincial Data[R]. 2006,NBER Working Paper No.12723.
[10]Shang-Jin Wei and Xiaobo Zhang.The Competitive Saving Motive:Evidence from Rising Sex Ratios and Savings Rates in China[R]. 2009,NBER Working Paper No.15093.