财政赤字与国民储蓄.doc

研究领域：公共经济学财政赤字与国民储蓄来自中国经济的经验证据（1978-2004）许雄奇1 张宗益2（重庆工学院经济学系 重庆400050）1（重庆大学经济与工商管理学院 重庆400044）2Xu Xiongqi1 Zhang Zongyi2(Department of Economics, Chongqing Institute of Technology Chongqing400050)1(College of Economics and Business Administration, Chongqing University Chongqing400044)2摘要：在探讨财政赤字与国民储蓄的理论关系以及中国国民储蓄影响因素的基础上，运用时间序列方法，在5变量系统内检验了1978-2004年中国财政赤字与国民储蓄的关系。实证结果显示，中国财政赤字、国民储蓄、实际GDP、实际利率和人口结构指标的5变量之间存在长期均衡的协整关系；存在从实际GDP、实际利率和人口结构指标到国民储蓄的Granger因果关系，实际GDP增加、实际利率水平提高、就业人员占总人口的比重提高均导致国民储蓄增加；但是，并不存在从财政赤字到国民储蓄的Granger因果关系。这为重新估计中国财政政策的作用提供了理论依据和实证支持，也从一个新的角度解释了中国国民储蓄变动的原因。关键词：财政赤字；国民储蓄；协整；因果关系；广义脉冲响应函数Abstract: On the basis of probing into the correlation between the fiscal deficits and the national savings and the factors affecting the national savings, this paper empirically tests the relationship between the fiscal deficits and the national savings in China over the period 1978-2004, using time series analysis in a 5 variables system. The results indicate that, there is a long-term co-integration among the fiscal deficits, the national savings, the real GDP, the real interest rate and the demographic changes. The real GDP, the real interest rate and the demographic changes all Granger cause to the national savings, and the national savings rise along with a real GDP rise, a real interest rate rise and a positive demographic changes. But there is no Granger cause from the fiscal deficits to the national savings. It gives a theoretic and empirical support to re-estimate the macroeconomic effects of the fiscal deficits, and the fluctuation of the national savings has been explained with a new point of view.Key Words: Fiscal deficits, National savings, Cointegration, Granger causality, Generalized impulse responses function 作者简介：(1)许雄奇，男，安徽安庆人，1972 年4月生。重庆工学院经济学系副教授,管理学博士。主要研究方向：宏观经济理论与实证研究，在管理世界、世界经济、数量经济技术经济研究、财经研究等杂志发表论文50余篇。(2)张宗益，男，贵州松桃人，1964年5月生。重庆大学经济与工商管理学院教授，博士生导师，经济学博士。主要研究方向：区域经济增长与政策。联系人：许雄奇 邮编：400050 通讯地址：重庆工学院经济学系电话H.）M.） E-mail: 财政赤字与国民储蓄来自中国经济的经验证据（1978-2004）摘要：在探讨财政赤字与国民储蓄的理论关系以及中国国民储蓄影响因素的基础上，运用时间序列方法，在5变量系统内检验了1978-2004年中国财政赤字与国民储蓄的关系。实证结果显示，中国财政赤字、国民储蓄、实际GDP、实际利率和人口结构指标的5变量之间存在长期均衡的协整关系；存在从实际GDP、实际利率和人口结构指标到国民储蓄的Granger因果关系，实际GDP增加、实际利率水平提高、就业人员占总人口的比重提高均导致国民储蓄增加；但是，并不存在从财政赤字到国民储蓄的Granger因果关系。这为重新估计中国财政政策的作用提供了理论依据和实证支持，也从一个新的角度解释了中国国民储蓄变动的原因。关键词：财政赤字；国民储蓄；协整；因果关系；广义脉冲响应函数1引言储蓄是宏观经济运行中的重要指标，一定时期的储蓄水平会影响经济增长。从20世纪60年代起，OECD国家多经历了财政赤字率上升的同时国民储蓄率下降(Rafael等，1997)的过程；公众和经济学家普遍认为，20世纪80年代美国国民储蓄率下降的原因在于其巨额财政赤字（Eisner, 1994）。财政赤字与国民储蓄之间的关系是分析财政政策经济效应的关键所在(Gale和Orszag,2004)，理解财政赤字政策的储蓄效应对有效发挥财政政策对经济的宏观调控作用具有重要的理论指导和政策参考意义。关于财政赤字对国民储蓄的影响，不同的经济学流派在理论上有不同的解释并得出了不同的结论。Barro(1974)根据李嘉图等价定理认为，在一定的假设条件下，预算赤字导致的国民储蓄减少能够被私人储蓄的等量增加所抵消，财政赤字对国民储蓄无影响但增加私人储蓄，其政策含义在于积极财政政策无效。根据传统凯恩斯主义的理论，财政赤字的增加能够扩大就业、消费和投资，通过乘数效应提高收入水平而增加国民储蓄，其政策含义在于积极财政政策有效。一些新古典主义学者认为，不断增长的财政赤字会提高实际利率而增加私人储蓄，但私人储蓄的增加不足以完全弥补因财政赤字增加而引起的国民储蓄的减少；同时，实际利率水平提高，挤出私人投资，阻碍经济增长而导致国民储蓄下降，因而财政赤字增加私人储蓄但减少国民储蓄(Gale和Orszag，2003)。关于财政赤字与国民储蓄的关系，各国的实际经济状况以及实证研究的结论也不尽相同，关键问题是，国民储蓄除了受财政赤字影响外，还有许多其他因素影响国民储蓄，例如收入、利率、人口结构、预期、文化风俗、社会保障系统等(Gale和Orszag，2004)。1980年代以来，美国的实际情况是，随着财政赤字的增加，国民储蓄下降，私人储蓄也在下降。巴罗(1989)在考察了1983-1987年以色列的财政政策效果后发现，李嘉图等价定理在很大程度上是成立的，即公共储蓄率的下降等于私人储蓄率的上升，因而国民储蓄率基本稳定。Eisner(1994)的经验研究支持传统凯恩斯主义的理论，他运用美国1972-1991年数据的VAR模型的实证研究发现，财政赤字增加国民储蓄，因为财政赤字刺激就业、消费及投资，表现为凯恩斯主义的扩张效应。Pradhan和Upadhyaya(2001)运用美国1967-1996年数据的实证研究发现，由于私人储蓄的增加只能部分弥补由于财政赤字增加而导致的政府储蓄的下降，财政赤字增加导致美国的国民储蓄减少。Rafael等(2002)运用18个OECD国家的面板数据的结构性VAR模型的实证研究显示，财政赤字增加导致国民储蓄下降。Gale和Orszag(2003)的实证研究认为，其他条件不变时，财政赤字增加1美元导致国民储蓄减少50-80美分。Gramlich(1989)、Mixon和Wilkinson(1999)、Bernheim(1989)等的研究发现私人储蓄并未随财政赤字而增加，反而下降，国民储蓄相应减少。许多学者的经验研究均支持财政赤字增加导致国民储蓄下降的新古典主义观点而拒绝李嘉图等价定理。从已有文献来看，国内学者对中国居民储蓄水平的决定因素及其影响机制进行过大量的理论和实证研究，但目前国内对国民储蓄决定因素的研究并不多见。从1978年开始,中国总储蓄率保持了稳定的上升态势。在1980年代,中国总储蓄率在平均35%左右,到1990年代上升到平均在40%左右。对于中国总储蓄率不断上升的趋势,大多数理论从政府动员储蓄和金融市场发育状况等角度来解释中国储蓄率变化趋势。中国人民银行研究局课题组（1999）的研究发现，除惯性外，经济增长率、银行存款利率对国民储蓄有正影响，居民抚养系数、通货膨胀率对居民储蓄有负向影响，政府净盈余指数和净出口指数对国民储蓄率的影响不显著。马拴友（2001）的回归结果显示，1983-1999年国民储蓄与GDP和利率正相关，与税收负相关。但他们使用的计量方法仅为OLS估计，只能确定变量间的相关关系和影响方向，无法确定变量间的因果关系和动态反应。何新华等(2005)认为，中国国民储蓄率之所以保持在高水平上的主要原因并不在于通常所认为的居民储蓄率过高，而在于企业及政府储蓄的迅速增加；国民收入分配向政府和企业倾斜，以及政府消费率的降低是中国国民储蓄率居高不下的主要原因。陈利平（2005）在一个引入消费攀比的离散时间、内生经济增长模型中,讨论了经济增长与储蓄的关系。在引入理性消费攀比后,不仅高储蓄可以导致高增长,高增长也可以导致高储蓄,其原因是攀比效应同时提高了现在消费和未来消费的边际效用,当公众提高当前消费时,会导致未来消费低于其他个体,从而造成个体未来效用的较大损失。这从理论上支持了增长导致储蓄的观点,也为近年来中国消费需求不旺、储蓄率偏高的问题提供了一个可能的解释。近年来，中国的高储蓄现象已经引起经济学界和政府部门的高度重视。从国际比较来看,中国1978年以来国民储蓄率较发达国家储蓄率高出十多个百分点,中国的储蓄倾向明显高于发达国家的平均水平。中国国民储蓄率高的原因到底何在?中国的财政赤字对国民储蓄有无影响？作者将运用时间序列方法来检验中国1978-2004年的财政赤字水平与国民储蓄的关系，为中国实施恰当的宏观经济政策提供实证支持。2财政赤字与国民储蓄关系的理论模型Barro(1989)利用生命周期假说(Modigliani和Brumberg,1954)和跨时分析方法，表述了财政赤字中性理论，结论是预算赤字对国民储蓄无影响。关于财政赤字的国民储蓄效应，争论的焦点主要在于李嘉图等价定理是否成立(Giorgioni和Holden,2003)。因此，本文以Barro(1989)的理论模型为基础进行实证检验。如果李嘉图等价定理所认为的财政赤字的国民储蓄效应在中国不成立，也可以从反面说明中国的财政赤字政策的宏观经济效应。2.1 家庭效用最优化模型假设一个无限期界的典型家庭，其效用最大化的效果表示为： (1）其中，是时间每个人的消费量，是劳动供给量，是对效用的时间偏好率。家庭效用与每个人的消费量和劳动供给量成正比，与时间偏好率成反比。此外，效用函数满足通常的凹性条件：，且，其中，说明在每代人消费水平相同的情况下，赋予了后代的消费以较小的权数。为简化分析，假定劳动供给量是给定的，并且不随时间变化，则有，其实际收入为。如果令家庭初始拥有的财产为，在期末为，为时期的实际收益率，则家庭在时期的预算约束是： (2）将定义为贴现因子：，其中， (3）根据（2）和（3）得到从时期开始的总预算约束的现值： (4）其中，代表时间，表示个人或家庭的寿命，。现在，假定为有限期界，即家庭中父母与子女不再有利他主义的联系，父母不给后代留有遗产，因而排除了的可能性，但父母也不会为子女留下债务，排除了的可能性。因此，在居民的消费欲望总是不能完全满足的假设前提下，家庭效用最大化的条件就是。或者说，就是为有限期界时，家庭效用最大化的横截性条件(transversality condition)。将代入（4）式，则有： (5）（5）式表明，家庭总消费从时刻到时期的贴现值（），等于总劳动收入从时刻到时期的贴现值加上初始资产。如果放松的条件，使之趋于无穷，也存在同样类似的结果。此时，横截性条件是，其含义是家庭最终不会留下任何贴现值为正的资产，即。此时，（5）可以修改为： (6）（6）式表明，家庭总消费的贴现值，等于总劳动收入的贴现值加上初始资产。因此，家庭最优化问题变为在（6）式以及的约束条件下，实现（1）式的效用最大化。Barro(1989)给出的一阶条件是：， (7）（7）式中，当时，有，表明一个较高的利率将促使居民推迟消费；当时，有，表明较低的利率将使居民扩大即期消费；如果在消费为常数的稳定状态上，即时，利率恒等于效用的时间偏好率。换言之，如果，在（6）式的约束条件下，消费处于稳定状态（即消费不随资产余额的变动而变动）时，家庭的效用最大。2.2 政府跨时预算约束假设政府支出的来源是税收和计息国债。国债期限为一年，而且政府利率与私人利率相等。那么，以实际变量所表达的政府预算约束是： (8）（8）式中，为政府购买支出，是期末未偿还的实际债务余额，是债务的实际利率，是期的实际税收收入，税收为总税额。（8）式是政府预算约束，它表明政府的任何债务都必须偿还。从家庭的角度，用债券代表初始财富，那么家庭的财富就等于减去当前和未来税收的现值，家庭的净财富就是： (9）设，即时间为有限期界，已知，将（8）式和（3）式代入（9）式，整理可得：，令，则有： (10）根据家庭最优化模型，为有限期界时，当，家庭效用最大。同样，对（10）式，是典型经济人（家庭）效用最大化的横截条件。它表示家庭最终不会留下任何为正的遗产，此时效用最大。于是，（10）式变形为： (11） (12）（11）式表明，政府的全部支出最终都将由税收支付。（12）式表明，追求效用最大化的理性经济人，其财富不随或预算赤字的路径发生变化，财富只与政府支出存在着反向关系。如果以下5个条件成立：（1）经济中的个人或家庭具有无限期界，即每一代人都将下一代恶人的效用内在化；（2）在借贷市场上，私人部门能够获得与政府相同的借贷实际利率，即资本市场是完全的；（3）消费者有能力预见到未来的税收；（4）税收是一次性总税额；（5）政府支出是给定的。那么，对政府预算政策和税收政策有预见能力的典型个人或家庭，其经济决策只受税收的贴现值的影响，而不会受税收时间安排的影响，政府用发债代替增税对个体消费者的决策没有影响。也就是说，政府增加借债和减少税收均不能改变消费者的经济行为。因为，理性经济人能够认识到，今天的债务（减税）就是明天的税收（增税）。那么，未来予以偿还的公债本息总额的现值应等于因借债而产生的即期减税额。尽管当期征税额减少，但由于债务终究是由未来的征税予以偿还，由公债发行所带来的减税会被家庭和个人完全转化为储蓄。因为税收削减而增加的当前可支配收入会引起个人储蓄的等额上涨，个人储蓄的增加量恰好等于因为税收削减引起的政府储蓄减少量。由此，预算赤字增加导致的政府储蓄的减少便被家庭和个人的储蓄增加所抵消，国民储蓄并不因政府是借债还是征税而变化。因此，预算赤字对国民储蓄无影响但增加私人储蓄。尽管在理论上提出了许多理由反对李嘉图等价定理，但是,判断李嘉图等价定理是否真正成立在很大程度上还是一个实证性的问题。经济学家通过实证研究和计量经济分析证明李嘉图等价定理是否成立的现有文献得出了多种结论,一些研究支持李嘉图等价定理,而反对李嘉图等价定理的实证研究为数也不少。3 中国国民储蓄变动趋势及其影响因素分析关于“储蓄”的界定，国内存在各种各样的理解，国民储蓄通常定义为政府储蓄、企业储蓄和家庭储蓄三者之和（任若恩等，2006）。按照马拴友（2001）的定义，本文中各储蓄变量定义为：国民储蓄（NS）=GNP-最终消费=GNP-（居民消费+政府消费）；政府储蓄（GS）=财政收入-政府消费；私人储蓄（PS）=国民储蓄-政府储蓄；居民储蓄（HS）=城乡居民人民币储蓄存款年增加额；企业储蓄（ES）=国民储蓄-政府储蓄-居民储蓄。储蓄率为储蓄额对GDP的相对值。3.1 中国国民储蓄变动趋势根据国际比较，中国的国民储蓄率比较高，中国是世界上储蓄率最高的国家之一。英国、美国、澳大利亚等国家的国民储蓄率一般在20%以下；德国、土耳其、捷克和波兰等国家的国民储蓄率在30%以下；虽然日本和韩国的国民储蓄率也比较高，在30%以上，但仍然低于中国的总储蓄率。如果对不同时期的数据进行比较，可以发现中国目前无论国民储蓄率、居民储蓄率还是政府储蓄率均与韩国1990 年前后的情况类似；日本在其经济起飞的六、七十年代国民储蓄率曾达到30%以上，其最高峰也曾接近目前我国的水平。因而，我国的高储蓄率可能与经济发展阶段有关，有其合理性的一面（马拴友，2001；何新华等，2005）。表1 1978-2004年中国财政赤字及储蓄的有关变量值年份赤字额（万元）国民储蓄额（万元）赤字率（%）国民储蓄率（%）私人储蓄率（%）政府储蓄率（%）居民储蓄率（%）企业储蓄率（%）197819791980198119821983198419851986198719881989199019911992199319941995199619971998199920002001200220032004-10.17135.4168.90-37.3817.6542.5758.16-0.5782.9062.83133.97158.88146.49237.14258.83293.35574.52581.52529.56582.42922.231743.592491.272516.543149.512934.702090.421385.001418.801541.701551.201663.901936.902512.203216.103659.404503.305562.206361.307233.208516.6010699.8014378.4019874.0023859.9026846.6029563.3030561.3030856.7033653.1036800.5041136.8049247.7061144.60-0.283.351.53-0.770.330.720.81-0.010.810.530.900.940.791.100.970.851.230.990.780.782.592.992.501.5338.2235.1334.1331.9031.4332.6435.0335.8835.8737.6537.2637.6239.0039.4040.1741.5142.5040.8039.5539.7039.0137.6037.6137.8239.1141.9544.6720.2221.9523.0422.2223.0723.7226.3526.7228.4731.7233.0433.8835.3037.9240.2041.9544.1541.5740.2039.8038.5136.3135.7334.3734.3736.0737.4018.0013.1811.099.688.358.918.699.167.405.934.223.743.691.48-0.03-0.44-1.64-0.77-0.65-0.100.501.291.893.454.745.887.270.801.742.622.552.873.664.494.556.036.994.888.2510.379.829.459.9413.5113.9313.0510.429.107.575.279.6912.5014.2311.6419.4220.2120.4119.6720.2120.0721.8522.1722.4424.7328.1625.6324.9328.1030.7532.0130.6427.6427.1529.3829.4128.7430.4624.6821.8721.8425.76资料来源：根据历年中国统计年鉴提供的数据并经计算而得。根据表1，1978-2004年，伴随着财政赤字额/率的增加趋势，中国的国民储蓄额/率也呈现不断增加的趋势。1978-1996年中国政府储蓄率一直呈下降趋势。从1996年开始,边际政府储蓄倾向从负值变为正值,政府储蓄率开始有所回升,这可能是经常性收入特别是税收收入在1994年税改后增长状况得到改善的结果。尽管大部分年份里政府储蓄在国民储蓄中的比重在不断下降，但由于居民储蓄在国民储蓄中的比重在不断提高，且其幅度远远大于政府储蓄下降的幅度；同时，企业储蓄一直维持在一个较高的水平，所以，在经济体制的转型期，随着国民收人分配格局的变动，中国仍然维持了一个较高的国民储蓄水平。与许多西方国家的情况正好相反，中国财政赤字的增加并未导致国民储蓄下降，反而增加。这与李嘉图等价定理和新古典主义所描述的情形并不相符，似乎更符合传统的凯恩斯主义观点。为此，我们有必要正确理解中国财政赤字与国民储蓄之间的关系。3.2中国国民储蓄的影响因素分析一般来说，不断增加的财政赤字因减少公共储蓄而倾向于减少国民储蓄。但是，公共储蓄的减少并不意味着国民储蓄一定下降，还需要考虑预算赤字对私人储蓄的影响。财政赤字增加是否通过财富效应、私人消费和私人投资等而增加私人储蓄，取决于挤出效应的程度(Eisner,1994)。1981-1994年，中国的政府储蓄随财政赤字的增加呈现下降趋势、私人储蓄呈现增加的趋势，表面上看似乎符合李嘉图等价定理。但是，经过仔细分析不难发现，在这段时期内，政府储蓄和私人储蓄在此消彼长的过程中，私人储蓄的增加幅度大大超过政府储蓄的下降幅度，因而国民储蓄出现增加趋势，并不符合李嘉图等价定理所描述的私人储蓄增加、国民储蓄不变的结论，也不符合新古典主义私人储蓄增加、国民储蓄减少的结论。1997-2004年，政府储蓄和财政赤字同时增加，而国民储蓄率和居民储蓄率也在上升（企业储蓄率表现出较大的波动性，但一直维持在较高的水平），表明居民消费支出增加、财政赤字政策具有刺激消费的作用以及李嘉图等价定理的不成立。另外，私人储蓄的增加额远远超过财政赤字的增加额，也表明李嘉图等价定理在中国不成立。根据有关经济学理论，除财政赤字外，收入水平、利率、人口结构变化等也可能是影响国民储蓄的因素。收入水平的高低是解释国家间储蓄率差异的一个重要因素。按照凯恩斯的绝对收入假说和储蓄函数，随着绝对收入的增加，边际消费倾向就会下降，或边际储蓄倾向增加。与此相适应，平均储蓄倾向（即储蓄率）就会提高。持久收入假说(Friedman,1957)也揭示了收入对储蓄具有正向影响。Modigliani(1966)认为,在年老者的储蓄率不变的情况下,一个较高的增长率将会提高总量储蓄,因为经济增长会提高那些工作人员的总收入。但是，Tobin(1967)指出，不变的个人储蓄率仅仅与悲观的将来收入预期相关。如果工人能够正确预测将来收入的增长,根据生命周期模型,他们应该在今天消费得更多,因此,工作个体的储蓄率将下降,收入增长与储蓄的正向关系的经验证据将不存在。随着收入水平提高,国民储蓄率并不一定就同步提高。如果边际消费倾向高,那么,国民储蓄反而随着收入水平不断下降。例如,美国的国民储蓄率从20世纪60年代以来就呈现不断下降趋势。Attanasio,Picci和Scorcu(2000)采用大样本的国家年度时间序列数据,考察了经济增长、投资率和储蓄率的动态关系,他们发现了增长导致储蓄的持久的因果关系,尽管定量关系比较弱。Rossi(1988)用49个国家的时间序列数据,发现当期收入水平对储蓄率有正向效应的结论。在研究一组发展中国家时,Gupta(1987)认为储蓄对暂时收入做出正向反应。Koskela和Viren(1982)在研究一组工业化国家时,把暂时性收入定义为未预料到的收入变化,认为未预料到的实际收入对储蓄有正向的影响。Collins(1989)发现收入增长将会增加储蓄,特别是如果收入增长发生在高收入的家庭。Bosworth (1993)的计量研究发现，从增长到储蓄的因果性要强于从储蓄到增长。Edwards(1995)从36个国家1970-1992年的时间序列数据中也发现，产出增长率对储蓄有显著的正效应；Carroll和Wcil(1994),Dcklc(l993)和Attanasio等(2000)等利用Granger因果性检验发现,产出增长率的增加显著地先于储蓄率的增加。国内学者中，齐天翔（2000）、武剑(1999)、李焰(1999)、胡学锋（2000）、陶用之和陆建新（2004）等的研究证实，收入与居民储蓄显著正相关。中国居民绝对收入的增加，为储蓄率的上升提供了很大的空间。从长期来看,刺激经济发展的政策是一个间接且有效的提高储蓄率的方式。中国飞速的经济增长是储蓄率高的最主要因素之一，国家越富强储蓄就越多, 高储蓄带来了高增长, 而一般情况下高增长率意味着高投资率，高投资所需的资金积累首先靠国内储蓄来提供, 如此良性循环。人口结构变化改变了国民收入中消费和储蓄的分配比例,这是人口转变影响经济增长的一条渠道(Kelly,1973)。人口转变是一个长期过程,它既包含了个人生命周期的变化,也反应了代际更替关系。从个人生命周期来看,进入劳动年龄之后,个人储蓄变化是一个先上升后下降的趋势。如果总人口中劳动年龄人口的比重大,那么,这部分人口的个人储蓄之和将有助于提高储蓄率。同时,劳动年龄人口的抚养比相对较低,他们所承担的抚育和赡养等经济负担较轻,从而减少了家庭支出,提高了家庭储蓄的比例。Leff(1969,1971)利用1964年74个国家截面资料研究发现,人均收入水平、经济增长速度、少儿抚养比、老年抚养比、总抚养比对国民储蓄率均有显著影响。Ram(1982)利用1977年128个国家截面数据进一步研究,也得出基本相似的结论。根据生命周期假说，从业人员应当在工作期间进行储蓄，积累一定数量的财富，使其在退休以后收入减少的情况下得以保持一定的消费水平。因此，当从业人员占总人口的比重较高时，这个经济的储蓄倾向也会较高。改革开放以来，中国从业人员占总人口的比重大幅上升，从1978年的41.71%上升到2004年的57.85%，为中国国民储蓄水平的提高提供了良好的基础。从纯理论的角度来看，利率的变化对储蓄的影响是模糊的，理论和实证研究都未取得一致。利率的影响可以分为负的替代效应和正的收入效应。通常，利率上升使得当期消费变得昂贵,消费者减少消费以增加储蓄；另一方面,利率提高使得该消费者变得相对更为富有,从而将在不同程度上增加消费而减少储蓄，其总效应取决于替代效应和收入效应之间的对比关系。无论正向的还是负向的反应均依赖于替代效应和财富效应的相对强度(Gylfason,1993)。Balassa(1992)认为在发展中国家中利率对储蓄的影响是正向的。Koskela和Viren(1982)在研究一组工业化国家时,观察到储蓄随着实际利率上升而上升。Boskin(1978)等的研究认为实际利率对私人储蓄具有正效应，而Hall(1988)、Campbell和Mankiw(1989)等的研究认为实际利率对私人储蓄几乎无影响。国内学者中，武剑(1999)、胡学锋（2000）等的研究发现实际利率与居民储蓄正相关，而李焰(1999)、汪小亚等(2000)的研究表明，利率对储蓄率的影响不确定。此外，储蓄率与一个国家的文化、习惯、发展历史、社会保障系统的完善和居民自身投资决策行为等多种因素相联系。4 实证分析4.1 模型设定和样本说明样本区间为1978-2004年。数据来自历年中国统计年鉴。令Zt=NSt,Yt,Rt,Deft,Wpopt。其中，NSt表示实际国民储蓄额，取其自然对数；Yt表示实际GDP,取其自然对数；Deft表示财政收支变量，为实际财政支出的自然对数减去实际财政收入的自然对数，正值表示财政赤字；Rt表示实际利率，为一年期存款名义利率扣除以CPI衡量的通货膨胀率；Wpopt表示人口结构指标，为就业人员总数占年底总人口数的比重，取其自然对数。用CPI（1978=100）将变量的名义值换算成实际值。根据第3部分的分析，这些变量都可能影响国民储蓄水平。运用Eviews5.1计量经济学软件进行变量的计算和数据的分析。4.2 单位根检验ADF单位根检验最佳滞后阶数按照SIC（Schwarz Information Criterion）准则确定，SIC值越小，滞后阶数越佳。检验结果见表2，可见，NSt,Deft,Yt,Rt, Wpopt均为I（1）过程。表2 国民储蓄有关变量的单位根检验结果变量水平检验结果一阶差分检验结果检验形式（C，T，L）ADF值P值检验形式（C，T，L）ADF值P值NStYtRtDeftWpopt(C，0，4）(C，0，4）(C，0，0）(C，0，0）（C，0，0）-0.4655-0.6860-0.9245-2.5526-1.62870.88050.83050.76390.11540.4542(C，0，3）(C，0，3）(C，0，0）(C，0，0）（C，0，0）-4.3500-4.7388-3.4949-6.4691-5.12870.0027*0.0011*0.0168*0.0000*0.0004*说明： *、*分别代表在1%和5%显著性水平上显著。4.3 协整检验首先，根据无约束（unrestricted）水平VAR模型确定协整阶数L。确定水平VAR模型的最佳滞后阶数的方法是从一般到特殊从较大的滞后阶数开始，通过对应的LR值、FPE值、AIC值、SC值、HQ值等确定。考虑到样本区间的限制，从最大滞后阶数L=2开始,并根据LR和SC值选择最佳滞后阶数为1，见表3。表3 国民储蓄水平VAR模型的最佳滞后阶数检验结果滞后阶数LR值FPE值AIC值SC值HQ值01NA170.5010*2.16e-082.12e-11*-3.4606-10.4343*-3.2168-8.9716*-3.3929-10.0286*说明：*代表在5%显著性水平上拒绝原假设。其次，进行协整向量个数r的检验，见表4。使用Johansen的特征根协整检验，检验时假设含截距项和时间趋势项。根据表4 的协整关系检验结果，拟检验的5个变量之间在1%显著性水平上存在1个协整关系，即r=1。表4 国民储蓄方程协整向量个数r的检验结果协整阶数零假设特征值最大特征值统计量5%临界值1% 临界值P值（1，1）无*至多1个至多2个至多3个至多4个0.93140.76170.51050.44600.1581134.165569.870035.447218.30294.130488.803863.876142.915325.872112.518097.597271.479249.362831.153916.55390.0000*0.01440.22710.32390.7232说明： *代表在1%显著性水平上拒绝零假设。再次，得出协整方程。标准化协整向量为（1.0000，-7.2959，-0.9371，-0.0112，-3.4651，0.0924,C），对应的协整方程（括号内的数值为标准差，T为时间趋势）为： NSt = 7.2959Deft + 0.9371Yt + 0.0112Rt + 3.4651Wpopt - 0.0924T + C (13）（0.5853） （0.3865） （0.0048）（0.4740） (0.0366）协整方程的估计系数都通过显著性检验。因此，1978-2004年，中国的财政赤字、国民储蓄、实际GDP、实际利率及人口结构变动指标等5个变量之间存在长期均衡的协整关系。根据协整方程（13），从长期来看，财政赤字增加、实际GDP增加、实际利率水平上升、就业人员总数占年底总人口数的比重上升均与国民储蓄呈现正相关关系。4.4 误差修正模型（VECM）及其诊断检验本文主要检验财政赤字和国民储蓄之间的关系，因此仅给出关于NSt和Deft的误差修正模型，估计结果见表5。表5 关于国民储蓄的误差修正模型估计结果方程NStDeftECtNSt-1Deft-1Yt-1Rt-1Wpopt-1CR2A-R2S.E.F值-0.1139(-1.9826)*1.4128(3.7204)*-0.0659(-0.2111)-1.2403(-2.0830)*0.0079(3.1430)*-1.3224(-2.1845)*0.0899(3.0856)*0.59310.44950.04904.12970.1275（4.1232）*-0.3107(-1.5195）0.2500(1.4868）0.5879（1.8336）*-0.0003(-0.2227）0.6509（1.9970）*-0.0314（-2.0006）*0.54090.37890.02643.3382 说明：（1）括号内的数值为t值；（2）*、*、*分别代表在1%、5%、10%显著性水平上显著。在根据误差修正模型得出Granger因果关系检验及脉冲响应函数的结果之前，需要对之实施必要的诊断检验。根据表6的稳定性检验，有4个根为1（因为VECM的模型设定包含4个单位根），落在单位圆上，其他的均在单位圆以内，因此VECM模型的稳定性条件得以满足； LM自相关检验显示，LM1=25.0866,P值=0.4575；LM2=18.0037,P值=0.8422，故不存在自相关；White异方差（无交叉项）检验显示，2值=197.3485，P值=0.1784，故不存在异方差；联合正态性检验结果显示，Jarque-Bera值=12.8288，P值=0.2334，符合正态分布。表6 关于国民储蓄的VECM的稳定性检验结果根模1.00001.00001.00001.00000.2774-0.5531i0.2774+0.5531i0.4867-0.2056-0.3377i-0.2056+0.3377i0.14291.00001.00001.00001.00000.61880.61880.48670.39540.39540.1429因此，VECM模型稳定且不存在设定偏差，根据VECM得出的因果关系和脉冲响应是稳健、可靠的。根据表5，关于NSt的误差修正模型的误差修正项的估计系数显著为负（-0.1139），调整方向符合误差修正机制。4.5 Granger因果关系检验 Sims, Stock和Watson(1990)指出，对传统的Granger因果关系检验的检验分布是非标准的，如果考虑协整性，将会有渐进标准分布。因此，Granger因果关系可以通过误差修正项的显著性和一阶差分的滞后项的系数的显著性来揭示，前者捕捉了长期效果，后者描述了短期原因影响。Granger因果关系检验结果见表7。表7国民储蓄系统的Granger因果关系检验结果零假设H02值P值结论Deft对NSt无Granger影响NSt对Deft无Granger影响Yt对NSt无Granger影响Rt对NSt无Granger影响Wpopt对NSt无Granger影响0.04462.30894.33889.87854.77200.83280.12860.0373*0.0017*0.0289*接受接受拒绝拒绝拒绝说明： *、*分别代表在1%和5%的显著性水平上拒绝零假设。根据表7，以VECM模型为基础的Granger因果关系检验结果，在5%显著性水平上，财政赤字和国民储蓄之间不存在Granger意义上的因果关系；在5%显著性水平上，实际GDP、人口结构变量对国民储蓄具有Granger影响；在1%显著性水平上，实际利率对国民储蓄具有Granger影响。4.6 广义脉冲响应函数曲线由于VECM模型的估计系数难以解释，作者根据脉冲响应函数来得出结论。Pesaran等(1998)所提出的广义（generalized）脉冲响应函数（见“附录”）可以不考虑变量的排序问题而得出唯一的脉冲响应函数曲线，在最近的实证研究中被广泛使用。图1是基于误差修正模型的广义脉冲响应函数曲线，横轴代表滞后阶数，纵轴代表国民储蓄变量受各变量冲击的响应程度。可以看出，广义脉冲响应函数曲线收敛于某一固定值。由于财政赤字变量对国民储蓄无Granger影响，并不需要给国民储蓄变量受财政赤字变量冲击的脉冲响应函数曲线。图1 国民储蓄受各变量冲击的广义脉冲响应函数曲线根据广义脉冲响应函数曲线，国民储蓄额在受到1个单位标准差的正向实际GDP、实际利率和人口结构变量的冲击后，冲击效应均为正，国民储蓄上升。实际GDP增加、实际利率水平上升、就业人员占总人口的比重提高，都会导致国民储蓄水平的增加。4.7 对实证结果的简要解释根据协整检验，1978-2004年，中国的财政赤字和国民储蓄之间存在长期均衡的协整关系，财政赤字增加和国民储蓄增加之间存在正相关关系。中国财政赤字与国民储蓄的关系更加符合凯恩斯主义的理论而不符合李嘉图等价定理和新古典主义的理论。其原因可能在于：转移性财政支出增加居民可支配收入而增加居民储蓄；投资性财政支出促进经济增长、提高收入水平而增加居民储蓄；财政赤字政策可能会在一定程度上挤出私人企业的投资而相应增加企业储蓄；用于基础设施的财政支出为企业创造了良好的投资环境而增加企业的收入进而增加企业储蓄；在财政支出压力越来越大的条件下，要增加政府储蓄必须增加以税收为主的财政收入，但中国税收对个人收入的调节力度十分有限，个人所得税、特别是对高收入阶层的税收征收不力，个人可支配收入相应增加，居民储蓄增加；等等。尽管存在长期均衡的协整关系，但是，根据Granger因果关系检验，并不存在从财政赤字到国民储蓄的Granger因果关系，财政赤字增加或政府储蓄减少并不是中国国民储蓄的决定因素。在中国，财政赤字增加在引起政府储蓄呈现减少趋势的同时，私人储蓄在国民储蓄中的比重在不断提高，且其提高幅度远远大于政府储蓄下降的幅度。因此，中国仍然维持了一个较高的国民储蓄水平。改革开放以来, 随着经济体制向市场经济体制的转轨以及与此相联系的国民收入分配格局的变化, 中国国民储蓄结构发生了重大变化, 以政府储蓄为主体的国民储蓄结构被打破, 居民和企业储蓄的地位不断上升, 由此形成居民储蓄、企业储蓄和政府储蓄并存, 并以居民储蓄为主体的国民储蓄结构（见表1）。长期以来，中国的政府储蓄呈现不断下降的趋势，中国国民储蓄的增长主要是依靠私人储蓄（包括居民储蓄和企业储蓄）来维持的。实际GDP的增加导致国民储蓄增加，中国飞速的经济增长是储蓄率高的最主要因素之一。实际利率水平上升导致国民储蓄增加，在扣除通货膨胀的影响后，实际利率水平仍然是调节中国储蓄水平的一个重要因素。就业人员占总人口比重上升导致国民储