金融四十人论坛——中国金融中坚智库
主页 >学术交流 >密报 >公共财政与中国国民收入的高储蓄倾向
字体大小[] [] []
公共财政与中国国民收入的高储蓄倾向
中国金融四十人论坛成员 徐忠 [ 2011-07-19 ] 共有4条点评

  摘要:将国有企业从“企业部门”中分离出来,与“政府部门”合并为“公共部门”,其储蓄率称为“公共部门储蓄率”;并将非国有企业与居民合并为“私人部门”,其储蓄率称为“私人部门储蓄率”。据此提出的中国高储蓄率的公共财政假说认为:2000年以来中国储蓄率持续高涨,是由政府的赢利性动及其对公共财政职能产生的挤出效应推动的,并带来了公共支出的不足。结果,居民和非国有企业不得不增加预防性储蓄。利用我国1996—2006年30个省面板实证检验的结果验证了此假说。

一、引言

  中国的高储蓄率现象一直都是学界关注的焦点。2008年金融危机之后,我国出口急剧下降,给宏观经济带来巨大冲击,这个时候探究储蓄率不断攀升的根源,以及如何通过降低储蓄率来促进消费、扩大内需进而维持经济增长水平,显得迫在眉睫。

  根据中国人民银行课题组1999年的测算,[1] 中国1978年以来的国民储蓄比发达国家高十多个百分点;武剑计算的1978-1997年平均国内储蓄率为37.1%,在1993年之后更是稳定在40%左右;[2] Kraay指出,1978—1995年中国国民储蓄率为37%左右,而国外平均储蓄率只有近21%;[3] Kuijs发现,2003年中国的总储蓄率,比2002年美国、法国、日本和韩国分别高28.2%、21.8%、17%和11.5% [4]。任若恩、覃筱认为,中国与美国储蓄率高达30%左右的差距是由于对储蓄和收入的统计口径不同造成的。[5] 即便如此,经过一些可比性调整之后,中国1992—2001年的平均储蓄率仍高达22.69%,与美国同期平均储蓄率的差异虽没有其他文献估计的40%左右,却也达到15.87%。显然,中国储蓄率高是一个不争的事实。

  一些文献从经济增长、经济发展阶段、经济周期、收入分配、人口结构、制度因素以及不确定性引发的预防性储蓄动机等角度,探求造成中国与其他国家储蓄率差异的根源。

  第一种解释是基于传统储蓄理论的解释。凯恩斯理论认为,储蓄率的高低取决于可支配收入和边际储蓄倾向的大小,即 ,其中S为储蓄,s为边际储蓄倾向,Y为收入大小。而生命周期理论认为,如果可支配收入以相对稳定的速度增长,则储蓄率的高低由可支配收入增长的速度决定,即 , 其中 应该接近零, 大于零, 为可支配收入增长率, 为随机干扰项。Modigliani 和Cao利用1953—2000年的数据,验证了家庭储蓄率与经济增长率、人口负担系数和通货膨胀率正相关。[6] 陈利平认为,在引入理性消费攀比之后,由于当期消费和未来消费的边际效用同时提高,高储蓄可以导致高增长,高增长也可以导致高储蓄。[7] 王弟海和龚六堂证明,中国目前的高储蓄率主要由高经济增长率、高资本产出弹性、高主观贴现率以及短视性预期造成。[8]

  第二种是基于人口结构的解释。从人口年龄结构上来看,如果劳动力人口增长速度超过总人口增长速度,由于“人口红利”,当期工作人口比重上升导致总收入上升,进而提高储蓄率;[9] 同时由于我国养老保障体制还不完善,青年人口出于养老目的,将提高边际储蓄倾向、降低边际消费倾向,进而使得储蓄率上升。[10] Horioka和Wan在生命周期理论的基础上,利用1995—2004年的中国分省数据研究发现,中国的高储蓄率与年龄结构、特别是少儿抚养率,[11] 以及实际利率、过去的储蓄率高度相关。[12] 从人口的性别结构上来看,魏尚进和张小波利用1975—2005年数据发现,我国储蓄率变动与滞后二十年的性别比例变动趋势非常相似,省级数据的回归结果表明,性别比在解释储蓄率时高度显著,符号为正,而且农村数据回归系数显著大于城市数据的回归系数。[13]

  第三种是基于制度因素的解释,特别是在制度变迁过程中,人们的预防性动机往往会带来较高的储蓄率。大多数学者认为,社会保障制度、养老保险、医疗保险和失业保险制度的建立,能够降低未来收入和支出的不确定性,从而降低储蓄率;如果这些制度不够完善,则预防性动机会使得居民增加储蓄。张明对国外相关的研究进行了综述。[14] 在国内研究方面,宋诤认为,居民收入的不确定性显著增加,造成了中国的高储蓄率现象。 [15]谢平、 [16]施建淮和朱海亭、[17] 以及何立新等[18] 通过实证分析发现,养老保险体制改革和养老金财富显著影响着家庭储蓄率。

  本文从公共财政角度对我国2000年以来储蓄率的上升进行分析。笔者将国有企业从“企业部门”中分离出来,与“政府部门”合并为“公共部门”,其储蓄率称为“公共部门储蓄率”; 并将非国有企业与居民合并为“私人部门”,其储蓄率称为“私人部门储蓄率”。结合我国经济转型过程中的特点,本文提出高储蓄率的公共财政假说,并分析国有企业绩效、公共部门储蓄、公共支出和私人储蓄的传导机制,认为我国较高的储蓄率变动主要受政府行为影响,最后用1996—2006年30个省的面板数据对上述假说进行检验。

二 、典型化事实

  国民储蓄率可按部门分为政府储蓄率、企业储蓄率和居民储蓄率,也可分为公共储蓄率和私人储蓄率。早期的研究由于数据方面的原因,通常将政府部门储蓄率定义为政府储蓄与GDP的比值, [19]政府储蓄为经常性收入与经常性支出的差额。由于在政府收入中没有包括预算外收入,而经常性支出中又包括了投资性支出,因此这种计算方法容易低估政府储蓄。何新华和曹永福、[20] Kuijs、 [21]李扬和殷剑峰[22] 则使用资金流量表来估计各部门的储蓄率。在资金流量表中,政府收入包括预算内收入和预算外收入,政府部门的最终消费为“政府部门为全社会提供的公共服务的消费支出和免费或以较低的价格向居民住户提供的货物和服务的净支出,前者等于政府服务的产出价值减去政府单位所获得的经营收入的价值,后者等于政府部门免费或以较低价格向居民住户提供的货物和服务的市场价值减去向住户收取的价值”。[23] 政府储蓄主要有两种用途:资本转移和政府投资。

  图1为1992年—2007年国民储蓄率及分解的住户、政府和企业储蓄率。[24] 1992—2007年我国储蓄率有以下两个特点。

  一是国民储蓄率、居民储蓄率、企业储蓄率和政府储蓄率的平均值分别为42.48%、19.69%、16.13%和6.66%,而标准差则分别为3.79%、1.8%、2.42%和1.64%。居民储蓄率虽然占国民储蓄率的一半左右,但是其大小比较稳定,标准差也低于国民储蓄率和企业部门储蓄率。1992—2000年居民储蓄率一度从21.08%下降到16.5%,这期间国民储蓄率都维持在40%左右,最大偏差只有2.7个百分点。2000年之后,居民储蓄率才回升到2007年的21.82%,上升了5.3%,而这期间国民储蓄率则从38.5%上升到50.88%,上升了12.4%。

  二是在2000年之前,我国政府储蓄率和企业储蓄率都相对比较稳定,分别维持在5.5%和14.8%左右;而在2000年到2007年,政府储蓄率从6.4%上升到10.6%,企业储蓄率从15.6%上升到18.4%。如果仅仅关注居民储蓄率,我们无法完全解释国民储蓄率的变动现象。Kuijs认为,企业储蓄率上升是因为企业的盈利能力增强,而政府储蓄率上升是由于政府通过“资本转移”支持国有企业发展。[25] 从收入分配的角度分析,李扬和殷剑峰认为,2000年之后的储蓄率大幅上升主要是由政府部门的储蓄率上升推动。[26] 与Kuijs不同的是,他们认为,企业部门储蓄率的上升是由于其长期较低的工资成本和利息成本,而不是企业盈利能力增强;政府部门储蓄率的上升则是由于政府对国有企业的直接投资而非“资本转移”。这些分析都是从储蓄率的部门结构角度进行分析的,但是没有对“企业部门”和“政府部门”的关系进行考究,忽略了“国有企业”在储蓄率变动中扮演的独特角色。

图1  1992—2007年国民储蓄率分解:政府、企业和居民的储蓄率

 

数据来源:中华人民共和国国家统计局编:《中国统计年鉴》(北京:中国统计出版社)相关年度各版的现金流量表。

注:国民储蓄率=(国民可支配收入-社会消费总额)/国民可支配收入, 住户、政府和企业储蓄率为相应的可支配收入减去其最终消费额后,再除以国民可支配收入;企业没有最终消费。


  虽然经历了1983年和1984年的两步利改税,以及1994年财政改革之后彻底的税利分流,国有及国有控股企业的财务独立性已经大大加强,但是国家的社会管理者职能与国有资产所有者职能的分离,只是规范了政府与国有企业的利润分配关系,其公共部门的关系并没有发生实质性改变。国有企业为政府提供了大额的税收,2003—2007年,全国国有企业五年共上缴税金5.97万亿元,2007年全国国有企业实际上缴税金更是高达1.57万亿,[27] 约占当年财政收入的30.6%。1995—2007年全国国有企业资产总额平均为每年GDP的1.51倍,最高时达1.67倍,最低时也有1.31倍。

  本文将国民储蓄率分解为公共储蓄率和私人储蓄率。在计算“公共部门储蓄率”和“私人部门储蓄率”的时候,本文利用1992—2007年各年的国有企业利润进行调整,即公共部门可支配收入=政府部门可支配收入+国有企业利润,私人部门可支配收入=企业可支配收入+居民可支配收入-国有企业利润;由于企业没有最终消费,因此不需要进行调整,即公共部门和私人部门的最终消费分别等于政府最终消费和居民最终消费。储蓄率的计算方法与上面相似,图2为计算结果。另外,本文的“公共支出”指中央和地方的文教、科学卫生支出、社会保障支出和行政管理费支出,财政总收入指财政收入和预算外收入之和。
 
图2  1992—2007年国民储蓄率、公共部门储蓄率和私人部门储蓄率

 

  上述Kuijs和李扬、殷剑锋的论文将国民储蓄率简单地分解为住户、政府和企业储蓄率,掩盖了政府部门和国有企业的联动性,从而得出国民储蓄率主要是由政府和企业储蓄率上升推动的结论。按照本文的分解方式(图3)可以发现:国民储蓄率的变动稍滞后于公共部门储蓄率的变动,其趋势基本一致:而私人部门储蓄率基本在某一值上下波动,其波动稍滞后于公共部门储蓄率的变动,其方向与公共部门储蓄率变动方向相反。

注:为了方便比较,图3、图4、图5、图6都对相关数据进行了标准化处理,标准化方法为原始值减去均值,然后除以标准差。

图3  1992—2007年标准化的国民储蓄率,公共部门储蓄率和私人部门储蓄率

 

三、高储蓄率的公共财政假说

  (一)公共部门储蓄率和政府盈利性动机

  经济学中并没有关于政府盈利性动机的明确定义,比较常见的提法是“政府偏好”。丁菊红、邓可斌将政府偏好定义为“政府的供给偏好”,即政府供给的规模和结构等,包括政府自身和其所提供的一系列公共品及服务。 [28]与政府偏好类似,政府盈利性动机指政府根据能否给自身带来利益进行经济决策的动机。这里的经济决策既包括公共品及服务的供给,也包括对投资和消费结构的选择。自1994年分税制改革以来,我国财政决算收入的平均增长率为19.3%,为名义GDP平均增长率的1.39倍,而文教、科学卫生事业费的平均增长率仅为15.8%;政府投资的平均增长率为18.7%,而政府消费的平均增长率为15.16%。政府的投资来源于政府储蓄,政府投资增长率高于政府消费增长率使得公共部门储蓄率不断上升。

  在上述论文中,Kuijs认为政府储蓄的主要动机是资本转移,而李扬、殷剑锋认为,在推动政府储蓄率变动方面,政府投资比资本转移更为重要。本文同意李扬、殷剑锋的观点,但认为政府投资主要受政府盈利性动机的影响。如果国有企业盈利能力下降,则政府对其直接投资的份额下降,进而导致边际储蓄倾向和储蓄率下降;如果国有企业盈利能力上升,政府出于盈利目的,更倾向投资于国有企业,而国有企业往往也有较高的储蓄倾向, [29]从而导致政府部门和国有企业边际储蓄倾向和储蓄率同时上升。

  从图2和图4可以看出,1994—1998年间,国有企业资产利润率 [30]从3.8%下降到0.14%,公共部门边际储蓄倾向从29.8%下降到19.4%,公共部门储蓄率也相应地由7.9%下降到3.5%;在1998—2007年间,国有企业盈利能力显著增强, 国有企业利润率从0.14%上升到4.9%,公共部门边际储蓄倾向则从19.4%上升到56.4%,公共部门储蓄率则从3.5%上升到17.4%。公共部门储蓄率的变动趋势与国有企业盈利能力变动基本保持一致。
 
图4  1992—2007年标准化的公共部门储蓄率、公共部门边际储蓄倾向和国有企业绩效

 

  (二). 政府盈利性动机和政府的公共财政职能

  公共财政职能指为社会提供公共产品与公共服务的政府分配行为,其支出主要体现为政府的公共支出。公共品和公共服务具有非排他性和非竞争性,如果完全由私人提供,往往出现临搭便车和逆向选择等问题,造成市场失灵,因此需要政府来提供。比较典型的公共产品和公共服务有文教、科学卫生和社会保障、国防等。如果政府执行社会控制者职能,最大化全社会的福利,就有可能提供充足的公共产品和公共服务;然而如果政府在经济决策中具有盈利性动机,则会造成公共产品和公共服务不足的问题。与提供文教、科学卫生和社会保障等公共品相比,修建铁路、公路或者建设商业中心、产业基地等经济建设方面投资的外部性更强,能够在短期内吸引外资,促进经济发展,提升政府政绩。[31] 另外负责大型项目建设的往往都是中央或者地方的国有企业,这些国有企业在为政府提供大量税收收入的同时,实现国有资产增值。因此在预算约束条件下,政府更倾向于直接投资于国有企业,执行经济建设型职能。政府的这种盈利性动机会对公共职能的执行造成挤出效应。从图5可以看到,政府公共支出占比的变动滞后于国有企业绩效的变动,而且方向相反。在1993—1998年间,国有企业盈利能力和公共部门储蓄率下降,政府对文教、科学卫生和社会保障的支出比例也相应提高,并在2000年前后的小幅震荡后,从2002年开始大幅下降;而当国有企业盈利能力增强的时候,特别是2000年之后,国有企业利润额年平均增长率为34.25%,国有企业利润率从1.5%上升到4.6%,公共支出占财政总收入的比例从2002年的41%下降到2006年的38.6%。当政府追求盈利性的时候,对其公共职能、特别是在文教、科学卫生和社会保障方面的职能执行产生挤出效应,造成公共支出不足,进而影响私人部门储蓄率。
 
图5  1992—2007年标准化的公共支出占比和国有企业绩效

 

  (三)政府公共职能与私人部门储蓄

  预防性储蓄假说认为,当对收入或支出的未来预期出现不确定性时,人们会通过储蓄的方式来平滑当前消费与未来消费的支出。一般而言,健全的教育、医疗卫生体系和社会保障制度有助于降低未来的不确定性,进而减少私人部门的当期储蓄。然而1990年代后期,中国进行了国有企业改革、教育体制改革、医疗卫生改革、住房制度改革、社会保障改革等一系列经济体制改革。不断变迁的制度改革使得私人部门的储蓄行为与不确定性的关系越来越紧密。许多实证研究发现,收入的不确定是影响我国居民储蓄率的主要因素之一。[32] 私人部门未来支出的不确定性对其储蓄行为的影响也是非常重要的。李勇辉和温娇秀认为,我国高等教育的收费制度还不完善,不同地区、不同学校的收费标准都很不一致,未来教育相关的支出具有不确定性,居民不得不进行预防性储蓄;医疗卫生体制和社会保障制度的不健全,也是造成居民预防性储蓄的重要因素。[33] 杨汝岱、陈斌开的截面数据分析发现,高等教育支出对居民消费有显著的挤出效应。[34] 1999年高等教育改革不仅使得家庭需要支付的教育支出大幅上升,而且高校扩招对人们的支出预期产生了影响,加强了家庭的预防性储蓄动机。何立新等通过实证研究发现,养老金财富对于家庭储蓄存在显著的替代效应。[35]

  图6为标准化之后的私人部门储蓄率、私人部门边际储蓄率和公共支出占比。在1999年之前,由于一系列经济改革的影响,私人部门储蓄率和边际储蓄倾向与公共支出占比的关系不太稳定;而在1999年之后,两者都与公共支出占比呈相反方向变动,并且私人部门储蓄率和边际储蓄倾向的变动稍滞后于公共支出占比的变动。在社会的年龄结构和消费习惯基本稳定时,文教、科学卫生等方面的投资不足将使得居民不得不增加储蓄,以应对这方面的开支;而当政府增加文教、科学卫生等方面的投资时,居民则可以减少这方面的投入。另外社会保障对非国有企业也有同样的影响。如果政府降低社会保障支出,将公共财政在社会保障方面的职能转嫁给非国有企业,则非国有企业不得不增加储蓄率。
 
图6  1992—2007年标准化的私人部门储蓄率、私人部门边际储蓄倾向和公共支出占比

 

  (四)高储蓄率的公共财政假说的提出

  从以上分析,我们可以提出我国高储蓄率的如下公共财政假说。中国储蓄率持续高涨,是由政府的赢利性动机及其对公共财政职能的执行产生的挤出效应推动的,即国有企业在2000年之后盈利能力的改善,使得政府有动机增加储蓄以对其扩大投资,而在文教、科学卫生和社会保障方面的开支则不足。公共支出不足带来了两个方面的效应:一方面,形成政府和国有企业的高储蓄率,即较高的公共储蓄率;另一方,由于政府的公共职能没有较好的发挥出来,居民和非国有企业不得不进行预防性储蓄,也形成较高的私人部门储蓄率。这两个方面的综合作用造成了2000年之后我国储蓄率的持续攀升。这一假说又是建立在以下三个基本假设基础上的。

  假设1:政府在短期内具有自利性。[36]

  假设2:政府的经济行为受到其预算(软)约束的限制。

  假设3:私人部门存在预防性储蓄动机。

  这里的政府包括中央政府、中央政府部门(主要指财政部门)和地方政府。尽管中央政府具有泛利性,但地方政府和政府部门短期内具有自利性。政府的自利性,指的是政府在进行经济决策时,最大化自身利益,而不是社会福利。长期来看,中央政府的泛利性在改革进程中发挥着重要作用;在短期内,其自利性,特别是各级地方政府和政府部门的自利性,也是非常突出的。政府组织的自利性和政府官僚的自利性已经在扭曲一些重要的经济决策,特别是当政府自身利益与政绩相一致时,经济决策与社会福利最大化的目标将偏离得更远。奥尔森认为,“随着时间的发展,边界不稳定社会中容易积累旨在集体行动的合谋和组织”[37] 。中国的情形可能更加复杂,政府政绩评估、中央和地方的财政分权、政府官员升迁和政府换届以及政府收支的监管困难等因素,都可能造成政府短期内的自利性。 然而政府的自利性并不能被无限放大,其经济行为受到预算(软)约束的限制。

  在这三个假设的基础上,可以提出两个待检验的命题:

  命题1:当国有企业绩效上升时,政府的短期盈利性动机将使得公共部门储蓄率上升;

  命题2:政府赢利性行为对公共职能的执行产生挤出效应,进而使得私人部门储蓄率上升。

  命题1意味着,公共部门储蓄率与国有企业绩效有着紧密联系。当国有企业绩效上升时,具有短期自利性的政府将更倾向于投资国有企业来获取政绩和利益,从而使得公共部门储蓄率上升。而命题2意味着,在政府的预算(软)约束条件下,对国有企业的直接投资将对公共支出产生挤出效应,私人部门出于预防性动机,将提高储蓄率。

四、 高储蓄率公共财政假说的实证检验

  本文利用1996—2006年全国30个省的面板数据对上述假说命题进行检验。在实证检验过程中,我们关注政府的公共支出对各部门储蓄率的影响。检验的回归模型为:

  
 
  其中, 为公共部门储蓄率, 为政府公共支出占GDP的比例, 为私人部门储蓄率, 为国有企业资产利润率,  分别为模型(1)、(2)和(3)中的控制变量向量。  和 为残差项。 为各回归模型的截距项, 为关键变量系数, 为各模型控制变量的系数向量。

  按照第二部分的假设,推动公共部门储蓄率变化的主要原因是政府的盈利性动机,使其在国有企业绩效较高时增加对国有企业的直接投资,进而使得公共部门储蓄率上升,而这种盈利性动机同时对政府的公共支出产生挤出效应,使得政府的边际储蓄倾向上升,即  应该显著为正, 应该显著为负。政府的公共支出又影响着私人部门的储蓄率,控制收入因素和人口结构因素之后,当政府减少公共支出比例,也将使私人部门储蓄率上升,即  应该显著为负。

  (一)变量说明

  1.储蓄率。[38] 由于没有各省的资金流量表,在实证检验时,国民储蓄率的计算按照第一种方法,即为GDP减去社会最终消费之后的余额占GDP的比例。各省的公共部门储蓄率为(地方总收入+预算外收入+国有企业利润-政府消费)/各省GDP,而私人部门储蓄率为国民储蓄率与公共部门储蓄率之差。其中,地方总收入包括财政决算总收入、中央补助收入、省补助计划单列市收入、国债转贷收入、国债转贷资金上年结余和地方总收入上年结余。计算储蓄率的各省GDP和政府消费数据来源于各年的统计年鉴,地方总收入、预算外收入和国有企业利润则来自各年的财政统计年鉴。

  2. 公共支出占比和国有企业绩效。公共支出占比指政府的公共支出占GDP的比重。政府公共支出一般包括公共工程支出、公共教育支出、社会保障支出、医疗保健支出、公共科技支出、公共文化事业支出和行政管理费支出等。由于本文关注公共支出对私人部门储蓄率的影响,而且在很大程度上,政府的基础建设支出是对国有企业的直接投资,因此本部分的公共支出定义为文教、科学卫生、社会保障支出和行政管理费支出。公共支出占比代表政府执行公共职能的程度。当公共支出占GDP的比重下降时,政府的公共职能被部分地转嫁给私人部门,而私人部门为了应对在教育、医疗等方面的开支,不得不增加储蓄。本文使用的文教、科学卫生、社会保障和行政管理费数据,来源于各年的财政统计年鉴。国有企业绩效用国有企业资产利润率来表示,其数据也来源于各年的财政统计年鉴。

  3.其他控制变量。绝对收入假说认为,储蓄率是当期收入的一定比例;而生命周期假说则认为,在每一个时点上,家庭会根据一生的全部预期收入来安排消费和储蓄,以实现终生效用的最大化。人的一生可以分为年轻、中年和老年三个时期,在年轻和年老阶段消费会大于收入,而在中年时期消费一般小于收入。因此如果社会上青年和老年人口比例相对增加,则储蓄率也会降低。Modigliani 和Cao也通过实证研究发现,中国的储蓄率是经济增长和人口结构共同作用的结果。[39] 本文在模型(1)中将人均GDP以及人均GDP增长率作为控制变量,考虑到各省公共开支绝对值的差异,也引入人均公共开支作为控制变量。此外,模型(2)还引入少年人口抚养比(Young)和老年人口抚养比(Old)两个变量作为人口结构控制变量,其中Young为社会中0-14岁人口数相对15-64岁人口数的比例,Old为社会中65岁及以上人口数相对于15-64岁人口数的比例。考虑到已有文献的研究,本文也讨论了利率、通货膨胀率、性别比例对储蓄率的影响。另外,还引入了代表东部地区和中部地区的虚拟变量来考虑省际差异。所有控制变量的数据均来源于各年的统计年鉴和财政统计年鉴。

表1  数据说明和数据描述(1996-2006年30个省)

说明:1 所有数据均来源于各年的统计年鉴和财政统计年鉴;

  2 由于重庆从1996年开始才成为直辖市,而2007年的公共支出统计口径有调整,因此本文只使用1996-2006年的数据;

  3 由于西藏的地方总收入主要来源于中央补助,因此将西藏从数据中剔除,最后本文使用的是30个省11年的面板数据;

  3 公共部门指政府和国有企业,私人部门指居民和非国有企业;公共支出仅仅指中央和地方的文教、科学卫生支出、社会保障支出和行政管理费支出之和。

  (二)回归结果

  本文主要使用固定效应模型、随机效应模型和SUR(Seemingly Unrelated Regression)进行拟合。本文先对模型(1)和模型(2)分别用固定效应模型、随机效应模型进行拟合,然后使用SUR模型进行同时估计。

  考虑到使用数据的时间跨度偏长,而且[40]Wooldridge 和[41]Drukker 的序列相关检验表明,直接进行模型估计存在序列问题,因此所有模型都使用AR(1)的误差项设定,即: 
 
  其中 为白噪声。

  模型(1)的估计结果(表2第(1)和(2)列)显示,Hausman检验的P值为0.928,表明随机效应模型更加合适。从系数的显著性上来看,国有企业资产利润率、公共部门可支配收入增长率和利率都在1%显著性水平下显著,而CPI在5%显著性水平下显著。从系数的符号上来看,无论是固定效应模型还是随机效应模型,国有企业资产利润率均在1%显著性水平下显著为正,这与命题1的结论相一致。此外,无论是固定效应模型还是随机效应模型,公共部门收入增长率和利率的系数均显著为正,CPI的系数显著为负,这与生命周期假说一致。

  对模型(2)的估计结果(表2第(3)和(4)列) 显示,Hausman检验结果为0.685,说明随机效应模式更为合适。从自变量的显著性分析,滞后一期的国有企业绩效都对公共支出占比有负向影响。这与本文的命题2一致。国有企业绩效上升之后,政府的国有企业投资可能对公共支出产生挤出效应。而经济越不确定的时候,政府执行公共职能需要增加公共支出,从而使得公共支出占比增加。

  对模型(3)的估计结果主要为表2第(5)和(6)列,其中(6)为采取每次删除最不显著指标的建模策略后的最终回归结果。从系数显著性上来看,公共支出占比都在1%的显著性水平下显著为负,也与命题2的结论一致,即我国国民高储蓄率倾向的变化与政府的公共支出占比具有显著的负相关关系,并且政府增加公共支出占GDP的比重,可有效降低私人部门储蓄率。

  公共部门储蓄率和私人部门储蓄率之间可能还存在相互影响。从总体数据上来看,1995—2006年间公共部门储蓄率和私人部门储蓄率之间的相关系数为-0.215,而分省的数据表明这期间的相关系数更高达-0.584。更加合适的估计方式为将模型(1)、(2)和(3)同时估计。表2第(7)、(8)和(9),(10)、(11)和(12)列为模型(1)、(2)和(3)的SUR回归结果。从回归结果的显著性上来看,国有企业资产利润率和公共支出占的系数比均在1%的显著性水平下显著,前者显著为正,后者显著为负,与本文命题1和命题2一致。

  在公共部门储蓄率的回归方面,公共部门可支配收入增长率在1%显著性水平下显著,这与模型(1)和(2)的回归结果一致,也支持命题1。SUR的公共部门储蓄率回归结果表明,利率不再显著。在表2的回归结果(11)中,国有企业绩效对公共支出占比有负向影响。在私人部门储蓄率方面,私人部门人均可支配收入增长率、Young和Old均显著,这一结果与生命周期假说一致。按照生命周期假说,人均可支配收入与人口结构会影响私人部门储蓄率。而少年人口和老年人口是主要的消费群体,青年才是主要的储蓄群体。如果少年抚养率或老年抚养率上升,青年人口的比例相对下降,则会使储蓄率下降。CPI的系数显著为负,是因为对私人部门来说,当CPI上升时,储蓄的实际价值下降,私人部门会更倾向于消费而不是储蓄。

  总的来说,近几年的实证结果表明,正如Kuijs和李扬、殷剑锋曾经指出的,真正推动中国储蓄率持续攀升的重要因素表面是政府和企业,实质是政府和国有企业的联动效应,使得政府盈利性动机对其公共财政职能产生挤出效应,进而使公共部门储蓄率和私人部门储蓄率上升。因此如果要降低国民储蓄率以扩大内需,应该一方面关注政府的赢利性动机,使资源能够更加有效地配置;另一方面,还应关注政府的公共财政职能,增加公共支出,特别是教育、医疗卫生和社会保障支出占GDP的比例。

表2:固定效应模型、随机效应模型和SUR回归结果

 

注:括号内的值为回归系数的HSK Robust标准差;***代表在1%显著性水平下显著,**代表在5%显著性水平下显著,*代表在10%显著性水平下显著。

五、结论及启示

  本文建立了我国高储蓄率的政府部门的公共财政假说,并从实证上进行了检验。

  虽然文献上已有学者提出,政府和企业部门储蓄行为是促使我国储蓄率近几年持续攀升的主要原因,但是,一方面他们并没有考虑到国有企业绩效和政府公共财政职能在其中的重要地位,另一方面,这些研究缺少实证分析的支持。通过将国民储蓄率分解为公共部门储蓄率和私人部门储蓄率,我们就能够分析造成国民储蓄率攀升的微观内在机制,并从实证上给出检验。本文的研究发现,传统的绝对收入假说、生命周期假说等理论虽然能够在储蓄率的国际比较上,对我国国民储蓄率高于其他国家提供解释,但是很难解释我国储蓄率从1992年到现在的变动,特别是2000之后的持续攀升。本文认为,这是因为国有企业盈利能力增强之后,政府的盈利性动机使其对于国有企业进行直接投资,从而使得公共部门储蓄率上升;而这种直接投资又对政府公共财政职能产生挤出效应,进而使得私人部门储蓄率也上升。从实证结果上来看,公共部门储蓄率与国有企业绩效之间以及私人部门储蓄率与公共支出占比之间都有很强的关系,为本文的假说提供了支持。中国国民储蓄率的高涨态势是否会持续下去,取决于政府对其赢利性动机的控制和公共职能执行的力度。由于在政府预算约束条件下,其盈利性动机往往与公共职能的执行相冲突,如何控制地方政府的这种赢利性动机,促进公共财政职能的执行,将对降低国民储蓄率至关重要。
 
附录1:1992-2007年中国国民可支配收入(亿元)与国民储蓄(亿元)、储蓄率(百分比) 

资料来源:国有企业利润数据来源于财政统计年鉴;1992-2007年资金流量表数据来源于各年统计年鉴。

(作者:徐忠 张雪春 丁志杰 唐天)

注:

[1]中国人民银行研究局课题组:《中国国民储蓄和居民储蓄的影响因素》,《经济研究》1999年第3期。

[2]武剑:《储蓄,投资和经济增长》,《经济研究》1999年第11期。

[3]A. Kraay, “Household Saving in China,” World Bank Economic Review, vol. 14, no. 3, 2000, pp. 545-570.

[4]L. Kuijs, “Investment and Saving in China,” World Bank Policy Research Paper Series no. 3633, June 2005, http://www-wds.worldbank.org/servlet/WDSContentServer/WDSP/IB/2005/06/14/000016406_20050614112417/Rendered/PDF/wps3633.pdf.

[5]任若恩、覃筱:《中美两国可比居民储蓄率的计量:1992-2001》,《经济研究》2006年第3期。

[6]F. Modigliani and S. Larry Cao, “The Chinese Saving Puzzle and the Life-cycle Hypothesis,” Journal of Economic Literature, vol. 42, no.2, 2004, pp. 145-170.

[7]陈利平:《高增长导致高储蓄:一个基于消费攀比的解释》,《世界经济》2005年第11期。

[8]王第海、龚六堂:《增长经济中的消费和储蓄—兼论中国高储蓄率的原因》,《金融研究》2007年第12期。

[9]参见F. Modigliani and S. Larry Cao, “The Chinese Saving Puzzle and the Life-cycle Hypothesis”;李扬、殷剑锋、陈洪波:《中国:高储蓄、高投资和高增长研究》,《财贸经济》2007年第11期。

[10]参见袁志刚、宋铮:《人口年龄结构、养老保险制度与最优储蓄率》,《经济研究》2000年第11期。

[11]少儿抚养率=0-14岁的人口数/15-64岁人口数。

[12]Charles Yuji Horioka and Junmin Wan, “The Determinants of Household Saving In China: A Dynamic Panel Analysis of Provincial Data,” Journal of Money, Credit and Banking, vol. 39, issue 8, 2007, pp. 2077-2096.

[13]Shangjin Wei and Xiaobo Zhang, “Sex Ratios and Savings Rates: Evidence from ‘Excess Men’ in China,” working paper, 2009, http://www.econ.ubc.ca/seminars/wei.pdf.

[14]张明:《20世纪90年代以来关于储蓄率研究的最新动态》,《世界经济》2007年第4期。

[15]宋铮:《中国居民储蓄行为研究》,《金融研究》1999年第6期。

[16]谢平:《经济制度与个人储蓄行为》,《财贸经济》2000年第10期。

[17]施建淮、朱海亭:《中国城市居民预防性储蓄及预防性动机强度:1999-2003》,《经济研究》2004年第10期。

[18]何立新、封进、佐藤宏:《养老保险改革对家庭储蓄率的影响:中国的经验证据》,《经济研究》2008年第10期。

[19]郭庆旺、赵志耘:《政府储蓄的经济分析》,《管理世界》1999年第六期。

[20]何新华、曹永福:《从资金流量表看中国的高储蓄率》,《国际经济评论》2005年第11-12期

[21]L. Kuijs, “Investment and Saving in China”.

[22]李扬、殷剑锋:《中国高储蓄率问题探究——1992—2003年资金流量表的分析》,《经济研究》2007年第6期

[23]参见中华人民共和国国家统计局编:《中国统计年鉴2008》关于国民经济核算部分的指标说明,北京:中国统计出版社,2008年,第77页。

[24]我国从1992年开始编制资金流量表,用来反映一定时期各机构部门收入的形成、分配、使用、资金的筹集和运用以及各机构部门间资金流入和流出情况。资金流量表可以分为实物交易和金融交易两大部分,分别由国家统计局和人民银行负责编制。在资金流量表中,国内机构部门主要分为:非金融部门、金融部门、政府部门和住户部门,计算储蓄率的时候,往往将前两个部门合并为企业部门。本文使用的资金流量表中交易项目主要包括可支配收入和最终消费,其中最终消费包括居民消费和政府消费。储蓄由可支配收入减去最终消费计算所得。按照上文所引L. Kuijs (2005), 李扬和殷剑峰(2007)的储蓄率计算方法,各部门储蓄率=(部门可支配收入-部门最终消费)/国民可支配收入, 各部门边际储蓄倾向=(部门可支配收入-部门最终消费)/部门可支配收入,而国民储蓄率=(可支配总收入-总最终消费)/可支配总收入。虽然按照实物交易和金融交易编制的资金流量表往往有较大差异,需要用“统计误差”对实物交易表进行修正,但是李扬和殷剑峰(2007)证明,修正之后的储蓄率并没有太大变化,而且只能对国民储蓄率进行修正,无法对各部门修正,因此本文不使用“统计误差”这一项。图1为这一方法的计算结果。

[25]L. Kuijs, “Investment and Saving in China”.

[26]李扬、殷剑锋:《中国高储蓄率问题探究——1992—2003年资金流量表的分析》。

[27]国资委信息中心:《全国国有企业改革发展取得重大进展》,2008年9月27日,国务院国有资产监督管理委员会网:http://www.sasac.gov.cn/n1180/n4175042/n5405123/n5576790/5576917.html.

[28]丁菊红、邓可斌:《政府偏好、公共品供给与转型中的财政分权》,《经济研究》2008年第7期。

[29]1993—1994年财政改革之后,国有企业除按照规定交税外,利润部分基本归企业所有;除金融企业与部分上市企业外,国有企业利润基本不用于分红;而在国际上,平均分红率占利润的三分之一左右,参见汤敏:《减少企业与政府储蓄 调节经济失衡的一步活棋》,《中国发展观察》2006年第9期。

[30]国有企业利润率=国有企业利润总额/国有企业资产总额

[31]参见丁菊红、邓可斌:《政府偏好、公共品供给与转型中的财政分权》。

[32]参见宋铮:《中国居民储蓄行为研究》,《金融研究》1999年第6期,龙志和、周浩明:《中国城镇居民预防性储蓄实证研究》,《经济研究》2000年第11期,施建淮、朱海亭:《中国城市居民预防性储蓄及预防性动机强度:1999-2003》,《经济研究》2004年第10期,易行健、王俊海、易君健:《预防性储蓄动机强度的时序变化与地区差异——基于中国农村居民的实证研究》,《经济研究》2008年第2期。

[33]李勇辉、温娇秀:《我国城镇居民预防性储蓄行为与支出的不确定性关系》,《管理世界》2005年第5期。

[34]杨汝岱、陈斌开:《高等教育改革、预防性储蓄与居民消费行为》,《经济研究》2009年第8期。

[35]何立新、封进、佐藤宏:《养老保险改革对家庭储蓄率的影响:中国的经验证据》,《经济研究》2008年第10期。

[36]奥尔森认为政府具有泛利性。统治集团追求的是自身利益的最大化,而不是社会利益的最大化。当统治集团利益与社会利益重叠较多时,这种追求自身利益最大化的行为对社会也是有益的。姚洋认为,中国政府就是这样一个“泛利性政府”(或者“中性政府”),其目标与全社会的帕累托改进是一致的,并且政府的动机显著不同于那些仅代表小利益集团的动机;但是政府的自利性也得到一些学者的认可等;政府的自利性也是公共选择理论的基本假设之一。参见姚洋:《作为制度创新过程的经济改革》,上海:上海人民出版社,2008年。

[37]曼库尔•奥尔森:《国家兴衰探源——经济增长、滞胀与社会僵化》北京商务印书馆,1999年

[38]比较典型的储蓄率计算方法有三种,一是是国民储蓄率,用GDP和社会总消费计算;第二种是利用资金流量表中政府、企业及居民部门的可支配收入和消费,将国民储蓄率分解为各部门储蓄率;第三种是居民储蓄率或家庭储蓄率,可以通过财富差额法或收支扣减法计算得到。

[39]F. Modigliani and S. Larry Cao, “The Chinese Saving Puzzle and the Life-cycle Hypothesis”.

[40]J. M. Wooldridge, Econometric Analysis of Cross Section and Panel Data, Cambridge: MIT Press, 2002.

[41]D. M. Drukker, “Testing for Serial Correlation in Linear Panel-data Models,” The Stata Journal, vol. 3, no. 2, 2003, pp.. 168-177.


[打印]
[发送给朋友]
[放入收藏夹]
[复制地址]
相关点评 (共 3 条) 更多点评>>
我也说两句:[所发表的评论仅代表个人观点,与本网站无关] 更多点评>>

字数少于500
用户名: 密码: 匿名
高级
最新文章
未来十年人民币将与... [ 杰弗里·萨克斯 ]
沪深300股指期现货... [ 吴长凤 ]
近5年境内外国债期... [ 高小婷 孙小萍 牛广济 ]
近期金融数据包含了... [ 张 涛 ]
“去杠杆”之后 [ 伍戈 等 ]
中小银行风险处置无... [ 刘晓春 ]
让历史照亮未来 [ 高善文 ]
区块链在金融领域应... [ 张志军 ]
最热文章
央行数字货币的设计... [ 穆长春 ]
数字货币如何改变金... [ 彭文生 ]
开放与融合 [ 朱云来 ]
数字化浪潮推动商业... [ 李伟 ]
央行困境:当凯恩斯... [ 缪延亮 ]
经济周期消失了?... [ 徐奇渊 ]
经济快速企稳回升,... [ 张 涛 ]
高度重视自主研发,... [ 余永定 ]

版权所有:北京四十人论坛顾问有限公司 秘书处电话(010-58297189)

联系我们:北京市西城区西直门外大街112号阳光大厦208室 010-58297189   邮箱:cf40@188.com