時(shí)間：2023-03-27 16:47:45
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問題的提出
江蘇省作為我國東部經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)，2010年GDP排名位于全國第二。在經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展的同時(shí)，江蘇省也保持著較高的國民儲蓄率，2010年已高達(dá)58.39%。江蘇省統(tǒng)計(jì)年鑒顯示，2010年城鄉(xiāng)居民存款儲蓄額已達(dá)23334.8億元，占當(dāng)年總GDP的56.33%；企業(yè)部門儲蓄額為19148.59億元，占當(dāng)年總GDP的46.22%；政府部門儲蓄額569.95億元，占當(dāng)年總GDP的1.376%。從統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)來看，居民儲蓄和企業(yè)儲蓄對江蘇省高儲蓄貢獻(xiàn)較大，企業(yè)儲蓄所占比例較小。
現(xiàn)有的關(guān)于高儲蓄率的形成原因，學(xué)術(shù)界對其有不同的解釋，比如：經(jīng)濟(jì)的快速增長，居民的“預(yù)防性儲蓄”動(dòng)機(jī)，社會保障體系的不完善，男女比例失衡以及人口結(jié)構(gòu)的變動(dòng)等。
全國第六次人口普查數(shù)據(jù)顯示，江蘇省全省常住人口中，0-14歲人口為10230180人，占13.01%；15-64歲人口為59861916人，占76.10%；65歲及以上人口為8567807人，占10.89%。國際上將年齡在 65 歲及以上的人口總數(shù)占總?cè)丝跀?shù)的 7%作為衡量人口老齡化的起點(diǎn)，根據(jù)該標(biāo)準(zhǔn)，江蘇省人口年齡結(jié)構(gòu)在發(fā)生顯著變化的同時(shí)，老齡化程度也在不斷加快。那么江蘇省的高居民儲蓄率和江蘇省人口年齡結(jié)構(gòu)之間是否存在相關(guān)關(guān)系呢？本文對此進(jìn)行驗(yàn)證。
人口年齡結(jié)構(gòu)與儲蓄率理論介紹
現(xiàn)有的關(guān)于人口年齡結(jié)構(gòu)與儲蓄率的關(guān)系研究基本上都是基于Medigliani（1954）提出的生命周期假說（LCH）。生命周期假說將人的一生分為年輕時(shí)期、中年時(shí)期和老年時(shí)期三個(gè)階段。一般而言，在年輕時(shí)期，家庭收入低，但因?yàn)槲磥硎杖霑黾?，因此在這一階段，往往會把家庭收入的絕大部分用于消費(fèi)，有時(shí)甚至舉債消費(fèi)，導(dǎo)致消費(fèi)大于收入，這時(shí)家庭中基本上沒有儲蓄或有很少的儲蓄。進(jìn)入中年階段后，家庭收入會增加，但消費(fèi)在收入中所占的比例會降低，收入大于消費(fèi)，因?yàn)橐环矫嫘枰獌斶€青年階段的負(fù)債，另一方面還要把一部分收入儲蓄起來用于防老。退休以后，收入下降，這時(shí)需要依靠年輕時(shí)的儲蓄來消費(fèi)，從而社會儲蓄率又會下降。1976年，Medigliani對生命周期理論進(jìn)行擴(kuò)展，認(rèn)為儲蓄率會隨被撫養(yǎng)人口的比例上升而下降，隨勞動(dòng)者人口比例上升而上升。
LCH理論是從微觀行為經(jīng)濟(jì)學(xué)的角度來研究人口年齡結(jié)構(gòu)變動(dòng)與儲蓄的關(guān)系，Coale and Hoover（1958）從宏觀角度提出了人口轉(zhuǎn)變過程的“撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)假說”（Dependency Hypothesis，DH）。該假說認(rèn)為，下降的嬰兒死亡率和上升的生育率導(dǎo)致勞動(dòng)年齡人口背負(fù)的少兒撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)上升，導(dǎo)致社會儲蓄隨之減少。隨著生育率的下降和經(jīng)濟(jì)活動(dòng)人口的急劇增加，勞動(dòng)年齡人口背負(fù)的少兒撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)減輕，社會儲蓄也增加。最后，人口年齡結(jié)構(gòu)變動(dòng)表現(xiàn)為巨大的老齡撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)，這將削弱儲蓄力度并使經(jīng)濟(jì)增長速度減緩。
文獻(xiàn)綜述
一些學(xué)者以生命周期理論和撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)假說為基礎(chǔ)進(jìn)行了相關(guān)實(shí)證研究。Loayza等（2000）在Schmidt（1996），Higgins（1998）研究的基礎(chǔ)上，運(yùn)用面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析得出少兒撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)比和老年贍養(yǎng)負(fù)擔(dān)比與儲蓄率呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。Kraay（2000）通過不同國家截面數(shù)據(jù)的估計(jì)，認(rèn)為老年撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)比對社會儲蓄率存在顯著的負(fù)作用，而少兒撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)比對儲蓄的影響并不顯著。汪偉（2009）運(yùn)用中國1989-2006年的省際面板數(shù)據(jù)，得到少兒撫養(yǎng)比對居民儲蓄影響為負(fù)，老年撫養(yǎng)比對居民儲蓄影響為正，且均顯著。李魁（2010）通過采用全國30個(gè)省市1990-2006的面板數(shù)據(jù)，主要運(yùn)用二步系統(tǒng)GMM法進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)少兒撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)比對儲蓄率有負(fù)的影響，在10%水平上顯著，老年贍養(yǎng)負(fù)擔(dān)比對儲蓄率有正的影響，但是效果不顯著。王麒麟、賴曉瓊（2012）以1999-2009年的省際面板數(shù)據(jù)為樣本，運(yùn)用Hausman檢驗(yàn)，實(shí)證分析表明人口年齡結(jié)構(gòu)對我國儲蓄率的影響存在明顯城鄉(xiāng)差異。
總體來看，關(guān)于人口年齡結(jié)構(gòu)與儲蓄率的關(guān)系，至今還沒有一個(gè)明確的定論。已有的研究大多是利用面板數(shù)據(jù)對儲蓄率進(jìn)行整體的研究，較少將其細(xì)分，并且具體到省際的研究也較少。本文研究江蘇省人口年齡結(jié)構(gòu)變動(dòng)對城鎮(zhèn)居民儲蓄率和農(nóng)村居民儲蓄率的影響，為江蘇省關(guān)于人口與社會經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展方面提供對策建議。
數(shù)據(jù)、變量選取
由于本文要考慮人口年齡結(jié)構(gòu)對儲蓄率的影響，選擇江蘇省1995-2010年城鎮(zhèn)居民人均儲蓄率和農(nóng)村居民人均儲蓄率數(shù)據(jù)作為被解釋變量，以區(qū)分城鄉(xiāng)差別的特點(diǎn)。其中，城鎮(zhèn)居民人均儲蓄率（CS）和農(nóng)村居民人均儲蓄率（US）分別是城鎮(zhèn)居民人均儲蓄額和農(nóng)村居民人均儲蓄額與各自人均可支配收入的比率。在作為人口年齡結(jié)構(gòu)的解釋變量里，本文選擇少兒撫養(yǎng)比（FC）和老年撫養(yǎng)比（FO）作為衡量人口年齡結(jié)構(gòu)的指標(biāo)。假定N、L、O、C分別表示總的人口數(shù)量、勞動(dòng)力數(shù)量（14-64歲人口數(shù)量）、老年人口數(shù)量（65歲以上人口）和少兒人口數(shù)量（0-14歲人口數(shù)量），少兒人口撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)比FC用C/L表示，表示每100名勞動(dòng)力要撫養(yǎng)的兒童數(shù)量，老年人口贍養(yǎng)負(fù)擔(dān)比FO用O/L表示，表示每100名勞動(dòng)力要贍養(yǎng)的老人數(shù)量。從微觀上來講，人口自然增長率同居民儲蓄率存在一定的關(guān)系，所以引進(jìn)江蘇省人口自然增長率，用NR表示。
以上數(shù)據(jù)由中國統(tǒng)計(jì)年鑒和江蘇省統(tǒng)計(jì)年鑒整理得來，由于考慮到各種數(shù)據(jù)指標(biāo)的可得性、完整性和有效性，數(shù)據(jù)區(qū)間選取為1995-2010年。
實(shí)證分析
由于時(shí)間序列往往存在非平穩(wěn)性，為保證建立的回歸有意義，應(yīng)先對各序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，再在此基礎(chǔ)上進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)和Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，并建立相應(yīng)的誤差修正模型。
（一）平穩(wěn)性檢驗(yàn)
本文為考察人口年齡結(jié)構(gòu)與與城鎮(zhèn)居民儲蓄率的關(guān)系，選取1995-2010年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行測算，分析城鎮(zhèn)居民儲蓄率（CS）和農(nóng)村居民儲蓄率（US）分別與少兒人口撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)比（FC）、老年人口贍養(yǎng)負(fù)擔(dān)比（FO）、人口自然增長率（NR）的協(xié)整關(guān)系。各序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。
由表1結(jié)果可知，上述序列除人口自然增長率在原序列平穩(wěn)外，其余序列經(jīng)過一階差分后均不存在單位根，為平穩(wěn)序列。
（二）協(xié)整檢驗(yàn)
從上述ADF檢驗(yàn)結(jié)果可知，城鎮(zhèn)居民儲蓄率、農(nóng)村居民儲蓄率與少兒撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)比、老年撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)比、人口自然增長率符合協(xié)整的必要條件。分別對城鎮(zhèn)居民儲蓄率和農(nóng)村居民儲蓄率與各自變量進(jìn)行OLS估計(jì)，建立回歸方程，結(jié)果如下：
CS=50.39658-1.586298FC+ 0.302968FO+2.728209NR （1）
t= 2.5987 -7.0439
0.294812 2.8644
R2 =0.9029， F=33.3552，DW=2.0091
US=-2.866137+0.970690FC+ 0.896333FO-4.244340NR （2）
t= -0.154251 4.498764
2.9103 -4.6510
R2 =0.9057， F=22.3758，DW=2.40739
上述模型回歸效果比較理想，然后對上述兩個(gè)回歸模型的殘差序列E1和E2進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，仍然采用ADF檢驗(yàn)。若平穩(wěn)則可證明上述變量之間是協(xié)整關(guān)系，具體結(jié)果見表2。
通過對兩個(gè)回歸方程的殘差序列E1和E2進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，結(jié)果顯示，E1的t檢驗(yàn)值為-6.971217，在1%顯著性水平上通過檢驗(yàn)；E2的t檢驗(yàn)值為-3.872195，在5%的顯著性水平上通過檢驗(yàn)。說明兩個(gè)殘差序列均平穩(wěn)，意味著城鎮(zhèn)居民儲蓄率和農(nóng)村居民儲蓄率與各指標(biāo)之間存在長期協(xié)整關(guān)系。
根據(jù)上述協(xié)整方程，分指標(biāo)情況看：第一，少兒撫養(yǎng)比對城鎮(zhèn)居民儲蓄率的影響為負(fù)，對農(nóng)村居民儲蓄率影響為為正，并且影響效果顯著；老年人口撫養(yǎng)比對城鎮(zhèn)居民儲蓄率影響和農(nóng)村居民儲蓄率影響均為正，但是對城鎮(zhèn)居民儲蓄率影響不顯著，對農(nóng)村居民儲蓄率有顯著的影響。第二，少兒撫養(yǎng)比對城鎮(zhèn)居民儲蓄率負(fù)的影響大于老年負(fù)擔(dān)比對其正的影響，少兒負(fù)擔(dān)比每下降1個(gè)百分比，城鎮(zhèn)居民儲蓄率增加1.586個(gè)百分點(diǎn)；老年負(fù)擔(dān)比每上升一個(gè)百分點(diǎn)，城鎮(zhèn)居民儲蓄率上升約0.303個(gè)百分點(diǎn)。少兒撫養(yǎng)比對農(nóng)村居民儲蓄率的影響大于老年負(fù)擔(dān)比對其的影響，少兒撫養(yǎng)比下降一個(gè)百分點(diǎn)，農(nóng)村居民儲蓄率下降0.971個(gè)百分點(diǎn)；老年負(fù)擔(dān)比每上升一個(gè)百分點(diǎn)，農(nóng)村居民儲蓄率上升0.896個(gè)百分點(diǎn)。第三，人口自然增長率對城鎮(zhèn)居民儲蓄率有正的影響，其每增長一個(gè)百分點(diǎn)，城鎮(zhèn)居民儲蓄率增加2.728個(gè)百分點(diǎn)；但對農(nóng)村農(nóng)村居民儲蓄率有負(fù)的影響，其每增加一個(gè)百分點(diǎn)，農(nóng)村居民儲蓄率下降4.244個(gè)百分點(diǎn)。第四，從常數(shù)項(xiàng)來看，城市居民存在更多的自發(fā)性儲蓄行為，農(nóng)村居民相對來說自發(fā)性儲蓄比較少，這個(gè)可能與城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民收入高低有關(guān)。
（三）誤差修正模型
上述分析證明城鎮(zhèn)儲蓄率和農(nóng)村居民儲蓄率與各因素之間存在協(xié)整關(guān)系，根據(jù)協(xié)整理論，存在協(xié)整關(guān)系的經(jīng)濟(jì)變量之間可以建立誤差修正模型，把各個(gè)影響城鎮(zhèn)居民儲蓄率和農(nóng)村居民儲蓄率的影響指標(biāo)的短期行為和長期變化結(jié)合起來。先對各自變量序列進(jìn)行一階差分，再進(jìn)行回歸分析，納入誤差修正項(xiàng)，建立誤差回歸模型（3）和（4）：
DCS=12.46441+0.540489DCS（-1）+0.577721DFC+1.568364DFC（-1）-1.743938DFO-1.686220DFO（-1）+11.89308DNR-10.45389DNR（-1）-0.919043ecm （3）
上述誤差修正模型常數(shù)和誤差修正項(xiàng)的t值分別為：
t=（-1.958373），（2.965464）， （3.050599），（2.391702），（2.944830）， （2.952219），（-2.378873），（-2.763881， （-3.109256）
R2 =0.8919 F=21.29877
DW=2.553747
DUS=-14.39142-0.121804DUS（-1）-0.527489DFC-1.25919DFC（-1）+ 1.685201DFO +0.950451DFO（-1）+ 5.010568DNR-1.647784DNR（-1）- 0.591880ecm （4）
上述誤差修正模型常數(shù)和誤差修正項(xiàng)的t值分別為：
t=（-1.978498），（-2.332162）， （-2.402645），（-1.987975），（2.539363），（1.890086），（2.373466），（-2.063968）
R2=0.9124 F=21.419295
DW=2.018500
以上數(shù)據(jù)說明上述兩個(gè)模型擬合度較好，變量之間無明顯共線性。誤差修正項(xiàng)為負(fù)，說明均衡誤差對短期波動(dòng)收斂于長期均衡有較好的調(diào)節(jié)作用。當(dāng)城市儲蓄率和農(nóng)村居民儲蓄率與各影響因素之間出現(xiàn)不適應(yīng)時(shí)，誤差項(xiàng)能夠在其中起到迅速調(diào)節(jié)作用。
（四）Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)
為進(jìn)一步考察年齡結(jié)構(gòu)與居民儲蓄率的關(guān)系，本文采用Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)法來判斷江蘇省城鎮(zhèn)居民儲蓄率和農(nóng)村居民儲蓄率與各影響因素之間的因果關(guān)系。檢驗(yàn)結(jié)果如表3、表4所示。
由表3可知，老年人口負(fù)擔(dān)與城鎮(zhèn)居民儲蓄在一定程度上不存在因果關(guān)系，少兒人口負(fù)擔(dān)和人口自然增長率與城鎮(zhèn)居民儲蓄率之間存在單向的因果關(guān)系。
由表4可知，少兒人口負(fù)擔(dān)比和人口自然增長率與農(nóng)村居民儲蓄率存在雙向的因果關(guān)系，老年人口負(fù)擔(dān)比與農(nóng)村居民儲蓄率之間存在單向的因果關(guān)系。
（五）脈沖響應(yīng)分析
為了反映少兒負(fù)擔(dān)比和老年負(fù)擔(dān)比對城鎮(zhèn)居民儲蓄率和農(nóng)村居民儲蓄率之間的長期動(dòng)態(tài)影響，可通過繪制脈沖響應(yīng)圖來衡量。
由圖1可知，少兒撫養(yǎng)比對農(nóng)村居民儲蓄的影響是一個(gè)長期的過程，大約從第1年持續(xù)到第20年，影響最大的是前10年，在第15年后開始逐漸減弱。
由圖2可知，老年撫養(yǎng)比對農(nóng)村居民儲蓄的影響持續(xù)時(shí)間長達(dá)15年，影響最大的是前8年，在第10年后開始逐漸減弱。
由圖3可知，少兒撫養(yǎng)比對城鎮(zhèn)居民儲蓄率的影響同樣是個(gè)長期的過程，影響最大的是前5年，從第7年后影響開始逐漸減弱。
江蘇省少兒撫養(yǎng)比對城鎮(zhèn)居民儲蓄率有顯著的負(fù)影響，對農(nóng)村居民儲蓄率有顯著的正影響，即少兒撫養(yǎng)比的下降使城鎮(zhèn)居民儲蓄率上升，農(nóng)村居民儲蓄下降，這可能與城鄉(xiāng)居民收入水平差距較大有關(guān)。江蘇省2010年城鎮(zhèn)居民家庭人均收入為22944元，農(nóng)村居民家庭人均收入為9118元，城鎮(zhèn)居民家庭人均收入大約是農(nóng)村居民家庭人均收入的2.52倍。城鎮(zhèn)居民收入較高，少兒負(fù)擔(dān)減輕了，在消費(fèi)水平既定的條件下，能夠儲蓄的錢相對增加。老年撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)對城鎮(zhèn)居民儲蓄率的影響比較模糊，城鎮(zhèn)社會保障政策的相對完善，而且老人有更多的再就業(yè)機(jī)會等原因，使老年撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)的增加對城鎮(zhèn)居民儲蓄率沒有太大的影響。農(nóng)村居民收入相對較低，除去日常生活消費(fèi)開支外，能儲蓄的錢相對較少。少兒負(fù)擔(dān)的減輕，農(nóng)村生活條件的改善使農(nóng)村居民消費(fèi)能力增強(qiáng)。雖然農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)政策正在逐步貫徹實(shí)施，但各地還是存在差別，同時(shí)人口撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)對農(nóng)村的影響年限長于城鎮(zhèn)，所以農(nóng)村老年撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)對農(nóng)村居民儲蓄仍然存在正的顯著影響，預(yù)防性養(yǎng)老儲蓄在農(nóng)村還是比較普遍。人口自然增長率對城鄉(xiāng)居民儲蓄率的不同效應(yīng)影響，進(jìn)一步說明了城鄉(xiāng)居民收入水平的差距和農(nóng)村居民養(yǎng)老保障體系的不成熟。
結(jié)論
本文對江蘇省人口年齡結(jié)構(gòu)對城鎮(zhèn)居民儲蓄率和農(nóng)村居民儲蓄率的協(xié)整關(guān)系和Granger因果關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)江蘇省少兒撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)比和老年負(fù)擔(dān)比對江蘇省城鎮(zhèn)居民儲蓄率和農(nóng)村居民儲蓄率存在長期協(xié)整關(guān)系。并且少兒人口撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)和人口自然增長率與城鎮(zhèn)居民儲蓄率存在因果關(guān)系，老年人口負(fù)擔(dān)和人口自然增長率與農(nóng)村居民儲蓄率存在因果關(guān)系。同時(shí)繪制脈沖響應(yīng)圖，說明人口撫養(yǎng)比對城鄉(xiāng)居民儲蓄率的長期動(dòng)態(tài)影響，結(jié)果顯示，人口撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)對農(nóng)村的影響時(shí)間年限長于對城鎮(zhèn)的影響時(shí)間年限，撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)對農(nóng)村居民儲蓄率的影響相對城鎮(zhèn)居民儲蓄率來說更加深遠(yuǎn)。
基于本文的研究結(jié)論，筆者提出以下建議：在加快經(jīng)濟(jì)發(fā)展的同時(shí)，提高居民消費(fèi)水平，特別要鼓勵(lì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)，用消費(fèi)拉動(dòng)內(nèi)需；增加農(nóng)民收入，縮小城鄉(xiāng)差距，促使城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展；進(jìn)一步完善社會保障體系，盡快完善和貫徹實(shí)施農(nóng)村養(yǎng)老保障政策。
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中圖分類號：F045-6 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A
文章編號：1000-176X(2007)11-0003-07
一、 引 言
儲蓄是投資的資金來源，儲蓄―投資的轉(zhuǎn)化是經(jīng)濟(jì)學(xué)一直關(guān)注的一個(gè)核心問題。凱恩斯理論分析了影響儲蓄和投資的諸因素，并把“投資＝儲蓄”看成是經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定增長的前提條件，但卻沒有分析如何實(shí)現(xiàn)這個(gè)條件。哈羅德―多馬模型則認(rèn)為，只要保證經(jīng)濟(jì)有一個(gè)“合意的增長率”，儲蓄便能自動(dòng)地全部轉(zhuǎn)化為投資。新古典模型也建立在儲蓄完全轉(zhuǎn)化為投資的基礎(chǔ)之上。然而，實(shí)際經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中由于各種因素的影響，儲蓄只能部分轉(zhuǎn)化成投資。儲蓄能否完全轉(zhuǎn)化為投資，或者說有多大比例的儲蓄能夠轉(zhuǎn)化為投資，影響到一國經(jīng)濟(jì)能否實(shí)現(xiàn)穩(wěn)定增長。
學(xué)術(shù)界都對儲蓄投資相關(guān)性問題有著大量的研究，得出的結(jié)論也各不相同。Feldstein[4]和Horioka選取了16個(gè)OECD國家1960―1974年間的平均儲蓄和平均投資數(shù)據(jù)進(jìn)行截面回歸，發(fā)現(xiàn)一國國內(nèi)的儲蓄和投資具有很高的正相關(guān)性。他們認(rèn)為可以把國內(nèi)儲蓄和投資的相關(guān)性作為檢驗(yàn)國際資本流動(dòng)程度的標(biāo)準(zhǔn)。這是因?yàn)?，在封閉經(jīng)濟(jì)條件下，國內(nèi)儲蓄是一個(gè)國家國內(nèi)投資的惟一來源；而開放經(jīng)濟(jì)條件下，國內(nèi)儲蓄不再是投資的惟一來源，還可以利用國外儲蓄。如果國際資本能夠充分流動(dòng)，那么從理論上說，國內(nèi)儲蓄和投資應(yīng)該是兩個(gè)獨(dú)立變動(dòng)的變量。Feldstein和Horioka還將OECD樣本國家總儲蓄分為居民、政府和企業(yè)三個(gè)部分，對各部門儲蓄與總投資的相關(guān)性進(jìn)行了簡要分析，發(fā)現(xiàn)企業(yè)儲蓄對總投資貢獻(xiàn)要大于居民儲蓄和政府儲蓄。
Feldstein和Horioka的研究引起了經(jīng)濟(jì)學(xué)界激烈的爭論，之后涌現(xiàn)出大量的理論和經(jīng)驗(yàn)分析[5]。很多文獻(xiàn)試圖從交易成本、資本市場管制、各種經(jīng)濟(jì)周期沖擊和國家規(guī)模等方面來解釋儲蓄投資的高相關(guān)性[1-11]。而對于儲蓄投資相關(guān)性作為國際資本流動(dòng)程度的檢驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)，也有不少學(xué)者提出了不同的意見。Tesar、Levy和Corbin都認(rèn)為儲蓄投資相關(guān)性不包含任何有關(guān)實(shí)際資本流動(dòng)的信息，不能用來檢驗(yàn)國際資本流動(dòng)程度[3-10-11]。近年來國內(nèi)也有不少研究儲蓄與投資的關(guān)系的文獻(xiàn)。武劍[14]、肖紅葉和周國富[18]等對中國較低的儲蓄投資轉(zhuǎn)化率進(jìn)行了定性分析。包群等[13]利用脈沖響應(yīng)函數(shù)的方法對居民儲蓄、政府儲蓄和投資數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)中國居民儲蓄在投資轉(zhuǎn)化過程中存在明顯的時(shí)滯效應(yīng)。而許雄奇和符濤利用誤差修正模型進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)總儲蓄和總投資之間存在長期協(xié)整關(guān)系和短期動(dòng)態(tài)調(diào)整機(jī)制。[15]
上述絕大多數(shù)文獻(xiàn)集中研究的是總儲蓄與總投資的相關(guān)性，而很少有文獻(xiàn)對分部門儲蓄與投資的相關(guān)性進(jìn)行經(jīng)驗(yàn)研究和分析。Kuijs[8]把中國儲蓄細(xì)分為居民、政府和企業(yè)三個(gè)部門進(jìn)行研究，并通過分析得出中國2000年以來的儲蓄率上升，主要是歸因于企業(yè)儲蓄率與政府儲蓄率的上升。張明也談到，中國國內(nèi)儲蓄存在著一個(gè)獨(dú)特的現(xiàn)象，即從國際比較來看，中國的居民儲蓄、企業(yè)儲蓄和政府儲蓄都并不是最高，但由于這三個(gè)部門的儲蓄率都居高不下，所以帶來了中國的總儲蓄率遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于其他國家，甚至高于其他以高儲蓄著稱的東亞國家。[20]由此可見，分析中國的儲蓄投資問題時(shí)，區(qū)分出政府、居民和企業(yè)這三個(gè)不同的部門是非常有必要的。本文試圖采用向量誤差修正（VEC）模型和一般脈沖反應(yīng)函數(shù)等方法，對中國分部門儲蓄與投資的相關(guān)性重新進(jìn)行分析，以期得到有關(guān)中國儲蓄與投資相關(guān)性的更為準(zhǔn)確的結(jié)論。
二 、理論模型和數(shù)據(jù)來源
根據(jù)封閉經(jīng)濟(jì)中的國民收入核算法（SNA），支出法的國民收入可表示為：
其中:(Y-C-T)為私人部門儲蓄（Private Saving），(T-G)為政府部門儲蓄(Public Saving)。近年來企業(yè)儲蓄是中國儲蓄的重要組成部分，因此，很有必要把企業(yè)儲蓄也納入模型。
將私人部門儲蓄(Y-C-T)分為居民儲蓄和企業(yè)儲蓄兩部分，在封閉條件下根據(jù)（3）式則有:
由式（4），本文構(gòu)造如下模型Feldstein和Horioka（1980）所使用的分部門儲蓄與投資相關(guān)性估計(jì)模型與本文采用估計(jì)模型完全一樣。：
本文利用向量誤差修正模型(VECM) 來對分部門儲蓄和投資關(guān)系進(jìn)行分析。本文采用1978―2005年的中國國內(nèi)總投資率、居民儲蓄率、政府儲蓄率和企業(yè)儲蓄率數(shù)據(jù)（分別為總資本形成額、居民儲蓄、政府儲蓄和企業(yè)儲蓄占GDP的比重），數(shù)據(jù)由UBS根據(jù)CEIC數(shù)據(jù)庫數(shù)據(jù)估算而得。根據(jù)張明（2007），Anderson采用了以下方法來計(jì)算中國的部門總儲蓄率：用支出法GDP統(tǒng)計(jì)中的國內(nèi)總投資和經(jīng)常賬戶盈余數(shù)據(jù)計(jì)算出國內(nèi)總投資率，根據(jù)農(nóng)村和城鎮(zhèn)抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)估算家庭總儲蓄率，用財(cái)政賬戶估算政府總儲蓄率，而企業(yè)總儲蓄率則是一個(gè)余額。
三、經(jīng)驗(yàn)檢驗(yàn)及結(jié)果分析
本文對分部門儲蓄與投資的相關(guān)性的經(jīng)驗(yàn)分析包括五個(gè)階段：首先對投資率、居民儲蓄率、
政府儲蓄率和企業(yè)儲蓄率進(jìn)行單位根檢驗(yàn)；如果確認(rèn)各序列有單位根，就進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)；如果協(xié)整關(guān)系存在，就利用向量誤差修正模型（VEC）進(jìn)行估計(jì)；然后用Granger因果檢驗(yàn)三部分儲蓄率與投資率之間的因果關(guān)系；最后用一般脈沖響應(yīng)函數(shù)來描述分部門儲蓄對投資率的短期和長期動(dòng)態(tài)反應(yīng)。
（一）單位根檢驗(yàn)
一般來說，宏觀經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列數(shù)據(jù)具有不平穩(wěn)的特征，需要對它們進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。表1 給出了這些序列的水平值及一階差分?jǐn)U展的ADF檢驗(yàn)值，考慮數(shù)據(jù)是年度數(shù)據(jù)，我們?nèi)?作為最大滯后階數(shù)，并以AIC（Akaike Information Criterion）信息準(zhǔn)則和SC（Schwarz Criterion）信息準(zhǔn)則來判斷實(shí)際滯后階數(shù)，以及是否選取趨勢項(xiàng)及截距項(xiàng)。
表1si、sp、sg和se四個(gè)序列的ADF檢驗(yàn)結(jié)果
變量
水平檢驗(yàn)結(jié)果一階差分檢驗(yàn)結(jié)果
檢驗(yàn)方法如下:首先對序列水平值做單位根檢驗(yàn)，再對一階差分做單位根檢驗(yàn)。如果水平值接受單位根原假設(shè)，而一階差分拒絕單位根原假設(shè)，我們就認(rèn)為序列具有I (1) 過程。一般認(rèn)為，如果一階差分是平穩(wěn)的，那么二階差分也是平穩(wěn)的，因此，在此不做I(2) 檢驗(yàn)。見表1。
投資率1%的水平上接受原假設(shè)，其余的數(shù)據(jù)水平值都在5%的水平上接受原假設(shè)，即序列是非平穩(wěn)的。但是，在一階差分后，si、sp、sg差分序列在1%的顯著水平都是平穩(wěn)的，se差分序列的差分序列在5%的顯著水平是顯著的。因此，si、sp、sg和se四個(gè)序列都是非平穩(wěn)的I（1）的過程。
（二）Johansen 協(xié)整檢驗(yàn)
對于具有相同單位根性質(zhì)的時(shí)序數(shù)據(jù)，可以利用Johansen 檢驗(yàn)來判斷它們是否具有協(xié)整關(guān)系，從而考察si、sp、sg和se四個(gè)變量序列之間是否存在長期穩(wěn)定的變動(dòng)關(guān)系。Johansen 檢驗(yàn)的基本原理是采用最大似然法估計(jì)包含有關(guān)變量一階差分滯后項(xiàng)和水平量一階滯后項(xiàng)的向量自回歸(VAR) 模型，同時(shí)解出其中水平量估計(jì)系數(shù)矩陣中對應(yīng)不同秩數(shù)的特征根。
首先，建立一個(gè)VAR（P）模型：
其次，應(yīng)當(dāng)確認(rèn)模型的滯后階數(shù)p，以便為下一步的協(xié)整檢驗(yàn)提供一個(gè)合適的滯后階數(shù)。無論是在Johansen 協(xié)整檢驗(yàn)還是向量誤差修正模型（VEC），滯后階數(shù)p都是一個(gè)重要的參數(shù)。實(shí)際研究中，比較常用的方法是AIC（Akaike Information Criterion）信息準(zhǔn)則和SC（Schwarz Criterion）信息準(zhǔn)則。我們用常用的方法，先估計(jì)一個(gè)向量回歸模型（VAR），通過檢驗(yàn)它的滯后階數(shù)來選取相應(yīng)協(xié)整分析中的階數(shù)?？紤]本文所用數(shù)據(jù)均為年度數(shù)據(jù)，滯后階數(shù)超過3表示的意義不大，故最大滯后階數(shù)選為3，因而得到不同滯后階數(shù)VAR模型的AIC和SC值（見表2）。
根據(jù)AIC和SC 信息準(zhǔn)則，AIC、SC的值越小越好。根據(jù)AIC準(zhǔn)則判斷，滯后階數(shù)應(yīng)為3，而根據(jù)SC準(zhǔn)則判斷，滯后階數(shù)應(yīng)該取1。不過考慮到VAR模型回歸得到了數(shù)個(gè)顯著的3階滯后項(xiàng)的系數(shù)，因此本文采取AIC準(zhǔn)則，VAR模型取3階滯后。
最后，進(jìn)行Johansen 協(xié)整檢驗(yàn)。Johansen 協(xié)整檢驗(yàn)需要注意的是協(xié)整檢驗(yàn)是用ΔYt 對ΔYt-1，ΔYt-2，ΔYt-p，及其他外生變量作回歸的，此時(shí)與原序列的最大滯后階數(shù)要小于1。由上面VAR 模型的滯后階數(shù)判斷可知，協(xié)整檢驗(yàn)的滯后區(qū)間應(yīng)設(shè)定為（1，2）。根據(jù)本文數(shù)據(jù)的特性，檢驗(yàn)時(shí)協(xié)整形式選取序列有線性趨勢但協(xié)整方程只有截距，可得表3。
由表3可知，跡統(tǒng)計(jì)量在5%的顯著水平上判定存在1個(gè)協(xié)整關(guān)系，極大值檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量在10%的顯著水平上判定存在1個(gè)協(xié)整關(guān)系。這證明si、sp、sg和se 之間存在協(xié)整關(guān)系，即投資率、居民儲蓄率、政府儲蓄率和企業(yè)儲蓄率之間確實(shí)存在長期均衡關(guān)系。
（三）向量誤差修正模型(VECM) 估計(jì)
VEC模型是含有協(xié)整約束的VAR 模型，一般用于具有協(xié)整關(guān)系的非平穩(wěn)時(shí)間序列建模。向量誤差修正模型為我們提供了分析長期動(dòng)態(tài)關(guān)系的工具，利用Johanson方法對向量誤差修正模型(VECM) 進(jìn)行估計(jì)。根據(jù)上文的分析，滯后階數(shù)取2，則上文設(shè)定的誤差修正方程為：
其中，（）內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)差，［ ］內(nèi)為t統(tǒng)計(jì)量。sg、se兩個(gè)變量的t統(tǒng)計(jì)量不顯著，但考慮到該方程中sg、se兩個(gè)變量對于解釋si必不可少，本文予以保留。
用Eviews5-0得到的短期誤差修正方程，在5%的顯著水平，查表可得自由度為15(n-p-1=15為自由度)時(shí)t統(tǒng)計(jì)量臨界值為1-75（顯著水平為10%時(shí)t統(tǒng)計(jì)量臨界值為1-34）。在5％顯著水平，剔除不顯著回歸系數(shù)得結(jié)果如下：
首先，從協(xié)整方程上看，在前人研究中，只考慮整體儲蓄或兩部門儲蓄（居民儲蓄和政府儲蓄），一般得到的結(jié)果是中國儲蓄和投資之間存在長期的正相關(guān)性。與以往結(jié)論不同，在考慮三部門儲蓄與投資相關(guān)性的情況下，中國居民和企業(yè)儲蓄與投資存在長期正相關(guān)性，而政府儲蓄與投資之間存在長期的負(fù)相關(guān)性。具體來說，一單位的居民儲蓄率變動(dòng)將引起投資率的0-2個(gè)單位的正向變動(dòng)；一單位的政府儲蓄率變動(dòng)將引起投資率的0-19個(gè)單位的反方向變動(dòng)；一單位的企業(yè)儲蓄率變動(dòng)將引起投資率的0-4個(gè)單位的正向變動(dòng)。這說明：
（1）中國儲蓄與投資的相關(guān)系數(shù)相對于其他國家來說仍然偏低。例如美國的儲蓄與投資相關(guān)系數(shù)為0-8，瑞士為0-65，大多數(shù)國家超過0-6[19]。這說明中國投資儲蓄轉(zhuǎn)化率較低，金融體系把投資轉(zhuǎn)化為儲蓄的效能有待于改善。
（2）中國企業(yè)儲蓄對投資的貢獻(xiàn)度高于居民儲蓄，近年來企業(yè)儲蓄率不斷上升，從1980年的16-2%上升到2005年的30-2%，整整增加了14個(gè)百分點(diǎn)。這說明中國的投資之所以居高不下，主要原因是由于企業(yè)的儲蓄太高、增長速度太快，而企業(yè)儲蓄一般會直接轉(zhuǎn)化為企業(yè)投資。
（3）政府儲蓄率上升一個(gè)百分點(diǎn)將引起投資率下降0-19個(gè)百分點(diǎn)，即中國政府儲蓄與投資之間具有負(fù)相關(guān)性。這可能是因?yàn)樵谟烧畠π钷D(zhuǎn)化而成的政府生產(chǎn)性投資對私人投資存在較為嚴(yán)重的擠出效應(yīng)。政府生產(chǎn)性投資率增加一個(gè)百分點(diǎn)，私人投資率將下降1-19個(gè)百分點(diǎn)。另外，UBS對政府儲蓄率的計(jì)算可能存在低估，因?yàn)閁BS對政府總儲蓄率的計(jì)算是基于財(cái)政賬戶余額，并進(jìn)行了一定調(diào)整，可能存在對政府消費(fèi)性支出的高估。[20]
（4）方程的截距項(xiàng)為0-26，代表國際資本流動(dòng)對中國投資長期變動(dòng)的影響，考慮到中國資本市場的開放時(shí)間、目前的開放程度以及中國改革開放后外商投資流入的力度，截距項(xiàng)的估計(jì)值也基本符合當(dāng)前中國實(shí)際情況。
其次，對短期誤差修正方程進(jìn)行分析結(jié)果如下：
（1）方程的vecm系數(shù)很大，達(dá)到-1-12，這表明一旦投資發(fā)生短期波動(dòng)而出現(xiàn)偏離，其向長期均衡關(guān)系回歸速度很快，這進(jìn)一步證明了模型的長期均衡協(xié)整關(guān)系是比較穩(wěn)定可靠的。另外，要注意的是，vecm系數(shù)的絕對值大于1，這說明在發(fā)生短期波動(dòng)出現(xiàn)偏離時(shí)，在向長期均衡關(guān)系回歸過程中會出現(xiàn)“超調(diào)”現(xiàn)象。
（2）投資的短期變動(dòng)具備自相關(guān)性，并且這一自相關(guān)性隨著滯后階數(shù)的增加而有所增加。方程中Δsi與Δsi-1、Δsi-2的關(guān)系密切，相關(guān)系數(shù)分別為0-69和0-76。這說明投資本身對投資會產(chǎn)生正的效應(yīng)。換句話說，就是投資本身可以吸引新的投資進(jìn)入。
（3）滯后1期和2期的居民儲蓄率對投資率變動(dòng)的影響都不顯著，說明當(dāng)期的居民儲蓄率對未來的投資率并沒有明顯的貢獻(xiàn)，這反映了中國居民儲蓄轉(zhuǎn)化為投資的渠道長期不通暢。
（4）方程中滯后2期政府儲蓄的短期變動(dòng)對投資率的變動(dòng)影響顯著，而滯后1期的不顯著。這說明政府儲蓄對投資率的影響存在一定程度的滯后，這可能與中國政府儲蓄的投向一般是用于長期投資（如基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)投資）有關(guān)。滯后2期的政府儲蓄率變動(dòng)與投資率變動(dòng)具有負(fù)相關(guān)性，而且系數(shù)為-1-91，這再次說明由政府儲蓄轉(zhuǎn)化而成的政府生產(chǎn)性投資對私人投資可能存在較為嚴(yán)重的擠出效應(yīng)。
（5）方程中滯后1期的企業(yè)儲蓄率變動(dòng)對投資率變動(dòng)的影響是顯著的，但當(dāng)期企業(yè)儲蓄率的增加可能導(dǎo)致下期投資率的反方向變動(dòng)。
總之，中國的投資行為具有顯著的自我累加效應(yīng)，居民儲蓄向投資的轉(zhuǎn)化存在較長的滯后效應(yīng)，而政府儲蓄和企業(yè)儲蓄在短期內(nèi)無法拉動(dòng)投資率的上升。
（四）Granger 因果關(guān)系檢驗(yàn)
VEC 模型說明的是中國三部門儲蓄率與投資率之間存在穩(wěn)定的長期均衡關(guān)系，也具備顯著的短期動(dòng)態(tài)調(diào)整機(jī)制。本部分通過Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)來說明中國三部門儲蓄與投資之間的因果關(guān)系。對上文的VEC模型進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)的結(jié)果如表4所示：
從表4可以看出：如果以投資率的一階差分D（SI）作為因變量，中國的居民儲蓄率不是投資率的Granger原因，政府儲蓄率和企業(yè)儲蓄率都是投資率的Granger原因，而三者聯(lián)合起來同樣是投資率的Granger原因。同樣，如果分別以D（SP）、D(SG)和D（SE）為因變量，剩余其他三個(gè)變量單獨(dú)以及聯(lián)合時(shí)都不是其Granger原因。
這表明：（1） 中國的居民儲蓄與投資之間并不存在雙向因果關(guān)系。這可能是因?yàn)閲鴥?nèi)金融體制還不健全，發(fā)展水平還比較低，居民儲蓄投資轉(zhuǎn)化效能還很低下。（2) 企業(yè)儲蓄和政府儲蓄與投資之間存在單向的因果關(guān)系。這說明，與居民儲蓄相比，中國企業(yè)和政府儲蓄的轉(zhuǎn)化效率要更高一些。（3）三部門儲蓄之間即居民儲蓄、政府儲蓄和企業(yè)儲蓄之間也并不存在因果關(guān)系。這可能是由于特殊的制度性原因，中國居民儲蓄、政府儲蓄和企業(yè)儲蓄有各自單獨(dú)的形成原因，三者之間不存在相互替代的關(guān)系，即不能相互抵消。[20]
(五) 一般脈沖反應(yīng)函數(shù) (GIR function)
為了進(jìn)一步詳盡地檢驗(yàn)投資對各部門儲蓄的變動(dòng)的動(dòng)態(tài)反應(yīng)(包括短期和長期) ，引入一般脈沖反應(yīng)函數(shù)。脈沖響應(yīng)函數(shù)刻畫了在擾動(dòng)項(xiàng)上加一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊，對于內(nèi)生變量當(dāng)前值和未來值所帶來的影響，并且擾動(dòng)項(xiàng)對某一變量的沖擊影響通過VAR 模型的動(dòng)態(tài)結(jié)構(gòu)傳導(dǎo)給其他所有變量。一般脈沖反應(yīng)函數(shù)與傳統(tǒng)的正交脈沖反應(yīng)函數(shù)不一樣，它有自身的優(yōu)勢，即它不受變量階數(shù)的影響。
本文VAR 模型為包含投資、居民儲蓄、政府儲蓄和企業(yè)儲蓄的四變量自回歸模型，將投資收益率等其他的一些經(jīng)濟(jì)因素對投資的影響通過投資自身的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊對其未來值的影響效應(yīng)來反映，即投資行為的自我反饋效應(yīng)。同時(shí)，由于VAR模型中所有變量都是內(nèi)生的，因此投資、儲蓄的相互影響也通過模型的動(dòng)態(tài)結(jié)構(gòu)而傳遞。
上文建立了投資率、居民儲蓄率、政府儲蓄率和企業(yè)儲蓄率的VAR（3）模型，直接運(yùn)用Eviews5得到脈沖反應(yīng)函數(shù)的結(jié)果如圖1、圖2（由于使用的是年度數(shù)據(jù)，滯后期選取為6年，我們認(rèn)為超過6年后的影響不再具有實(shí)際意義）。
由上面的脈沖反應(yīng)函數(shù)的分期結(jié)果以及累積結(jié)果圖，我們可以進(jìn)行如下分析。首先，投資行為具有顯著的自我累加效應(yīng)。對于來自投資自身的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊，將引起下三期投資率的正向反饋；雖然之后這一投資自我累加效應(yīng)明顯變?nèi)?，甚至從滯后? 期開始將導(dǎo)致投資率的下降，然而從圖2可以初步估算出，投資自身的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊將導(dǎo)致投資率上升幅度超過0-1。這也說明雖然儲蓄為資本形成提供了資金支持，然而投資與儲蓄并不存在必然的因果關(guān)系。
其次，考察投資對居民、政府和企業(yè)儲蓄一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊反應(yīng)，可以發(fā)現(xiàn)：
（1）居民儲蓄的投資轉(zhuǎn)化過程存在顯著的滯后效應(yīng)?？梢钥闯?，居民儲蓄變化對前兩期的投資率影響很小，只有從滯后3期居民儲蓄的變化才引起投資率的明顯上升，之后影響開始持平，第6期又出現(xiàn)下降。居民儲蓄向投資轉(zhuǎn)化的時(shí)滯意味著作為投資的來源，中國居民儲蓄在一定時(shí)期內(nèi)處于資金閑置的狀態(tài)。綜合考察滯后6期的總情況，居民儲蓄變化對投資率的總影響僅為為0-1左右。
（2）企業(yè)儲蓄在投資轉(zhuǎn)化過程中也存在一定的滯后，但相對居民儲蓄更快一些，其在滯后4期內(nèi)一直處于上升狀態(tài)，總的影響將導(dǎo)致投資率上升幅度超過0-3，因此，企業(yè)儲蓄雖然短期不能拉動(dòng)投資，但是其中長期對投資的拉動(dòng)效應(yīng)還是很明顯的。
（3）政府儲蓄的變化對投資率的影響為負(fù)值，且在滯后5期內(nèi)的影響不斷加大，雖然在前三期總影響不大，但其總的負(fù)面影響非常大，可以導(dǎo)致投資率下降接近0-3。
總之，居民儲蓄率變化對投資率的影響存在明顯的滯后，總影響也很小，幾乎可以忽略；企業(yè)儲蓄率的變化在中長期將導(dǎo)致投資率較大幅度正向的變化；而政府儲蓄率的變化短期內(nèi)影響不大，但中長期內(nèi)則可能導(dǎo)致投資率大幅度反向變化。最后，也可以看到，除了投資自身的累加效應(yīng)外，政府部門和企業(yè)部門對投資率的貢獻(xiàn)率明顯高于居民部門。這與前面由協(xié)整方程分析的結(jié)果是一致的，與改革開放以后中國政府引導(dǎo)投資的經(jīng)濟(jì)格局是相吻合的。
四、結(jié) 論
本文將儲蓄分為居民儲蓄、政府儲蓄和企業(yè)儲蓄，采用向量誤差修正（VEC）模型等方法，對中國分部門儲蓄與投資的相關(guān)性重新進(jìn)行了分析。本文揭示了中國的投資與居民儲蓄、政府儲蓄和企業(yè)儲蓄三部門之間存在長期均衡的關(guān)系，政府部門和企業(yè)部門對投資率的貢獻(xiàn)率明顯高于居民部門，這與中國特殊的政府主導(dǎo)投資機(jī)制是相吻合的。本文還反映了中國投資與居民儲蓄、政府儲蓄和企業(yè)儲蓄之間具備顯著的短期動(dòng)態(tài)調(diào)整機(jī)制，并從中得出中國的投資行為具有顯著的自我累加效應(yīng)，居民儲蓄向投資的轉(zhuǎn)化存在較長的滯后效應(yīng)，而政府儲蓄和企業(yè)儲蓄在短期內(nèi)也無法拉動(dòng)投資率上升的結(jié)論。這可能是中國目前儲蓄投資轉(zhuǎn)化率偏低的關(guān)鍵所在。
本文認(rèn)為，要改善中國儲蓄與投資轉(zhuǎn)化率較低的現(xiàn)實(shí)，需從以下幾方面入手：
（1）擴(kuò)大居民的直接投資領(lǐng)域，實(shí)現(xiàn)居民儲蓄到投資的直接轉(zhuǎn)化。大力促進(jìn)金融工具的創(chuàng)新，為居民提供各種適宜的金融資產(chǎn)選擇形式，提升居民儲蓄的轉(zhuǎn)化率。（2） 進(jìn)一步完善資本市場，繼續(xù)推進(jìn)銀行體制改革，推進(jìn)利率市場化，建立一個(gè)高效配置金融資源、滿足不同風(fēng)險(xiǎn)偏好的資金需求者和資金供給者的完善的金融市場體系。（3） 調(diào)整政府財(cái)政投資的事權(quán)范圍，盡快建立公共財(cái)政體制，規(guī)范政府職能，為民間投資提供足夠的空間。減少國家對一般加工制造業(yè)等競爭性行業(yè)的投資和補(bǔ)貼，加大對包括農(nóng)業(yè)在內(nèi)的基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)及醫(yī)療、教育和社會保障的投資力度。 （4） 徹底打破地區(qū)分割以及居民、政府、企業(yè)三部門之間的體制障礙，使資金、物資能實(shí)現(xiàn)向符合市場化要求的方向自由流動(dòng)，形成良性的儲蓄―投資循環(huán)流程。
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An Empirical Analysis of China’ Saving and Investment in Three Sectors
【關(guān)鍵詞】消費(fèi);儲蓄;饋贈性儲蓄
1我國最終儲蓄率的發(fā)展
第一階段:上世紀(jì)80年代初到90年代中期,我國的最終儲蓄率穩(wěn)步增長,在15年的時(shí)間內(nèi)上漲了10個(gè)百分點(diǎn)。
第二階段:在上世紀(jì)90年代中后期,我國的最終儲蓄率呈現(xiàn)下降的趨勢,5年的時(shí)間內(nèi)下降了3.6%。
第三階段:進(jìn)入21世紀(jì)后,我國的最終儲蓄率又進(jìn)一步抬頭。
2前瞻型居民的儲蓄行為
中國國內(nèi)的居民可以分為兩類:前瞻型居民和短視型居民。本文主要討論前瞻型居民的儲蓄行為。居民前瞻性儲蓄大致可以分為三類:預(yù)防性儲蓄、饋贈性儲蓄和生命周期儲蓄。各種類型的儲蓄動(dòng)機(jī)是不同的。因此與當(dāng)期收入的關(guān)系也不相同。
2.1前瞻性儲蓄中的預(yù)防性儲蓄:預(yù)防性儲蓄是用來預(yù)防未來的不確定性。導(dǎo)致預(yù)防性儲蓄產(chǎn)生的因素分為兩類,第一類:不確定性因素。在不確定因素下(比如,收入的不確定性)居民會直接增加儲蓄,從而防止消費(fèi)的劇烈波動(dòng)所造成的效用下降。這種影響是直接的,居民受這種不確定性的影響直接調(diào)整儲蓄。而在我國收入的不確定性不影響前瞻型居民的消費(fèi)即不會引起預(yù)防性儲蓄的產(chǎn)生。
第二類:保障性因素。在低保型因素下(比如,不健全的社會保障體系或者低收入的保障)前瞻型居民的消費(fèi)會變得非常有耐心,會盡量的節(jié)省,從而減少當(dāng)期的消費(fèi)增加預(yù)防性儲蓄。這種影響是間接的,保障因素通過影響居民的耐心,進(jìn)而影響居民的儲蓄。第二類因素其實(shí)質(zhì)是一種與不確定性因素相對的變量。這類因素可以提高抗風(fēng)險(xiǎn)的能力。具體來講:當(dāng)期收入的總量(規(guī)模),各種社會保障制度(如:養(yǎng)老保險(xiǎn)制度,失業(yè)保險(xiǎn)制度,醫(yī)療保險(xiǎn)制度等)。制度因素暫不討論,當(dāng)期收入規(guī)模對預(yù)防性儲蓄的影響表現(xiàn)為兩個(gè)方面:一方面,當(dāng)期收入的規(guī)模越大,其抗風(fēng)險(xiǎn)的能力就越強(qiáng),進(jìn)行預(yù)防性儲蓄的動(dòng)機(jī)就越弱,邊際儲蓄傾向就越小。因?yàn)槭杖氩▌?dòng)對消費(fèi)的影響小,會被收入的規(guī)模所抵消,不會存在消費(fèi)的波動(dòng),從而就不需要大量的預(yù)防性儲蓄來防止消費(fèi)的波動(dòng)。另一方面,當(dāng)期收入的規(guī)模越小,其抗風(fēng)險(xiǎn)的能力就越弱,進(jìn)行預(yù)防性儲蓄的動(dòng)機(jī)就越強(qiáng),邊際儲蓄傾向就越大。因?yàn)槭杖氩▌?dòng)對消費(fèi)的影響大,而收入的的規(guī)模不能抵消這種影響,為了防止消費(fèi)的波動(dòng),實(shí)現(xiàn)效用最大化,居民變得非常有耐心,從而減少當(dāng)期消費(fèi),增加預(yù)防性儲蓄來防止消費(fèi)的波動(dòng)。因此當(dāng)期收入規(guī)模與預(yù)防性儲蓄成反比。
2.2前瞻性儲蓄中的饋贈性儲蓄:饋贈性儲蓄是贈送給他人(特別是子孫后代)的儲蓄。決定饋贈性儲蓄的因素包括主觀因素和客觀因素。主觀因素主要是居民的心理因素,包括個(gè)人對饋贈性儲蓄的偏好,這暫不討論。決定儲蓄的客觀因素有兩個(gè),收入的規(guī)模和收入分布。
收入規(guī)模和收入分布對饋贈性儲蓄的影響:收入規(guī)模和饋贈性儲蓄成正比,收入規(guī)模的增長會導(dǎo)致消費(fèi)的增長,進(jìn)而導(dǎo)致消費(fèi)的邊際效用的減少,因此收入規(guī)模的遞增會導(dǎo)致消費(fèi)邊際效用的遞減;饋贈性儲蓄也會增加總的效用,并且隨著收入規(guī)模的增加,饋贈性儲蓄的邊際效用會增加。當(dāng)消費(fèi)的邊際效用低于饋贈性儲蓄的邊際效用時(shí)就會產(chǎn)生饋贈性儲蓄。因此收入規(guī)模的增加會降低消費(fèi)的邊際效用,提高饋贈性儲蓄的邊際效用,從而產(chǎn)生饋贈性儲蓄。收入分布對饋贈性儲蓄的關(guān)系。在收入規(guī)模不變的情況下,收入的變動(dòng)會影響?zhàn)佡浶詢π畹淖儎?dòng)。衡量收入分布的主要標(biāo)準(zhǔn)為基尼系數(shù)。收入的基尼系數(shù)越大,說明小部分的人占有了大量的當(dāng)期收入,表現(xiàn)了社會的不公平程度。收入的分布越不平均,基尼系數(shù)就越大,小部分居名的收入規(guī)模比較龐大,因此會產(chǎn)生大量的饋贈性儲蓄。因此基尼系數(shù)與饋贈性儲蓄成正比。
2.3前瞻性儲蓄中的生命周期儲蓄:莫迪格利安尼、布倫博格假設(shè)消費(fèi)者面對現(xiàn)在和今后一生總消費(fèi)的效用函數(shù)。試圖將自己一生的全部收入在消費(fèi)和儲蓄之間分配,從而達(dá)到效用最大化。消費(fèi)者在決策過程中不僅會考慮當(dāng)期收入,而且會考慮今后一生的收入。但是行為人卻是一個(gè)短視的行為人。因?yàn)楝F(xiàn)實(shí)生活中收入是變動(dòng)的,在適用性預(yù)期的框架下,前期的收入是預(yù)測未來收入的主要指標(biāo)。因此消費(fèi)會受到持久性收入的影響。而持久性收入又是當(dāng)期收入和前期收入所決定。消費(fèi)最終還是受當(dāng)期收入的影響。但是無論消費(fèi)是否受當(dāng)期收入的影響,儲蓄總是與當(dāng)期收入相關(guān)。只有當(dāng)消費(fèi)受當(dāng)期收入影響時(shí),收入的變動(dòng)會部分的轉(zhuǎn)為儲蓄,儲蓄的增長就比較緩慢;當(dāng)小費(fèi)不受當(dāng)期收入的影響時(shí),收入的變動(dòng)完全轉(zhuǎn)化為儲蓄,儲蓄的增長就比較快。
3對我國近段最終儲蓄率發(fā)展的解釋
第一階段:前瞻型居民在解決了溫飽問題以后,收入規(guī)模的逐漸增強(qiáng)導(dǎo)致了預(yù)防性儲蓄傾向增強(qiáng)、預(yù)防性儲蓄快速增長。而且其增長速度遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過了消費(fèi)的增長速度,因此最終儲蓄率在這一段時(shí)間內(nèi)穩(wěn)步增長
第二階段:前瞻型居民的收入和預(yù)防性儲蓄總量都達(dá)到了一定的規(guī)模,與此同時(shí),饋贈性儲蓄的邊際儲蓄傾向還不是很強(qiáng),因此城鎮(zhèn)中前瞻型居民的總儲蓄傾向減弱。導(dǎo)致了最終儲蓄率的下降。
第三階段:由于饋贈性儲蓄的邊際儲蓄傾向變大所導(dǎo)致的,饋贈性儲蓄傾向的變大是由于城鎮(zhèn)中前瞻型居民的收入規(guī)模進(jìn)一步擴(kuò)大、城鎮(zhèn)居民收入的基尼系數(shù)進(jìn)一步加大而導(dǎo)致的。
4改進(jìn)城鎮(zhèn)居民儲蓄行為的政策建議
國內(nèi)生產(chǎn)總值的增長是城鎮(zhèn)居民收入增長的主要保障。我國作為最具有發(fā)展前景的國家,其國內(nèi)生產(chǎn)總值在今后的一段時(shí)間內(nèi)將保持穩(wěn)定、持續(xù)增長的趨勢,因此城鎮(zhèn)居民的收入水平也會相應(yīng)的的持續(xù)穩(wěn)定增長。另外,從現(xiàn)階段來看。城鎮(zhèn)居民的收入增長率平均在11%左右,上下浮動(dòng)沒有超過2%,特別在最后兩年基本保持在11%的水平上,因此從現(xiàn)階段的收入數(shù)據(jù)和我國的基本經(jīng)濟(jì)形勢兩個(gè)方面來看,城鎮(zhèn)居民的收入水平會持續(xù)穩(wěn)定增長,從而儲蓄也會快速增長。中國儲蓄的穩(wěn)定增長對中國經(jīng)濟(jì)的長期發(fā)展具有非常重要的意義。居民儲蓄的穩(wěn)定增長是中國經(jīng)濟(jì)保持高增長的資本來源。另一方面,中國儲蓄的高速增長也給中國經(jīng)濟(jì)的短期增長帶來了一定的不安因素。消費(fèi)作為國內(nèi)生產(chǎn)總值的重要部分,是經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定發(fā)展的重要支柱。然而消費(fèi)偏低不僅會導(dǎo)致內(nèi)需不足,而且會突顯投資在經(jīng)濟(jì)中地位,進(jìn)而增加經(jīng)濟(jì)的大幅波動(dòng)。
一、文獻(xiàn)綜述
股市漲跌與進(jìn)出股票市場的資金密切相關(guān),二者間的關(guān)系歷來為各類投資者及學(xué)者所關(guān)注。
Levine(1991)認(rèn)為,如果股票市場的自由化和擴(kuò)張可以使個(gè)人投資風(fēng)險(xiǎn)多樣化,那么股票市場的發(fā)展就可以降低儲蓄風(fēng)險(xiǎn)。Pagano(1993)指出,金融市場與儲蓄之間的關(guān)系被認(rèn)為很重要是因?yàn)閮π畋豢醋龃碳そ鹑谑袌霭l(fā)展的渠道之一。Jappello和Pagano(1994)、Bonser-Neal和Dewenter(1999)的研究結(jié)果表明:一個(gè)國家的居民獲得按揭貸款和消費(fèi)信貸有較大阻礙時(shí),他就趨向于高的居民儲蓄率,但是居民儲蓄率的高低與這個(gè)國家證券市場的發(fā)展程度無關(guān)。Devereux和Smith(1994)認(rèn)為,股票市場分散風(fēng)險(xiǎn)的機(jī)制能引起儲蓄水平下降而對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生不利影響。Singh(1997)曾指出股市的發(fā)展并沒有導(dǎo)致總儲蓄的增長。
由于我國股票市場起步較晚,所以國內(nèi)專門對于股票市場與居民儲蓄之間關(guān)系的研究起步也較晚。徐名社(1998)從理論層面探討了儲蓄存款與證券資產(chǎn)的投資選擇機(jī)制問題,并通過數(shù)據(jù)分析得出:我國儲蓄與證券的替代還只是基于表層收益關(guān)系的權(quán)衡,未能有效促進(jìn)存款向投資的轉(zhuǎn)化,兩者替代關(guān)系中的均衡機(jī)制尚未形成。劉巍、徐穎(1999)分析了證券市場資金吸納和可支配收入對我國居民儲蓄存款額的影響,得出結(jié)論:證券市場資金吸納率上升則儲蓄存款額會下降,但儲蓄存款對證券市場資金吸納率的彈性極弱。李洪慈(1999)分析了我國證券市場分流儲蓄存款的程度,認(rèn)為我國證券資產(chǎn)投資對儲蓄存款的分流作用是很有限的。張志、王德勁、段吉華(2001)用實(shí)證分析得出居民儲蓄率與股市周轉(zhuǎn)率、股市成交率之間不構(gòu)成因果關(guān)系,即證券市場的流動(dòng)性不能對居民儲蓄的變化構(gòu)成顯著影響。何德旭、高偉凱、王軼強(qiáng)(2002)的研究表明:我國股票市場發(fā)展的規(guī)模和流動(dòng)性對居民儲蓄有明顯的分流作用,能夠在一定程度上影響儲蓄量的變化,股市交易的活躍程度和股指的漲跌直接影響著投資者以及潛在投資者的儲蓄行為。張眠、張桂霞(2003)通過對城市居民儲蓄與上證指數(shù)的相關(guān)性分析得出,儲蓄的增長會引起上證指數(shù)在相同方向發(fā)生變化,而不是股市增長導(dǎo)致居民儲蓄的減少。熊其康(2008)通過建立VAR模型對我國現(xiàn)階段股市與居民儲蓄之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析。指出股市交易額一方面能很好地反映股市,另一方面也能反映投資者的投資力度。
國外文獻(xiàn)主要基于資本市場和銀行系統(tǒng)比較發(fā)達(dá)的國家或地區(qū)對銀行存款與股票市場關(guān)系展開研究的,不能完全解釋我國的情況。國內(nèi)研究實(shí)證分析雖然很多,但大多都是從居民儲蓄存款的角度出發(fā),運(yùn)用各種計(jì)量方法分析該變量與股市之間的關(guān)系的,對其他存款與股票市場的關(guān)系缺乏分析?；诖?本文擬從分析儲蓄存款的各組成部分變動(dòng)率與股票收益率的關(guān)系入手,探討和分析我國居民活期存款、定期存款及企業(yè)活期存款、定期存款的變動(dòng)率與股票收益率之間的相互關(guān)系。
二、分析方法
1.數(shù)據(jù)平穩(wěn)性分析
在時(shí)間序列分析中,數(shù)據(jù)通常被假定為平穩(wěn)的。如果數(shù)據(jù)表現(xiàn)出隨機(jī)游走的特性,則必須對其進(jìn)行平穩(wěn)化處理,否則運(yùn)用不穩(wěn)定數(shù)據(jù)作出的回歸分析有可能是謬誤回歸。對數(shù)據(jù)穩(wěn)定性的判定,實(shí)踐中通常采用增廣迪基-富勒(ADF)檢驗(yàn)。
2.協(xié)整分析
協(xié)整分析就是在兩個(gè)不穩(wěn)定時(shí)間序列進(jìn)行回歸的基礎(chǔ)上,對其殘差序列εt進(jìn)行ADF檢驗(yàn),看其是否為穩(wěn)定數(shù)列。如果εt是穩(wěn)定的,則可以認(rèn)為兩者間存在長期均衡的關(guān)系,即協(xié)整關(guān)系,否則就是謬誤回歸。
3.格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)
格蘭杰(Granger)(1969)因果關(guān)系是指:如果兩個(gè)時(shí)間序列變量x、y在包含過去信息條件下對y的預(yù)測效果要好于只單獨(dú)由y的過去信息對y的預(yù)測,即加入變量x的滯后值有助于改進(jìn)變量y的預(yù)測精度,則稱x對y存在格蘭杰因果關(guān)系?；蛘哒f,若變量x的滯后值在另一個(gè)變量y的解釋方程式中其系數(shù)在統(tǒng)計(jì)上是顯著的,則x是y的格蘭杰原因。
如本研究欲檢驗(yàn)股指收益率(LSTK)與銀行存款變動(dòng)率(SR)之間的相互關(guān)系,檢驗(yàn)所用的模型如下:
因此通過上述模型,獲得四種假設(shè)之一的結(jié)果,就可以檢驗(yàn)股票收益率與銀行存款變動(dòng)率間的格蘭杰因果關(guān)系。
三、數(shù)據(jù)來源及數(shù)據(jù)處理
本文采用2003年1月至2010年7月的月度相關(guān)數(shù)據(jù),共計(jì)91個(gè)樣本。其中居民存款、企事業(yè)單位存款包括定期與活期指標(biāo)均來源于中國人民銀行網(wǎng)站公布的《金融機(jī)構(gòu)本外幣信貸收支表》,股票指數(shù)(以上證綜合指數(shù)為代表)數(shù)據(jù)來自中國證監(jiān)會網(wǎng)站。
上述數(shù)據(jù)按環(huán)比方式計(jì)算各自的變化比率,即:變動(dòng)率=(本期指標(biāo)/前一期指標(biāo))-1。
各指標(biāo)具體符號如下:LSTK――上證指數(shù)收益率、LL_JMHQ――居民活期存款變動(dòng)率、LL-JMDQ――居民定期存款變動(dòng)率、LL_QSDQ――企事業(yè)定期存款變動(dòng)率、LL_QSHQ――企事業(yè)活期存款變動(dòng)率。
四、銀行存款變動(dòng)率與股票收益率關(guān)系的實(shí)證檢驗(yàn)
1.數(shù)據(jù)穩(wěn)定性檢驗(yàn)
在進(jìn)行時(shí)間系列分析時(shí),要求所用的時(shí)間系列必須是平穩(wěn)的,否則會產(chǎn)生“偽回歸”問題。在現(xiàn)實(shí)生活中,居民定期存款、居民活期存款、企事業(yè)定期存款、企事業(yè)活期存款等指標(biāo)的時(shí)間系列通常是非平穩(wěn)的,我們按前述公式:變動(dòng)率=(本期指標(biāo)/前一期指標(biāo))-1,對上述指標(biāo)加以處理。經(jīng)ADF檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn),這些指標(biāo)是平穩(wěn)的。檢驗(yàn)結(jié)果見表1。
格蘭杰因果關(guān)系在5%水平上顯著,說明存在由股票收益率到企事業(yè)活期存款變動(dòng)率的單向影響。這一結(jié)果與子樣本一的結(jié)論形成鮮明對照。我們認(rèn)為,可能的解釋是:股票全流通后,大小非股東出貨套現(xiàn)的行為顯著。
五、結(jié)論
本文對2003年1月至2010年7月的各種銀行存款變動(dòng)率與股票收益率之間的關(guān)系進(jìn)行了分析,結(jié)果如下:1.居民定期存款變動(dòng)率與股票收益率呈負(fù)相關(guān)關(guān)系,但統(tǒng)計(jì)上不顯著,格蘭杰因果關(guān)系是股票收益率影響居民定期存款,并在1%水平上顯著,說明居民定期存款變化與股市漲跌互為消長。2.居民活期存款變動(dòng)率與股票收益率呈正相關(guān)關(guān)系,但不顯著。格蘭杰關(guān)系不存在。3.企事業(yè)定期存款變動(dòng)率與股票收益率的關(guān)系不顯著。4.企事業(yè)活期存款變動(dòng)率與股票收益率呈正相關(guān)關(guān)系,雖然不顯著,但格蘭杰因果關(guān)系顯示存在從股票收益率到企事業(yè)活期存款變動(dòng)率的單向影響,并在1%水平上顯著。這一結(jié)果與存款與股票收益率呈負(fù)相關(guān)結(jié)論相矛盾。進(jìn)一步將數(shù)據(jù)以股票全流通改革后的2007年6月為界限將數(shù)據(jù)分為兩個(gè)字樣本。子樣本一顯示:2003年2月至2007年6月股票收益率與企事業(yè)活期存款變動(dòng)率呈負(fù)相關(guān),格蘭杰因果關(guān)系不顯著,無方向性。子樣本二顯示:股權(quán)分置改革后,2007年7月至2010年7月,股票收益率與企事業(yè)活期存款變動(dòng)率呈正相關(guān)關(guān)系,并且格蘭杰因果關(guān)系在1%水平上顯著,說明股票收益率對企事業(yè)活期存款變動(dòng)率存在單向的影響關(guān)系。這一結(jié)果我們認(rèn)為在一定程度上可以解釋股票全流通后大小非出貨套現(xiàn)的行為。
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本論文為2010年西安翻譯學(xué)院科研課題“宏觀經(jīng)濟(jì)變量與股票投資關(guān)系研究”(編號:10B19)之研究成果之一。
作者簡介:
發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)傾向于把經(jīng)濟(jì)增長的動(dòng)因歸結(jié)為資本、勞動(dòng)力、土地等因素，并認(rèn)為資本的積累程度和狀況從根本上制約著經(jīng)濟(jì)增長的速度。而要解決資本對經(jīng)濟(jì)的制約可以通過兩個(gè)途徑來達(dá)到：提高本國的積累率；吸引國外資本流入。新世紀(jì)中國經(jīng)濟(jì)保持了較高速度的增長，國民儲蓄雖有2006年的短暫下滑；但總體上仍是較高速發(fā)展。過高的儲蓄余額與萎靡的國內(nèi)投資狀況向我們展示了我國經(jīng)濟(jì)存在的一個(gè)重要問題：儲蓄轉(zhuǎn)化為投資的有效渠道不暢通。
1儲蓄與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系
根據(jù)哈羅德－多馬增長模型，增長率等于儲蓄率與資本產(chǎn)量的比率，高儲蓄率自然意味著高增長率。這個(gè)結(jié)論看起來似乎非常合理，但目前的現(xiàn)實(shí)情況是日本、東亞經(jīng)濟(jì)實(shí)體的儲蓄率仍然很高，其高速的經(jīng)濟(jì)增長卻已風(fēng)光不再。
正如凱恩斯所言，儲蓄和投資分別是由不同的經(jīng)濟(jì)主體出于不同的目的而做出的，投資并不必然地等于儲蓄。就其核心來說，哈羅德－多馬模型可以被視為這樣一個(gè)命題：如果投資等于儲蓄，那么經(jīng)濟(jì)增長率一定等于儲蓄率與資本產(chǎn)量的比率。事實(shí)上，假設(shè)：I=S，可以得到：I/Y=S/Y，進(jìn)一步：(Y/Y)(I/Y)=S/Y。兩邊同時(shí)乘以I/Y，可以得到增長率公式：y/Y=(S/Y)/(I/Y)。
因此，問題的關(guān)鍵是投資如何能夠等于儲蓄。只有滿足了這一條件，經(jīng)濟(jì)增長才能得到保證。這樣，問題集中到投資的決定因素上。凱恩斯主義認(rèn)為有效需求決定投資，儲蓄只是決定投資有沒有保障。只有當(dāng)投資的需求大于儲蓄的供給，經(jīng)濟(jì)中存在額外的投資機(jī)會時(shí)，決定投資進(jìn)而增長的才是儲蓄。換句話說，儲蓄只是一種約束，并不是動(dòng)力，當(dāng)經(jīng)濟(jì)中的投資機(jī)會變成一種稀缺性資源時(shí)，動(dòng)力只能是有效需求。
過去，日本、東亞經(jīng)濟(jì)實(shí)體的儲蓄率高，增長率也高。然而，首要的不是高儲蓄率，而是高儲蓄可以轉(zhuǎn)化為投資，儲蓄轉(zhuǎn)化為投資的渠道是暢通的。今天，日本、東亞經(jīng)濟(jì)實(shí)體的儲蓄率仍然很高，為什么沒有了高增長?原因可以歸結(jié)到很多方面，但有一點(diǎn)是不容忽視的，即：儲蓄轉(zhuǎn)化為投資的渠道已經(jīng)阻斷，高額的儲蓄不能轉(zhuǎn)化為有效的投資。當(dāng)經(jīng)濟(jì)進(jìn)入成熟期后，市場通常表現(xiàn)為過剩經(jīng)濟(jì)、買方市場，這時(shí)，高儲蓄率只會阻礙經(jīng)濟(jì)的增長。因此，在經(jīng)濟(jì)的起飛階段，政府的經(jīng)濟(jì)政策常常是鼓勵(lì)儲蓄，而當(dāng)經(jīng)濟(jì)進(jìn)入成熟期，政府的經(jīng)濟(jì)政策常常是鼓勵(lì)消費(fèi)。
2我國儲蓄高速增長的根源
根據(jù)中國人民銀行的消息，2007年，居民戶存款增加1.13萬億元。這一數(shù)字只是2006年居民戶存款增加額的54.07％，儲蓄“搬家”現(xiàn)象進(jìn)一步加劇。對不少投資者來說，要想跑贏CPI，只能繼續(xù)讓儲蓄“搬家”。但2008年中國人民銀行9月12日的2008年8月份金融運(yùn)行情況顯示，受股市清冷等因素影響，居民儲蓄繼續(xù)大幅增加。居民戶存款增加3404億元，同比多增3823億元，居民儲蓄又重新回到2006年以前的水平。
健康的經(jīng)濟(jì)體運(yùn)行的一個(gè)重要特征是：經(jīng)濟(jì)增長導(dǎo)致的收入提高能迅速實(shí)現(xiàn)向消費(fèi)和投資的轉(zhuǎn)化，從而使經(jīng)濟(jì)運(yùn)行處于良性循環(huán)當(dāng)中。但現(xiàn)實(shí)的經(jīng)濟(jì)運(yùn)行往往不能達(dá)到理想狀態(tài)，在收入向消費(fèi)和投資支出形式轉(zhuǎn)化的過程中經(jīng)常存在的狀況是：一部分收入以儲蓄的形式漏出經(jīng)濟(jì)體。而儲蓄漏出的規(guī)模則取決于居民消費(fèi)傾向及私人部門的投資欲望。我國儲蓄高速增長的直接原因歸于居民消費(fèi)不振和私人部門投資增長的乏力。
居民消費(fèi)不振的原因有很多，但根本的應(yīng)該是居民對未來收入的不確定性預(yù)期，而這種不確定性預(yù)期是由于我國目前的制度缺失或不完善造成的。我國居民目前的儲蓄主要用于住房基金、子女教育、醫(yī)療保險(xiǎn)、養(yǎng)老保險(xiǎn)和更高層級的消費(fèi)準(zhǔn)備(汽車、旅游)等五種目的。實(shí)際上，我國的儲蓄已經(jīng)異化為幾種基金形式，不過，這些基金是以居民個(gè)人或家庭為單位存在的。社會保障制度的缺失、金融工具創(chuàng)新的滯后等應(yīng)是居民消費(fèi)不振這一現(xiàn)象形成的制度層面的原因。
私人部門投資增長乏力的原因也不難分析。私人部門投資的熱情和規(guī)模是以投資的成本－收益分析為基礎(chǔ)的，利息率T代表投資的成本，預(yù)期利收益率y的高低是投資收益的衡量指標(biāo)。投資的報(bào)酬p用公式表示就是：p=y-i。只有當(dāng)p＞0時(shí)，投資才是值得的。盡管央行2008年幾次大幅度降低了利率，但投資者的預(yù)期收益并不樂觀。另外，作為私人部門重要組成部分的中小企業(yè)群體通過銀行和在證券市場上融資的渠道并不是暢通的，從這個(gè)角度來講，制度的制約大大阻礙了儲蓄向投資轉(zhuǎn)化的力度。
3政府支出的“擠入效應(yīng)”與“擠出效應(yīng)”
通過比較，我們可以發(fā)現(xiàn)實(shí)現(xiàn)儲蓄投資有效轉(zhuǎn)化的策略主要可分為兩種；一種是利用市場的力量，通過金融機(jī)構(gòu)和資本市場來達(dá)到對貨幣資金的再配置；一種是通過政府這只“看得見的手”，借助政府的財(cái)政政策來實(shí)現(xiàn)儲蓄向投資的轉(zhuǎn)化。
借助于政府來實(shí)現(xiàn)儲蓄向投資的轉(zhuǎn)化，在新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)家眼中是不可取的，原因在于政府支出對私人經(jīng)濟(jì)部門所產(chǎn)生的“擠出效應(yīng)”。這種“擠出效應(yīng)”的產(chǎn)生使得政府通過擴(kuò)大財(cái)政支出來刺激經(jīng)濟(jì)的努力大打折扣，而且，由于政府在參與資源配置中不可避免的低效率和“尋租”行為，更使得經(jīng)濟(jì)學(xué)家對通過政府來實(shí)現(xiàn)儲蓄向投資的有效轉(zhuǎn)化這一渠道持相當(dāng)保守的態(tài)度。
實(shí)際上，政府支出的擴(kuò)張不僅存在對私人經(jīng)濟(jì)部門的“擠出”，它也存在著一定的對實(shí)體經(jīng)濟(jì)的“擠入”，特別是在經(jīng)濟(jì)中存在比較龐大的過剩資源時(shí)，這種“擠入效應(yīng)”會更加明顯。經(jīng)濟(jì)體中存在許多過剩的閑置資源，這時(shí)，借助于政府的力量把這些暫時(shí)不用的資源進(jìn)行配置，有其一定的合理性。但是，通常來講，這種對資源的配置一定不能直接進(jìn)入私人部門所經(jīng)營的領(lǐng)域，否則，這只“看得見的手”就會把市場攪亂而使其變得低效。把政府支出的對象定位于私人部門不愿意、沒有能力介入的領(lǐng)域及影響國計(jì)民生的領(lǐng)域，通過政府支出為私人經(jīng)濟(jì)部門下一個(gè)經(jīng)濟(jì)周期的投資培育良好的市場環(huán)境，這應(yīng)該是有效發(fā)揮政府支出“擠入效應(yīng)”的前提。
針對居民消費(fèi)不振和私人部門投資增長乏力的現(xiàn)實(shí)，中國政府高層選擇實(shí)施了積極的財(cái)政政策，2008年11月12日國務(wù)院總理主持召開國務(wù)院常務(wù)會議，出臺了擴(kuò)大內(nèi)需的十項(xiàng)措施，總投資約需4萬億元。這一輪的政府投資，從長遠(yuǎn)來看，為私人經(jīng)濟(jì)部門的投資構(gòu)建了一個(gè)比較扎實(shí)的基礎(chǔ)，具有深遠(yuǎn)意義。
4儲蓄向投資轉(zhuǎn)化的制度創(chuàng)新
合理引導(dǎo)儲蓄分流，實(shí)現(xiàn)儲蓄向投資的轉(zhuǎn)化，從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長，是一個(gè)長期的、系統(tǒng)性的工作。如何在制度上進(jìn)行合理的安排和創(chuàng)新，是決定儲蓄是否能順利轉(zhuǎn)化為投資，經(jīng)濟(jì)增長是否能夠持久的根本環(huán)節(jié)。筆者認(rèn)為，有必要從以下幾個(gè)方面實(shí)現(xiàn)制度創(chuàng)新，來促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的正常運(yùn)轉(zhuǎn)：
一、2000年以來我國的國際收支情況
隨著經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，近年來我國的國際收支始終保持在經(jīng)常項(xiàng)目順差，資本與金融項(xiàng)目順差的“雙順差”格局，總順差規(guī)模不斷擴(kuò)大。國際收支的平衡與否對我國宏觀經(jīng)濟(jì)的均衡發(fā)展有著深遠(yuǎn)的影響，國際收支持續(xù)順差表明我國的綜合實(shí)力和國際競爭力不斷增強(qiáng)。目前我國的外匯儲備已過萬億，持有如此巨額的儲備固然是一國經(jīng)濟(jì)實(shí)力的體現(xiàn)，但由此產(chǎn)生的國際收支順差過大也會對我國國民經(jīng)濟(jì)運(yùn)行產(chǎn)生不利的影響。
二、國際收支順差的原因
1.長期以來我國存在的儲蓄大于消費(fèi)的結(jié)構(gòu)性失衡
長期以來，我國經(jīng)濟(jì)的主要特點(diǎn)是低消費(fèi)高儲蓄，我國最終消費(fèi)占GDP的比重已從2000年62.3%下降到2006年的49.9%，居民消費(fèi)支出占GDP的比重也從2000年的46.6%下降到2006年的36.3%。儲蓄率則從2001年的38.9%上升到2005年的47.9%，5年間快速增長了9個(gè)百分點(diǎn)。同時(shí)全社會總存款，居民消費(fèi)存款的比重持續(xù)降低，從2000年的53.6%下降到2006年的50.7%。因此，全社會儲蓄率的過高不是由于居民儲蓄過高，而是由于初次分配不合理導(dǎo)致的企業(yè)存款和政府儲蓄的巨幅增長與過高。消費(fèi)率過低的結(jié)構(gòu)性矛盾引發(fā)的一系列問題。如果消費(fèi)率長期偏低,消費(fèi)率和投資率之間就不能形成合理的比例,就會導(dǎo)致社會產(chǎn)品價(jià)值不能及時(shí)得到實(shí)現(xiàn),大量生產(chǎn)能力得不到充分利用,帶來高失業(yè)率,并且直接影響企業(yè)效益和償還貸款能力。因此，只有減少企業(yè)留利和政府稅收在GDP中的比重，才能從根本上改變中國消費(fèi)啟動(dòng)的支撐基礎(chǔ)。正是從這種意義上說，初次分配中的公平問題以及工資形成機(jī)制的滯后成為中國消費(fèi)增速的最大制約因素。目前居民的初次分配收入的增長速度難以改變目前格局，消費(fèi)啟動(dòng)依然是一個(gè)較為漫長的過程。同時(shí)，我國微觀經(jīng)濟(jì)主體信用度不高，一些企業(yè)從銀行得到貸款后，到該還貸時(shí)，雖有能力但拖欠不還；還有一些企業(yè)盲目投資，相當(dāng)一部分投資形成無效投資，導(dǎo)致平均投資回報(bào)率低，還貸困難。這些現(xiàn)象使銀行風(fēng)險(xiǎn)增大，導(dǎo)致“惜貸”現(xiàn)象出現(xiàn)。其結(jié)果是國內(nèi)儲蓄出現(xiàn)相對過剩，這種過剩反映在國際收支上就是持續(xù)盈余和“雙順差”。
2.外匯資金的過度流入
(1)國內(nèi)居民和企業(yè)的發(fā)展對外資的需要
我國的居民儲蓄傾向比較高，而居民儲蓄絕大部分是通過國有商業(yè)銀行為主體的金融中介轉(zhuǎn)化為投資的。由于銀行的商業(yè)化運(yùn)作及內(nèi)部機(jī)制不完善，效率相對比較低等因素，銀行不能很好地發(fā)揮社會資金轉(zhuǎn)化功能。國家高速發(fā)展所引起的對資金的大量需求與不能使儲蓄有效率的轉(zhuǎn)化為投資供給之間的矛盾，是產(chǎn)生需求外資的主要原因之一。
企業(yè)的發(fā)展需要大量資金的支持，然而我國資本市場發(fā)育不完全，企業(yè)的融資渠道少。我國企業(yè)的融資大部分是通過國有商業(yè)銀行融資。隨著商業(yè)銀行轉(zhuǎn)向商業(yè)化經(jīng)營，建立自我經(jīng)營、自負(fù)盈虧的機(jī)制，各大銀行都以追逐和保持自身經(jīng)濟(jì)利益的角度出發(fā)，嚴(yán)格控制發(fā)放貸款數(shù)量，而對放貸地區(qū)、項(xiàng)目進(jìn)行謹(jǐn)慎的選擇以追求經(jīng)濟(jì)效益，企業(yè)在國內(nèi)獲取資金的渠道被堵塞之后，自然而然地就將目光瞄準(zhǔn)了外資，產(chǎn)生了對外資的需求。同時(shí)，國內(nèi)企業(yè)愿意與外資合作。隨著我國對外開放，以及跨國企業(yè)的進(jìn)入，我國國內(nèi)企業(yè)面臨著越來越激烈的競爭，急需高新技術(shù)，先進(jìn)的管理經(jīng)驗(yàn)來增強(qiáng)企業(yè)的競爭力。而外商的投資在一定程度上可以提高企業(yè)的技術(shù)水平和管理能力，因此，國內(nèi)企業(yè)往往通過引進(jìn)外資的形式來引進(jìn)先進(jìn)的技術(shù)與管理經(jīng)驗(yàn)。
2.國內(nèi)經(jīng)濟(jì)政策的影響
長期以來，我國采取鼓勵(lì)出口和鼓勵(lì)外資流入的非對稱性國際收支政策。在制度安排上，明顯鼓勵(lì)出口、限制進(jìn)口；鼓勵(lì)外資流入，限制資本流出。從跨境資金流入和流出看，流入管理較松，流出管理較嚴(yán)。例如，鼓勵(lì)外商來華直接投資，限制國內(nèi)企業(yè)到境外投資；鼓勵(lì)外債流入，限制國內(nèi)金融機(jī)構(gòu)向境外提供債權(quán)，不允許非金融企業(yè)對外發(fā)放貸款；鼓勵(lì)非居民向我國居民提供資本項(xiàng)目下捐贈和轉(zhuǎn)移，限制居民向非居民提供資本項(xiàng)目下捐贈和轉(zhuǎn)移等。
(3)外資的選擇
自改革開放以來，大量的外資涌入中國，主要?jiǎng)訖C(jī)就是尋求獲利機(jī)會。首先，進(jìn)行直接投資可實(shí)現(xiàn)內(nèi)部化從而節(jié)約交易費(fèi)用。我國外貿(mào)市場的高額交易費(fèi)用和存在的較高的貿(mào)易壁壘促使大量的跨國公司放棄國際貿(mào)易的形式而采取對外直接投資的一體化策略。其次，我國廉價(jià)的生產(chǎn)要素，比如勞動(dòng)力和土地等，巨大的市場潛在容量，再加上我國政府為吸引外資給予外資的一系列超國民待遇，更加吸引外商對我國進(jìn)行直接投資。在這種情況下，一方面外資大量超規(guī)模涌入，形成了負(fù)的儲蓄缺口；另一方面，外商投資在國內(nèi)生產(chǎn)的產(chǎn)品取代進(jìn)口，加大出口，從而進(jìn)口減少，出口增大，外匯的負(fù)缺口也在一定程度上擴(kuò)大。
(4)是較強(qiáng)的人民幣升值預(yù)期
心理預(yù)期對我國的資本流動(dòng)始終具有很強(qiáng)的影響力。2002年以來，受國際、國內(nèi)諸多因素的影響，企業(yè)和個(gè)人出現(xiàn)了人民幣升值預(yù)期。同時(shí)，媒體鋪天蓋地地討論人民幣升值問題，導(dǎo)致人民幣升值預(yù)期進(jìn)一步被強(qiáng)化。在存在價(jià)格落差（利率差、匯率差）的情況下，社會中的每個(gè)企業(yè)和個(gè)人都會成為潛在的投機(jī)者。在人民幣升值預(yù)期下，出口企業(yè)會盡可能早收匯、多結(jié)匯；進(jìn)口企業(yè)會推遲和減少購匯、付匯；老百姓也不愿意持有外匯。這些行為直接導(dǎo)致我國資本流入增加和資本項(xiàng)目順差擴(kuò)大。從境外遠(yuǎn)期外匯市場看，人民幣非交割遠(yuǎn)期匯率升值較高的時(shí)段與我國外匯儲備增加時(shí)期高度吻合。
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［中圖分類號］F832 ［文獻(xiàn)標(biāo)識碼］A ［文章編號］1005-6432（2011）13-0010-02
1 引 言
自1978年改革開放以來,中國已經(jīng)保持了30多年的強(qiáng)勁經(jīng)濟(jì)增長。GDP增長率在1979―2009年平均為9.8%,其中,2007年增長率接近12%,雖然遭受美國金融危機(jī)的沖擊,中國2008年和2009年的經(jīng)濟(jì)仍保持高增長,增長率達(dá)到9.6%和8.7%。
是什么支撐了中國經(jīng)濟(jì)的長期持續(xù)高增長？這種高增長的潛力有多大？中國在未來10年或更長時(shí)間里能否保持經(jīng)濟(jì)的持續(xù)強(qiáng)勁增長？
國內(nèi)外學(xué)者對中國經(jīng)濟(jì)持續(xù)高增長問題的研究著作、論文如汗牛充棟,體制改革、資本積累、技術(shù)模仿、教育、貿(mào)易、全要素增長率等解釋不一而足。不過,從人口紅利角度分析經(jīng)濟(jì)快速增長的原因則是近幾年的事情,人口紅利一度成為關(guān)注的焦點(diǎn)。中國在過去30多年的經(jīng)濟(jì)增長中物質(zhì)資本的影響占28%,勞動(dòng)力數(shù)量的影響占24%,勞動(dòng)力質(zhì)量的影響占24%,人口流動(dòng)或要素配置的影響占21%,其他因素(如管理水平等)占3%。研究第二次世界大戰(zhàn)后新興工業(yè)化國家和地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的學(xué)者指出,這些國家(地區(qū))的高經(jīng)濟(jì)增長,主要?dú)w因于資本投入的增加、勞動(dòng)參與率的提高和勞動(dòng)力質(zhì)量的改善,而非技術(shù)進(jìn)步。勞動(dòng)力的高參與率和較高的配置效率是中國經(jīng)濟(jì)增長的重要推動(dòng)力量,勞動(dòng)力對經(jīng)濟(jì)增長的這種促進(jìn)作用就是人口紅利。
近來對人口紅利的關(guān)注又進(jìn)一步深入,有研究指出,中國很快將走出人口紅利階段,2015年前后進(jìn)入“人口負(fù)債階段”。國際經(jīng)濟(jì)競爭力將隨著廉價(jià)勞動(dòng)力時(shí)代的結(jié)束而大大下降,未來的經(jīng)濟(jì)高增長將無法持續(xù)。
本文認(rèn)為人口紅利是改革開放以來推動(dòng)中國經(jīng)濟(jì)持續(xù)高增長的重要原因,人口老齡化未必能使經(jīng)濟(jì)增長速度放緩,中國經(jīng)濟(jì)至少可以持續(xù)增長20年。
2 人口紅利的概念
所謂人口紅利,是指人口轉(zhuǎn)型過程中出現(xiàn)的人口年齡結(jié)構(gòu)優(yōu)勢導(dǎo)致的高勞動(dòng)參與率,即總?cè)丝谥袆趧?dòng)力人口比重較大,對一國經(jīng)濟(jì)增長的積極效應(yīng)。人口紅利期是指當(dāng)生育率迅速下降、少兒撫養(yǎng)比例下降、總?cè)丝谥羞m齡勞動(dòng)人口比例上升,而老年人口比例達(dá)到較高水平之前形成的一個(gè)勞動(dòng)力資源相對豐富的時(shí)期。目前,中國人口正值年齡結(jié)構(gòu)較合理、適齡勞動(dòng)人口比例較大,且農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力大量剩余并有進(jìn)一步轉(zhuǎn)移的潛力的階段,大量廉價(jià)農(nóng)業(yè)剩余勞動(dòng)力向城市非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移,可為經(jīng)濟(jì)增長提供大量機(jī)會成本為零的勞動(dòng)力要素投入。這種人口轉(zhuǎn)型帶來的促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的效應(yīng)就是中國經(jīng)濟(jì)增長的人口紅利效應(yīng)。
最近,人口紅利的概念又進(jìn)一步得到擴(kuò)展,分為第一人口紅利和第二人口紅利。第一人口紅利是指由人口轉(zhuǎn)變所導(dǎo)致的生產(chǎn)性年齡段的人口份額的增加,而人口總體負(fù)擔(dān)相對較輕所帶來的經(jīng)濟(jì)增長。即使假定勞動(dòng)力生產(chǎn)率保持不變,勞動(dòng)供給數(shù)量相對較高也意味著總產(chǎn)出同比例上升,同時(shí)充足的勞動(dòng)力供給也能促進(jìn)勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。但是該人口紅利期的效應(yīng)短暫,持續(xù)時(shí)間為50年或稍長些。
第二人口紅利則源于理性主體為了應(yīng)對人口年齡結(jié)構(gòu)的預(yù)期變化,而相應(yīng)調(diào)整個(gè)人行為與公共政策。人口轉(zhuǎn)變是一個(gè)長期過程,它既包含了個(gè)人生命周期的變化,也反映了代際更替關(guān)系。根據(jù)生命周期假說理論,消費(fèi)者各階段的消費(fèi)水平取決于他一生的總收入,而不是當(dāng)期收入,人們會選擇一個(gè)接近其預(yù)期一生的平均收入水平的消費(fèi)水平,且其長期儲蓄水平將與生命周期緊密相關(guān),因此,整個(gè)社會的儲蓄率和人口結(jié)構(gòu)變動(dòng)密切相關(guān)。在生產(chǎn)效率較高的壯年階段,其收入中用于儲蓄的比例將明顯高于其他階段(比如養(yǎng)老金積累)。如果總?cè)丝谥袆趧?dòng)年齡人口的比重大,那么,這部分人口的個(gè)人儲蓄之和將有助于提高儲蓄率。同時(shí),勞動(dòng)年齡人口的撫養(yǎng)比相對較低,他們所承擔(dān)的撫育和贍養(yǎng)等經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)較輕,從而減少了家庭支出,提高了家庭儲蓄的比例。由此反映出在人口轉(zhuǎn)變的特定階段,因高比例的勞動(dòng)年齡人口所帶來的國民儲蓄率升高和資本供給增加將對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生推動(dòng)作用。
3 人口紅利是中國經(jīng)濟(jì)持續(xù)高增長的重要因素
人口紅利從三方面推動(dòng)中國經(jīng)濟(jì)增長：第一,高勞動(dòng)參與率。高勞動(dòng)力比重意味著人口對經(jīng)濟(jì)增長的參與率高。第二,高儲蓄率。改革開放以來,我國居民儲蓄存款經(jīng)歷了幾個(gè)顯著的增長階段。改革開放最初的10年,我國居民儲蓄存款年平均增長率達(dá)到了30%以上,這一階段是增長最快的時(shí)期。1989―1996年,進(jìn)入第二個(gè)增長高峰期,存款余額年增長率達(dá)31.6%。1998―2000年,增長率開始一路下滑,甚至出現(xiàn)了負(fù)值,其主要原因是股市火暴促進(jìn)了儲蓄的分流,更多的資金從銀行流入了股市。2003―2008年,居民儲蓄存款沖破了幾個(gè)大關(guān)：2003年9月首破10萬億元；2005年超過了14萬億元；2006年12月,突破16萬億元；2007年,17.25萬億元；2008年,21.79萬億元。按現(xiàn)價(jià)計(jì)算,2000―2008年年平均增長率達(dá)16.5%。第三,較高的勞動(dòng)力配置效率。配置效率是相對于技術(shù)效率而言的。技術(shù)效率是指技術(shù)進(jìn)步帶來的效率提高,而配置效率是指在技術(shù)水平不變的條件下,現(xiàn)存資源的重新配置帶來的效率。
當(dāng)社會處于人口紅利期時(shí),由于人口結(jié)構(gòu)較好,勞動(dòng)力供給十分充足,同時(shí),從事經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的人口不斷提高帶來了高生產(chǎn)率與高儲蓄率,并因此導(dǎo)致了較高的資本積累。20年來,中國投資率一直居高不下,同樣奇高的儲蓄率也助推了這種高投資率。當(dāng)然儲蓄率高,部分的原因有養(yǎng)老保險(xiǎn)與醫(yī)療制度不完善、中國文化對較高的儲蓄水平的偏好等,但最重要的原因還是因?yàn)橹袊壳暗摹皳狃B(yǎng)比率”較低。所謂“撫養(yǎng)比率”是指不工作的孩子人數(shù)、老人數(shù)與工作人數(shù)之比。當(dāng)家庭中孩子年幼、無工作時(shí),家庭的儲蓄率較低;當(dāng)孩子長大,且自身也處于最佳創(chuàng)造期時(shí),家庭的儲蓄率較高;退休后,儲蓄率則開始下降。因此,不工作的人越多(因?yàn)樘』蛱?,儲蓄率越低,反之亦然。
雖然計(jì)劃生育政策的長期效應(yīng)以及中國人預(yù)期壽命的延長,將使人口紅利這種較低的撫養(yǎng)比率因素逐漸消失,但在未來的10年甚至20年里,低撫養(yǎng)比率仍將持續(xù),從而可以預(yù)計(jì)的是：儲蓄率和投資率也將繼續(xù)保持在一個(gè)很高的水平上。曾經(jīng)有過的關(guān)于勞動(dòng)年齡人口增長率的預(yù)測認(rèn)為,中國的勞動(dòng)年齡人口可以一直增長到2030年。
一般來說,當(dāng)一個(gè)國家勞動(dòng)年齡人口增長停止后,勞動(dòng)力數(shù)量不足的問題會很快到來。但城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)使得中國的情況有很大不同,數(shù)量龐大的農(nóng)村人口仍然能夠在相當(dāng)長的時(shí)間內(nèi)為城鎮(zhèn)提供勞動(dòng)力資源。中國目前正處于快速城鎮(zhèn)化的過程之中,如果按城鎮(zhèn)人口每年增加一個(gè)百分點(diǎn)的速度計(jì)算,則城鎮(zhèn)每年會新增1500萬左右的勞動(dòng)年齡人口。設(shè)想中國步入比較發(fā)達(dá)的階段時(shí)大多數(shù)人口如70%的人會選擇居住在城鎮(zhèn),則農(nóng)村勞動(dòng)力向城鎮(zhèn)的轉(zhuǎn)移還會持續(xù)20年以上的時(shí)間。因此,在可見的將來,我國似乎仍然擁有比較充足的勞動(dòng)力供給。從勞動(dòng)力供給來看,人口紅利將繼續(xù)推動(dòng)中國經(jīng)濟(jì)的高速增長。
從人口紅利對消費(fèi)和儲蓄的影響來看,勞動(dòng)年齡人口增長停止或者說老齡人口比例增加在一定時(shí)期內(nèi)并不必然帶來儲蓄率的下降,相反還有可能使儲蓄率進(jìn)一步上升。在老齡化的初級階段,新進(jìn)入老齡階段的人往往都有較高的儲蓄率和儲蓄傾向,有人也因此把老齡化的初級階段看成是第二次人口紅利期。從這個(gè)意義上說,勞動(dòng)年齡人口豐富的人口紅利期結(jié)束并非人口紅利的真正結(jié)束,只要能夠發(fā)揮好儲蓄的資金效率,讓資本得到合理的回報(bào),則第二次人口紅利仍有可能為經(jīng)濟(jì)增長繼續(xù)注入“活力”。
綜上所述,人口紅利將在相當(dāng)長一段時(shí)間內(nèi)成為推動(dòng)我國經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長的利好因素。我國經(jīng)濟(jì)目前正處于歷史上最好的時(shí)期,同時(shí)也是人口紅利回報(bào)最豐厚的時(shí)期。從今后20～30年的時(shí)間來看,我們不僅沒有理由懷疑我國的經(jīng)濟(jì)增長會失去動(dòng)力,相反,經(jīng)濟(jì)增長將會更加強(qiáng)勁。
4 最優(yōu)化利用人口紅利的建議
人口紅利效應(yīng)終將因人口自然增長率下降、勞動(dòng)參與率降低而逐漸消失。但在不以人的意志為轉(zhuǎn)移的客觀規(guī)律面前,我們?nèi)阅苡兴鳛?我們可采取一系列有效措施,提高勞動(dòng)力素質(zhì)、消除城鄉(xiāng)勞動(dòng)力流動(dòng)障礙,減少勞動(dòng)力閑置和浪費(fèi),促進(jìn)勞動(dòng)力資源的充分利用和有效配置,從而使我國人口紅利的效應(yīng)最大化。
由于歷史和國情的原因,中國走的是一條依靠農(nóng)業(yè)積累和廉價(jià)勞動(dòng)力推動(dòng)的工業(yè)化道路。短期看,勞動(dòng)力的低成本可以支持經(jīng)濟(jì)的發(fā)展,但長期看,勞動(dòng)力的低成本必然是低勞動(dòng)力素質(zhì)和低勞動(dòng)生產(chǎn)率水平的反映,它無疑將阻礙經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。所以應(yīng)大力提高勞動(dòng)力素質(zhì)，以更好地支持經(jīng)濟(jì)發(fā)展。
為了經(jīng)濟(jì)的持續(xù)發(fā)展,應(yīng)通過擴(kuò)大就業(yè),最大化開發(fā)尚存的人口紅利,并加快人力資本積累。人力資本存量的提高意味著形成一個(gè)更具有報(bào)酬遞增性質(zhì)、更加可持續(xù)的經(jīng)濟(jì)增長源泉。并且,為了迎接人口老齡化沖擊,中國需要通過擴(kuò)大就業(yè)、加快人力資本積累和建立適合于中國國情的可持續(xù)的養(yǎng)老保障模式這三條途徑來充分挖掘未來潛在的人口紅利,推動(dòng)中國經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長。
經(jīng)濟(jì)增長的源泉應(yīng)當(dāng)從依靠良好的人口結(jié)構(gòu)(即人口紅利)轉(zhuǎn)為以技術(shù)的創(chuàng)新能力為主。人口紅利在生育率下降的過程中,終究會成為一個(gè)歷史現(xiàn)象,調(diào)整政策延緩一點(diǎn)時(shí)間只是短期效應(yīng)。從長期而言,需要依賴產(chǎn)業(yè)換代,依賴技術(shù)的創(chuàng)新能力,才可以長治久安。實(shí)際上,我們只有通過不斷地科技創(chuàng)新和制度創(chuàng)新,才能不斷地實(shí)現(xiàn)中國勞動(dòng)力成本的增長,改變中國在國際市場處于低端產(chǎn)業(yè)低利潤環(huán)節(jié)的局面,提高中國在世界市場上的競爭力,以實(shí)現(xiàn)中國經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展。同時(shí),提高勞動(dòng)力成本,將有助于釋放潛在的消費(fèi)需求。資料顯示,中國低收入家庭的消費(fèi)傾向明顯高于中高收入家庭。通過增加收入,大量的農(nóng)村人口、進(jìn)城務(wù)工人口和城鎮(zhèn)低收入人口以及其他中低收入人口較高的邊際消費(fèi)傾向?qū)⒓铀傧M(fèi)品市場的啟動(dòng)過程?；A(chǔ)消費(fèi)品的爆發(fā)式需求增長,新消費(fèi)群體的各類時(shí)髦需求增長,居民消費(fèi)觀念的更新和消費(fèi)結(jié)構(gòu)的升級,將啟動(dòng)中國龐大的內(nèi)需消費(fèi)市場。
在保證了中國的自主創(chuàng)新持續(xù)增長力的同時(shí),我們還應(yīng)該從另外一個(gè)角度來正視后人口紅利時(shí)代的社會安全和秩序問題。而建立健全的社會保障機(jī)制,將是我們這個(gè)社會發(fā)展的安全閥,只有通過它才能保證我們的經(jīng)濟(jì)能夠在既有軌道上良好運(yùn)行。在此前提下,我們再通過進(jìn)一步將農(nóng)村人口和農(nóng)民工不斷納入社會保障體系,不斷地充實(shí)社會保障基金。這樣我們的社會保障就將會有一個(gè)較大的改善,在面對后人口紅利時(shí)代的時(shí)候,就會更加的從容不迫。
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關(guān)鍵詞:高貨幣化;M2/GDP;原因分析
1現(xiàn)狀及問題
近年來,中國金融市場上一個(gè)引人注目、同時(shí)也是廣受爭議的一個(gè)現(xiàn)象,就是廣義貨幣(M2)與國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)的比值不斷高攀,M2/GDP比率一直呈現(xiàn)上升趨勢。從1978年的0.32增長到2005年的1.98,為世界之最。這樣的增長態(tài)勢在世界各國經(jīng)濟(jì)發(fā)展史上是前所未有的。見下圖1和圖1.2。從下圖來看我們可以明顯地看出,從九十年代初開始我國經(jīng)濟(jì)中廣義貨幣增長超過國內(nèi)生產(chǎn)總值增長,以至于M2/GDP增加是一個(gè)長期現(xiàn)象。
從增量上看,改革開放以來,M2的年增長率幾乎都高于GDP的年增長率,直到近年來才有所趨近(見下圖),這表明長期積累帶來的M2規(guī)模大于使得M2/GDP這一比例在近幾年仍不會得到明顯的改觀。
通過分析研究,可以得出以下三個(gè)結(jié)論:第一,我國M2與GDP比率不斷上升,說明我國經(jīng)濟(jì)貨幣化程度已進(jìn)入較高級階段。第二,我國M2與GDP的比率成為世界之最,并不說明我國經(jīng)濟(jì)貨幣化水平最高,這是我國金融體系還不完善的結(jié)果。我國銀行業(yè)相對發(fā)達(dá),而非銀行金融業(yè)比較落后,社會貨幣收入過多地集中在銀行,造成M2過度膨脹,而不能及時(shí)、合理地分流到證券市場、保險(xiǎn)市場和社會保障系統(tǒng),以促進(jìn)貨幣供應(yīng)量級次不斷提升。第三,貨幣對經(jīng)濟(jì)的推動(dòng)力呈弱化趨勢。
2M2與GDP高比率的原因分析
2.1經(jīng)濟(jì)的貨幣化
經(jīng)濟(jì)的貨幣化是指通過貨幣進(jìn)行的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)比例的不斷增加,而與傳統(tǒng)的物物交換相聯(lián)系的非貨幣化經(jīng)濟(jì)比例則不斷下降。貨幣化的關(guān)鍵之處在于它會引起對貨幣的額外需求。改革開放以前,在廣大農(nóng)村地區(qū),實(shí)物交易較為廣泛地存在;其后,隨著農(nóng)村市場的開放,改革向城市和國有企業(yè)推進(jìn),商品交易領(lǐng)域的擴(kuò)展和交易媒介貨幣化程度加深,對貨幣需求也迅速增加。有學(xué)者估計(jì),在我國改革初期,為了滿足經(jīng)濟(jì)貨幣化對貨幣的需求,每年需要增加貨幣供給6%-8%。居民儲蓄行為的增加,從而貨幣流通速度下降,發(fā)展中國家由于貨幣進(jìn)程較低,所以其M2/GDP增長速度較快。中國由于市場經(jīng)濟(jì)的不斷深化,M2/GDP有不斷上升的趨勢,但是國內(nèi)學(xué)者一般公認(rèn)到1993年,中國的貨幣化已經(jīng)差不多,因此可以推斷中國M2/GDP還受其他因素的影響。
2.2收入分配格局的變化和居民儲蓄的高增長
改革開放以來,中國的國民收入宏觀分配格局明顯向居民傾向,個(gè)人最終所得占GDP的比重上升。居民收入的增長速度遠(yuǎn)高于同期的經(jīng)濟(jì)增長速度;再加上儲蓄存款長期以來一直是我國居民首選的金融資產(chǎn)形式,所以從1978年以來我國的國民儲蓄率一直保持穩(wěn)定的增長,使得居民儲蓄迅速增長。因?yàn)楦叩膬π盥蕰?dǎo)致儲蓄存款余額和準(zhǔn)貨幣總額增加,從而使得M2增加,成為推動(dòng)M2/GDP上升的主要?jiǎng)恿Α?/p>
2.3貨幣流通速度的下降
在中國貨幣流通速度不是一個(gè)常數(shù),由于經(jīng)濟(jì)的貨幣化以及銀行的不良貸款率較高等原因,在改革開放后的20年中迅速下降。在貨幣流動(dòng)性下降的情況下,要維持正常的經(jīng)濟(jì)增長,貨幣存量就必須相應(yīng)的擴(kuò)張,從而導(dǎo)致M2/GDP的居高不下。由于銀行體制、金融市場不發(fā)達(dá)等各種原因,我國的貨幣流通速度在改革的20年中迅速地下降,由1978年的3.13驟降到2002年的0.55。
2.4以銀行為主導(dǎo)的融資模式以及金融工具的單一
當(dāng)前,盡管我國債券市場及股票市場有了很大程度的發(fā)展,但仍然比較滯后。公司債券市場不發(fā)達(dá),商業(yè)票據(jù)市場不發(fā)達(dá),企業(yè)融資主要靠銀行。導(dǎo)致我國直接融資所占比重仍然較小,企業(yè)融資過多的依賴于以銀行信貸為主的間接融資。隨著我國經(jīng)濟(jì)的高速增長以及倒閉機(jī)制的影響,銀行體系只能被動(dòng)供給貨幣以滿足社會對資金的需求,廣義貨幣M2不斷膨脹,由此導(dǎo)致M2/GDP居高不下。
另外,改革開放以來,我國居民的收入普遍有大幅度地增加,但居民的投資渠道卻相對匱乏,居民缺乏多樣性的投資渠道,再加上國人具有高儲蓄的偏好,及銀行存款的高安全性,使得居民儲蓄余額長期增長。從而導(dǎo)致M2/GDP越來越高。
2.5金融資源配置效率的低下
金融配置效率的不足必然表現(xiàn)為同等的GDP增長需要更多的貨幣供給來推動(dòng),致貨幣化比率的畸高。就其原因,主要可以歸結(jié)為兩點(diǎn):一是金融資源對國有經(jīng)濟(jì)的過度傾斜以及對非國有經(jīng)濟(jì)投入的相對不足;二是占有大量金融資源的國有經(jīng)濟(jì)的效率卻又相對不足。對于我國,銀行主導(dǎo)型的融資結(jié)構(gòu)決定了金融資源的配置主要是通過銀行進(jìn)行的。由于傳統(tǒng)和體制上的原因,我國的銀行特別是國有商業(yè)銀行,融資服務(wù)對象仍主要面向國有經(jīng)濟(jì),以致國有經(jīng)濟(jì)一直是寶貴信貸資源的主要占有者;在直接融資領(lǐng)域,國有經(jīng)濟(jì)也是股票市場和企業(yè)債券市場的融資主體,非國有經(jīng)濟(jì)總體上仍然較難通過直接融資方式獲取大量金融資源。這種金融資源過于向國有經(jīng)濟(jì)傾斜的現(xiàn)實(shí)無法與我國當(dāng)前經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的變化相稱。與此同時(shí),大量向國有經(jīng)濟(jì)傾斜的金融資源,卻由于國有經(jīng)濟(jì)的預(yù)算軟約束和整體效益的不足而形成大量無法回收的貸款。在這種局面下,為了給經(jīng)濟(jì)運(yùn)行提供寬松的貨幣環(huán)境,保證經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長,又必須不斷提供新的信貸,導(dǎo)致M2的膨脹,并自然表現(xiàn)為高的M2/GDP比率,而從中反映出的卻是金融資源配置效率的不足。
2.6積極的財(cái)政政策
我國積極的財(cái)政政策下國債的大量增發(fā),即我國積極的財(cái)政政策使得大量增發(fā)國債,當(dāng)居民認(rèn)購國債時(shí)意味著M2準(zhǔn)貨幣的減少,但是當(dāng)政府用出售國債的錢全部用于投資和購買時(shí),通常會形成M1增加,同時(shí)由于政府投資帶動(dòng)相關(guān)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展這時(shí)M2的供給規(guī)模恢復(fù)原來的水平并且繼續(xù)遞增。導(dǎo)致M2大幅增加并且超過了GDP的增長速度,從而使得金融深化指標(biāo)持續(xù)走高。所以,我國金融深化指標(biāo)M2/GDP走高并不代表我國金融發(fā)展的結(jié)果,而是我國特定的財(cái)政政策制度。
2.7迅猛增長的外匯儲備
近幾年來我國外匯儲備的迅猛增長(見下圖,數(shù)據(jù)來源于國家外匯管理局網(wǎng)站)也是導(dǎo)致貨幣化比率上升的重要因素。根據(jù)貨幣經(jīng)濟(jì)理論,一國的貨幣供給M是國內(nèi)信貸D與外匯儲備F之和,即:在當(dāng)前信貸投放增長相對減緩而外匯儲備持續(xù)快速增長的態(tài)勢下,外匯占款已經(jīng)成為了我國投放基礎(chǔ)貨幣的主要方式。
1 現(xiàn)狀及問題
近年來,中國金融市場上一個(gè)引人注目、同時(shí)也是廣受爭議的一個(gè)現(xiàn)象,就是廣義貨幣(m2)與國內(nèi)生產(chǎn)總值(gdp)的比值不斷高攀,m2/gdp比率一直呈現(xiàn)上升趨勢。從1978年的0.32增長到2005年的1.98,為世界之最。這樣的增長態(tài)勢在世界各國經(jīng)濟(jì)發(fā)展史上是前所未有的。見下圖1和圖1.2。從下圖來看我們可以明顯地看出,從九十年代初開始我國經(jīng)濟(jì)中廣義貨幣增長超過國內(nèi)生產(chǎn)總值增長,以至于 m2/gdp 增加是一個(gè)長期現(xiàn)象。
從增量上看,改革開放以來,m2 的年增長率幾乎都高于 gdp 的年增長率,直到近年來才有所趨近(見下圖 ),這表明長期積累帶來的 m2規(guī)模大于使得 m2/gdp這一比例在近幾年仍不會得到明顯的改觀。
通過分析研究,可以得出以下三個(gè)結(jié)論:第一,我國m2與gdp比率不斷上升,說明我國經(jīng)濟(jì)貨幣化程度已進(jìn)入較高級階段。第二,我國 m2 與 gdp 的比率成為世界之最,并不說明我國經(jīng)濟(jì)貨幣化水平最高,這是我國金融體系還不完善的結(jié)果。我國銀行業(yè)相對發(fā)達(dá),而非銀行金融業(yè)比較落后,社會貨幣收入過多地集中在銀行,造成 m2過度膨脹,而不能及時(shí)、合理地分流到證券市場、保險(xiǎn)市場和社會保障系統(tǒng),以促進(jìn)貨幣供應(yīng)量級次不斷提升。第三,貨幣對經(jīng)濟(jì)的推動(dòng)力呈弱化趨勢。
2 m2與gdp高比率的原因分析
2.1 經(jīng)濟(jì)的貨幣化
經(jīng)濟(jì)的貨幣化是指通過貨幣進(jìn)行的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)比例的不斷增加,而與傳統(tǒng)的物物交換相聯(lián)系的非貨幣化經(jīng)濟(jì)比例則不斷下降。貨幣化的關(guān)鍵之處在于它會引起對貨幣的額外需求。改革開放以前,在廣大農(nóng)村地區(qū),實(shí)物交易較為廣泛地存在;其后,隨著農(nóng)村市場的開放,改革向城市和國有企業(yè)推進(jìn),商品交易領(lǐng)域的擴(kuò)展和交易媒介貨幣化程度加深,對貨幣需求也迅速增加。有學(xué)者估計(jì),在我國改革初期,為了滿足經(jīng)濟(jì)貨幣化對貨幣的需求,每年需要增加貨幣供給6%-8%。居民儲蓄行為的增加,從而貨幣流通速度下降,發(fā)展中國家由于貨幣進(jìn)程較低,所以其m2/gdp增長速度較快。中國由于市場經(jīng)濟(jì)的不斷深化,m2/gdp有不斷上升的趨勢,但是國內(nèi)學(xué)者一般公認(rèn)到1993年,中國的貨幣化已經(jīng)差不多,因此可以推斷中國m2/gdp還受其他因素的影響。
2.2 收入分配格局的變化和居民儲蓄的高增長
改革開放以來,中國的國民收入宏觀分配格局明顯向居民傾向,個(gè)人最終所得占gdp的比重上升。居民收入的增長速度遠(yuǎn)高于同期的經(jīng)濟(jì)增長速度;再加上儲蓄存款長期以來一直是我國居民首選的金融資產(chǎn)形式,所以從1978年以來我國的國民儲蓄率一直保持穩(wěn)定的增長,使得居民儲蓄迅速增長。因?yàn)楦叩膬π盥蕰?dǎo)致儲蓄存款余額和準(zhǔn)貨幣總額增加,從而使得m2增加,成為推動(dòng)m2/gdp上升的主要?jiǎng)恿Α?/p>
2.3 貨幣流通速度的下降
在中國貨幣流通速度不是一個(gè)常數(shù),由于經(jīng)濟(jì)的貨幣化以及銀行的不良貸款率較高等原因,在改革開放后的20年中迅速下降。在貨幣流動(dòng)性下降的情況下,要維持正常的經(jīng)濟(jì)增長,貨幣存量就必須相應(yīng)的擴(kuò)張,從而導(dǎo)致m2/gdp的居高不下。由于銀行體制、金融市場不發(fā)達(dá)等各種原因,我國的貨幣流通速度在改革的20年中迅速地下降,由1978年的3.13驟降到2002年的0.55。
2.4 以銀行為主導(dǎo)的融資模式以及金融工具的單一
當(dāng)前,盡管我國債券市場及股票市場有了很大程度的發(fā)展,但仍然比較滯后。公司債券市場不發(fā)達(dá),商業(yè)票據(jù)市場不發(fā)達(dá),企業(yè)融資主要靠銀行。導(dǎo)致我國直接融資所占比重仍然較小,企業(yè)融資過多的依賴于以銀行信貸為主的間接融資。隨著我國經(jīng)濟(jì)的高速增長以及倒閉機(jī)制的影響,銀行體系只能被動(dòng)供給貨幣以滿足社會對資金的需求,廣義貨幣m2不斷膨脹,由此導(dǎo)致m2/gdp居高不下。
另外,改革開放以來,我國居民的收入普遍有大幅度地增加,但居民的投資渠道卻相對匱乏,居民缺乏多樣性的投資渠道,再加上國人具有高儲蓄的偏好,及銀行存款的高安全性,使得居民儲蓄余額長期增長。從而導(dǎo)致m2/gdp越來越高。
2.5 金融資源配置效率的低下
金融配置效率的不足必然表現(xiàn)為同等的gdp增長需要更多的貨幣供給來推動(dòng),致貨幣化比率的畸高。就其原因,主要可以歸結(jié)為兩點(diǎn):一是金融資源對國有經(jīng)濟(jì)的過度傾斜以及對非國有經(jīng)濟(jì)投入的相對不足;二是占有大量金融資源的國有經(jīng)濟(jì)的效率卻又相對不足。對于我國,銀行主導(dǎo)型的融資結(jié)構(gòu)決定了金融資源的配置主要是通過銀行進(jìn)行的。由于傳統(tǒng)和體制上的原因,我國的銀行特別是國有商業(yè)銀行,融資服務(wù)對象仍主要面向國有經(jīng)濟(jì),以致國有經(jīng)濟(jì)一直是寶貴信貸資源的主要占有者;在直接融資領(lǐng)域,國有經(jīng)濟(jì)也是股票市場和企業(yè)債券市場的融資主體,非國有經(jīng)濟(jì)總體上仍然較難通過直接融資方式獲取大量金融資源。這種金融資源過于向國有經(jīng)濟(jì)傾斜的現(xiàn)實(shí)無法與我國當(dāng)前經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的變化相稱。與此同時(shí),大量向國有經(jīng)濟(jì)傾斜的金融資源,卻由于國有經(jīng)濟(jì)的預(yù)算軟約束和整體效益的不足而形成大量無法回收的貸款。在這種局面下,為了給經(jīng)濟(jì)運(yùn)行提供寬松的貨幣環(huán)境,保證經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長,又必須不斷提供新的信貸,導(dǎo)致m2的膨脹,并自然表現(xiàn)為高的m2/gdp比率,而從中反映出的卻是金融資源配置效率的不足。
2.6 積極的財(cái)政政策
我國積極的財(cái)政政策下國債的大量增發(fā),即我國積極的財(cái)政政策使得大量增發(fā)國債,當(dāng)居民認(rèn)購國債時(shí)意味著m2準(zhǔn)貨幣的減少,但是當(dāng)政府用出售國債的錢全部用于投資和購買時(shí),通常會形成m1增加,同時(shí)由于政府投資帶動(dòng)相關(guān)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展這時(shí)m2的供給規(guī)?；謴?fù)原來的水平并且繼續(xù)遞增。導(dǎo)致m2大幅增加并且超過了gdp的增長速度,從而使得金融深化指標(biāo)持續(xù)走高。所以,我國金融深化指標(biāo) m2/gdp走高并不代表我國金融發(fā)展的結(jié)果,而是我國特定的財(cái)政政策制度。
2.7 迅猛增長的外匯儲備
近幾年來我國外匯儲備的迅猛增長(見下圖,數(shù)據(jù)來源于國家外匯管理局網(wǎng)站)也是導(dǎo)致貨幣化比率上升的重要因素。根據(jù)貨幣經(jīng)濟(jì)理論,一國的貨幣供給m是國內(nèi)信貸d與外匯儲備f之和,即:在當(dāng)前信貸投放增長相對減緩而外匯儲備持續(xù)快速增長的態(tài)勢下,外匯占款已經(jīng)成為了我國投放基礎(chǔ)貨幣的主要方式。
我國外匯儲備超常增長的主要原因在于國際收支的雙順差,但在雙順差中,資本賬戶順差占據(jù)主導(dǎo)地位。這說明我國外匯儲備大幅度增加除了來自進(jìn)出口貿(mào)易增長外,更多的應(yīng)歸因于利用外資和國際投機(jī)資本大規(guī)模進(jìn)出所帶來的資本項(xiàng)目凈流入,特別是國際游資對人民幣升值的強(qiáng)烈預(yù)期而大量流入。很明顯,現(xiàn)階段央行在外匯市場被動(dòng)地購買外匯儲備已成了基礎(chǔ)貨幣投放的主要渠道,貨幣政策的有效性和靈活性面臨國際收支不平衡的挑戰(zhàn)。這種被動(dòng)的基礎(chǔ)貨幣投放方式所帶來的問題是,有外匯收入的企業(yè)因?yàn)榻Y(jié)匯而具有較為充裕的資金,這些資金除部分進(jìn)入生產(chǎn)流通環(huán)節(jié)外,其余則成為了銀行資金流并大量地反映為銀行存款,從而導(dǎo)致貨幣化比率的進(jìn)一步上升。
3 總結(jié)
總之,造成我國貨幣化比率畸高的原因是多方面的,我們更無法從我國較高的貨幣化比率中得出我國的金融深化程度已經(jīng)處于較高水平的結(jié)論,相反這種高貨幣化現(xiàn)象卻說明我國金融發(fā)展中存在著深層次的問題。不可否認(rèn),在我國m2/gdp比率不斷攀升并居高不下的這些年,也恰是國民經(jīng)濟(jì)持續(xù)快速增長的年份。但從長遠(yuǎn)來看,其中所反映的金融結(jié)構(gòu)失衡與金融資源配置效率較低等問題必然會成為我國未來經(jīng)濟(jì)發(fā)展的羈絆;并且,這種依靠增發(fā)貨幣維系粗放型金融資源配置的模式終究是非良性的,必然會造成風(fēng)險(xiǎn)向銀行體系的過度集中并極易釀成通貨膨脹,不利于宏觀金融的穩(wěn)健運(yùn)行與經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定增長。探尋中國高貨幣化現(xiàn)象之謎,并深究出其內(nèi)在的原因,對我國的金融發(fā)展無論是在理論上還是在實(shí)踐中都具有重要的意義。
參考文獻(xiàn)
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通常一個(gè)國家在對外貿(mào)易中實(shí)現(xiàn)順差，則說明了該國商品在國外市場具有一定競爭優(yōu)勢，順差帶來的外匯儲備可使得該國的對外支付能力加強(qiáng)，同時(shí)增加對外債權(quán)。但我們也應(yīng)當(dāng)認(rèn)識到，順差的產(chǎn)生意味著出口獲取的外匯并未實(shí)現(xiàn)同期的進(jìn)口、對外投資、技術(shù)的引進(jìn)。這種順差只表現(xiàn)為國外銀行的存款或者是購買外國債券，這樣資金使用的收益率不僅低，還會加大本幣匯率升值的壓力。讓本幣升值，便會對隨后的貿(mào)易產(chǎn)生不利的影響。而外匯儲備的持續(xù)增加也會迫使貨幣管理當(dāng)局投放更多的基礎(chǔ)貨幣以維護(hù)匯率的穩(wěn)定，造成國內(nèi)通貨膨脹。作為貿(mào)易伙伴的逆差國，更是會以長期逆差為借口，設(shè)置多種貿(mào)易障礙，要求順差國減少出口或增加從逆差國進(jìn)口。
所以，我們應(yīng)該認(rèn)識到，巨額的順差不僅給國內(nèi)的經(jīng)濟(jì)帶來不利影響，也不利于經(jīng)濟(jì)的協(xié)調(diào)發(fā)展。自金融危機(jī)后，我國對外貿(mào)易環(huán)境惡劣，遇到各種針對我國出口產(chǎn)品的反傾銷調(diào)查。引發(fā)的國際爭議都指出人民幣幣值嚴(yán)重低估，紛紛要求人民幣升值。理論上說，一國幣值上升，使其出口商品在外國市場價(jià)格上升，不再具有價(jià)格優(yōu)勢，而從國外進(jìn)口的商品則更加便宜，從而達(dá)到減小順差的目的。但是，從數(shù)據(jù)來看，近年來我國貿(mào)易順差雖然相比從前增幅減小，但仍無法改變長期順差這一事實(shí)。我國對外貿(mào)易長期處于順差的原因究竟是什么，人民幣的升值能從根本上改變中國如今面對的不利外部環(huán)境么？
一、我國貿(mào)易差額的基本狀況及形成原因
1.我國貿(mào)易差額的發(fā)展概況
中國原本經(jīng)濟(jì)落后，我國的貿(mào)易差額也并非一開始就處于順差地位。從上世紀(jì)八十年代開始，僅實(shí)現(xiàn)了一年貿(mào)易收支平衡，兩年有順差，其余七年累計(jì)達(dá)到42.9億美元的逆差。從1990年開始，除1993年為逆差，我國對外貿(mào)易實(shí)現(xiàn)了持續(xù)順差。在2005年順差額更是創(chuàng)造記錄的達(dá)到了1018.8億美元。僅管越來越多的人意識到平衡貿(mào)易收支的重要性，但是我國仍沒有改變持續(xù)順差的局面。2008年金融危機(jī)爆發(fā)，我國出口貿(mào)易受到嚴(yán)重影響，人民幣不斷的升值，無疑給出口行業(yè)雪上加霜。從2008年到2011年，貿(mào)易順差逐年減少，但是，中國對外貿(mào)易總體保持著順差，不僅加劇了人民幣升值的壓力，更是給了貿(mào)易伙伴國家以借口，對中國的出口設(shè)置重重壁壘。對長期依靠外需拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長的中國而言，持續(xù)的貿(mào)易順差，對經(jīng)濟(jì)的健康穩(wěn)定增長已產(chǎn)生負(fù)面影響。
2.我國貿(mào)易持續(xù)順差的主要原因
（1）國際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的影響
國際分工的變化導(dǎo)致國際產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)移，在歷史上，國際生產(chǎn)的中心先后產(chǎn)生的從歐洲到美國再到亞洲的轉(zhuǎn)移。二戰(zhàn)之后，生產(chǎn)力在科技革命的推動(dòng)下得到飛速的發(fā)展，全球產(chǎn)業(yè)調(diào)整的步伐加快，發(fā)達(dá)國產(chǎn)紛紛實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)的升級，伴隨而來的便是制造業(yè)開始向發(fā)展中國家轉(zhuǎn)移。20世紀(jì)90年代以來，資本主義利用經(jīng)濟(jì)全球化的發(fā)展加快的對外擴(kuò)張，新的國際分工格局在這種背景下形成了。在這一時(shí)期，中國憑借勞動(dòng)力成本的比較優(yōu)勢和較為優(yōu)越的投資環(huán)境，吸引了大量外商來華投資設(shè)廠，開始了以勞動(dòng)密集型為主的加工貿(mào)易。在隨后的一段時(shí)期，國際制造業(yè)大量向中國轉(zhuǎn)移，中國成為計(jì)算機(jī)、音響設(shè)備、玩具、家具等制造品的生產(chǎn)中心，而制造業(yè)的快速發(fā)展同時(shí)促進(jìn)了出口貿(mào)易的快速發(fā)展，出口的不斷擴(kuò)大必然導(dǎo)致貿(mào)易的持續(xù)順差。
（2）出口導(dǎo)向型發(fā)展戰(zhàn)略是貿(mào)易持續(xù)順差的重要原因
20世紀(jì)90年代以來，東亞新興市場經(jīng)濟(jì)體轉(zhuǎn)為外向型，大力實(shí)施出口導(dǎo)向型的發(fā)展戰(zhàn)略，并且成功利用出口拉動(dòng)了經(jīng)濟(jì)的快速增長。亞洲“四小龍”的成功經(jīng)驗(yàn)證明，出口導(dǎo)向型發(fā)展戰(zhàn)略是有利于實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的迅速增長和居民收入的快速提高?；趪獾某晒Π咐袊鶕?jù)國內(nèi)的實(shí)際情況，很快的實(shí)現(xiàn)了從計(jì)劃經(jīng)濟(jì)向市場經(jīng)濟(jì)的轉(zhuǎn)變，充分發(fā)勞動(dòng)力成本的比較優(yōu)勢，大力發(fā)展出口導(dǎo)向型經(jīng)濟(jì)。政策的鼓勵(lì)，對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)在當(dāng)時(shí)確實(shí)很大，但是發(fā)展至今，我國的外匯儲備和國際債權(quán)債務(wù)的情況已完全不同于當(dāng)初，可是許多地方或部門，仍未改變觀念，鼓勵(lì)進(jìn)口平衡安排的相應(yīng)措施較為不足。這也是中國對外貿(mào)易持續(xù)順差的一個(gè)重要原因。
（3）我國內(nèi)需不足影響進(jìn)口增長
我國提出擴(kuò)大內(nèi)需以推動(dòng)國民經(jīng)濟(jì)增長的口號已經(jīng)多年，但是成效緩慢。具體體現(xiàn)在中國的高儲蓄利上。根據(jù)人民日報(bào)012年11月21日的相關(guān)報(bào)道指出：“中國的國民儲蓄率從20世紀(jì)70年代至今一直居世界前列，90年代初居民儲蓄占國民生產(chǎn)總值的35%以上，到2005年中國儲蓄率更是高達(dá)51%，而全球平均儲蓄率僅為19.7%?！痹缭?009年，我國居民儲蓄余額已經(jīng)超過18萬億元，人均儲蓄超過1萬元，儲蓄率已經(jīng)達(dá)到世界排名第一。除了傳統(tǒng)消費(fèi)觀念造成中國儲蓄率居高不下外，更重要的一個(gè)因素則是與對收入增長的預(yù)期不樂觀有關(guān)，因?qū)κ杖朐鲩L的預(yù)期不樂觀使得大多數(shù)人對醫(yī)療、保障、住房等消費(fèi)前景的擔(dān)憂，進(jìn)一步壓抑了大多數(shù)人的消費(fèi)欲望，消費(fèi)品進(jìn)口的增長也在一定程度上受到了限制。雖然我國貿(mào)易持續(xù)的順差，但在出口的產(chǎn)品中，真正具有綜合競爭力的產(chǎn)品較少，大多數(shù)出口產(chǎn)品都是依靠低價(jià)競銷，效益并不理想。
二、人民幣升值沒有改變我國貿(mào)易順差的原因則說明了限制我國進(jìn)口的原因，由此，中國持續(xù)順差可以說和我國的需求和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)有關(guān)。
因此，我國持續(xù)順差產(chǎn)生的原因很多，人民帀的升值不可能在短期內(nèi)有效的調(diào)整我國貿(mào)易收支。實(shí)現(xiàn)貿(mào)易平衡。
三、實(shí)現(xiàn)貿(mào)易收支平衡的思路和建議
1.切實(shí)轉(zhuǎn)變觀念
要客觀認(rèn)識順差的利弊以及我國的現(xiàn)實(shí)，面對外部環(huán)境的改變，產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型是勢在必行。應(yīng)當(dāng)充分利用國內(nèi)外資源發(fā)展對外貿(mào)易，僅依靠大量出口勞動(dòng)密集型產(chǎn)品不是長久之計(jì)，提高出口效益必須通過修訂更加合理的相應(yīng)政策法規(guī)，引導(dǎo)出口產(chǎn)業(yè)順利轉(zhuǎn)型，以實(shí)現(xiàn)貿(mào)易平衡發(fā)展。我們更應(yīng)當(dāng)認(rèn)識到，依靠外資企業(yè)和加工貿(mào)易為主發(fā)展對外貿(mào)易，是不可能成為貿(mào)易強(qiáng)國的。
2.轉(zhuǎn)變對外貿(mào)易發(fā)展的方式
通過鼓勵(lì)國有企業(yè)和民營企業(yè)發(fā)展對外貿(mào)易，以改變外資企業(yè)在我國外貿(mào)中占據(jù)主要地位的局面；發(fā)展多種貿(mào)易形式，降低加工貿(mào)易在我國外貿(mào)方式中所占的比重；出口商品應(yīng)當(dāng)提高品質(zhì)，打造屬于中國的品牌產(chǎn)品。通過技術(shù)創(chuàng)新來加強(qiáng)我國自主創(chuàng)新的能力，實(shí)現(xiàn)從委托加工生產(chǎn)到自有品牌的生產(chǎn)出口的轉(zhuǎn)變。
3.積極推進(jìn)自由貿(mào)易區(qū)的談判和建設(shè)
對待貿(mào)易摩擦和國外施加的壓力，我們應(yīng)當(dāng)冷靜對待，據(jù)理力爭，以長遠(yuǎn)的眼光來處理每一個(gè)問題。同時(shí)，在與周邊國家達(dá)成自由貿(mào)易的意向，或在與一些國家進(jìn)行自由貿(mào)易區(qū)的談判時(shí)，都應(yīng)該在平等互利的基礎(chǔ)上，積極推進(jìn)，以利于雙方共同努力，實(shí)現(xiàn)貿(mào)易收支平衡，減少不必要的磨擦。
4.加強(qiáng)出口管理確保統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的準(zhǔn)確性
我們需要加強(qiáng)海關(guān)、外貿(mào)管理、外匯管理、銀行、商品檢驗(yàn)、運(yùn)輸管理等部門之間的合作，對進(jìn)出口商申報(bào)的進(jìn)出口貿(mào)易的真實(shí)性及其報(bào)價(jià)的可信性嚴(yán)格把關(guān)核實(shí)，以保證統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的準(zhǔn)確性，從而更好的確認(rèn)貿(mào)易差額的準(zhǔn)確性。
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近年來，隨著全球經(jīng)濟(jì)失衡問題的日益突出，學(xué)術(shù)界對此的討論及相關(guān)文獻(xiàn)也越來越多，各有各的觀點(diǎn)。其中在2005年美國UCBerkeley的著名經(jīng)濟(jì)學(xué)家BarryEichengreen做過一個(gè)較為全面的回顧。他認(rèn)為可以將全球經(jīng)濟(jì)失衡的原因分析歸為四個(gè)主要的觀點(diǎn)。第一種強(qiáng)調(diào)了美國儲蓄率太低對經(jīng)濟(jì)不平衡的貢獻(xiàn)。第二種認(rèn)為國際收支失衡的主因不是美國儲蓄率過低，而是因?yàn)槊绹?jīng)濟(jì)增長非常有活力，投資環(huán)境好，全球資本自愿流向美國。因此不需要擔(dān)心目前經(jīng)濟(jì)失衡。第三種觀點(diǎn)認(rèn)為東亞國家儲蓄過度、內(nèi)需不足是失衡的主要原因。第四種則強(qiáng)調(diào)了東亞國家和美國經(jīng)濟(jì)之間的相互依賴關(guān)系導(dǎo)致了當(dāng)前經(jīng)濟(jì)現(xiàn)狀。美國是全球巨大的商品和金融市場，因此東亞國家可以將商品出口到美國。與此同時(shí)，資金也可以在美國的金融市場上獲得很好的運(yùn)用。另一方面美國也依賴東亞國家，美國消費(fèi)需求旺盛，但儲蓄率偏低，需要東亞國家向其提供巨額資金以彌補(bǔ)經(jīng)常帳戶逆差。
上述四種觀點(diǎn)從不同角度描述了全球經(jīng)濟(jì)失衡、國際收支不均衡的原因。但是單從某一個(gè)角度看都是不完整的，必須綜合起來才可能比較全面地解釋當(dāng)前的國際經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象。
2、全球經(jīng)濟(jì)不平衡的可持續(xù)性分析
當(dāng)前全球經(jīng)濟(jì)失衡的狀態(tài)能否繼續(xù)持續(xù)下去關(guān)鍵涉及到兩個(gè)問題：一是美國是否會繼續(xù)向世界上其他國家借錢，二是后者是否愿意繼續(xù)借錢給美國。如果美國會繼續(xù)借錢，那么其他國家的決定取決于兩個(gè)因素，即風(fēng)險(xiǎn)與回報(bào)。這里，外債余額占GDP的比例有多高是一個(gè)較好的技術(shù)指標(biāo)。債務(wù)余額是經(jīng)常項(xiàng)目逆差的累積，前者是后者的積分。美國經(jīng)常項(xiàng)目逆差從20世紀(jì)80年代開始逐步增加，90年代頭幾年有所好轉(zhuǎn)，但以后又進(jìn)一步惡化，債務(wù)余額與GDP之比也迅速增加。從歷史上來看，澳大利亞的外債余額占GDP之比曾經(jīng)達(dá)到60%，愛爾蘭為70%，而目前美國還遠(yuǎn)沒有達(dá)到這一程度。因此，盡管美國經(jīng)常項(xiàng)目逆差占GDP之比已經(jīng)很高，我們還是不能確定說這種逆差已經(jīng)不可持續(xù)。關(guān)鍵在于其他國家是否愿意繼續(xù)購買美國的國債或其他美元資產(chǎn)，從而為美國的經(jīng)常項(xiàng)目逆差提供資金。如果答案肯定，那么這種不平衡狀態(tài)是可以維持下去的。
此外，當(dāng)前國際金融安排存在一種內(nèi)在的限制美元下跌的機(jī)制，從而約束著那些持有美國資產(chǎn)的國家。其原因在于美國持有的海外資產(chǎn)都是以外國貨幣計(jì)價(jià)的，而外國持有的美國資產(chǎn)都是以美元計(jì)價(jià)的。美元下跌，美國所持有的海外資產(chǎn)自然升值，相反外國的美元資產(chǎn)持有者將遭受損失，這當(dāng)然是持有者所不希望看到的現(xiàn)象。
對美國的經(jīng)常項(xiàng)目順差方可以分為四部分。一是東亞地區(qū)。在經(jīng)歷了瘋狂的1997年亞洲金融危機(jī)后，東亞國家認(rèn)識到必須通過貿(mào)易順差增加外匯儲備，以保證經(jīng)濟(jì)安全。不過只要有了安全感，這些國家就會停止追求貿(mào)易順差，表現(xiàn)出貿(mào)易順差的短期性。二是日本。目前日本面臨人口老齡化問題，居民儲蓄率也在下降。企業(yè)的高儲蓄率是日本儲蓄大于投資且經(jīng)常項(xiàng)目順差的主要原因。不過我們可以預(yù)測當(dāng)日本經(jīng)濟(jì)走出長期低迷后，投資必將更加活躍，其經(jīng)常項(xiàng)目順差也會隨之減少。第三個(gè)是石油輸出國。由于石油價(jià)格的持續(xù)上漲，輸出國的經(jīng)常項(xiàng)目順差激增。最后是我國。我國的國際收支不平衡集中表現(xiàn)為“雙順差”經(jīng)常項(xiàng)目和資本項(xiàng)目均為順差，而且已經(jīng)持續(xù)了十幾年。這樣的國際收支格局是不正常的。對發(fā)展中國家來說，正常的格局應(yīng)該是經(jīng)常項(xiàng)目的逆差與資本項(xiàng)目的順差并存，東亞國家過去和現(xiàn)在都是這樣的走勢。
3、全球經(jīng)濟(jì)失衡的背景下中國存在的問題分析
從國際收支平衡表中可以清楚地看到中國的國際收支失衡在與貿(mào)易順差和外國直接投資順差兩部分造成的。究其原因可以歸結(jié)為四個(gè)部分：經(jīng)濟(jì)周期的影響、結(jié)構(gòu)性因素的影響、體制性因素的影響以及短期沖擊。
首先是經(jīng)濟(jì)周期的影響。中國的宏觀經(jīng)濟(jì)從1994年開始在總體上告別了相對嚴(yán)重的通貨膨脹，并進(jìn)入了緊縮時(shí)代。多年來CPI等物價(jià)指數(shù)一直在低位運(yùn)行，與1993年之前的情況相比產(chǎn)生了重大的轉(zhuǎn)變，與投資儲蓄缺口的變化有著非常緊密的關(guān)聯(lián)和一致性。宏觀經(jīng)濟(jì)態(tài)勢的轉(zhuǎn)變和投資儲蓄缺口的改變，部分地為長達(dá)十多年的經(jīng)常帳戶順差提供了解釋。此外宏觀調(diào)空在一定程度上也造成了投資和進(jìn)口需求的減少。其次是結(jié)構(gòu)性因素的影響。經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長和國民收入的穩(wěn)定增加，為國民儲蓄的持續(xù)增長提供了重要的基礎(chǔ)。堅(jiān)持對外開放和面向市場的結(jié)構(gòu)性改革，特別是加入WTO使中國成為世界上最大的FDI目的國，直接增大了資本帳戶的順差。此外，金融體系改革的滯后以及醫(yī)療、社保制度的不健全導(dǎo)致居民不得不放棄即期消費(fèi)，導(dǎo)致儲蓄率一直持續(xù)不下。再次是體制的影響。對出口和FDI流入的過度刺激和鼓勵(lì)，是形成貿(mào)易帳戶和資本帳戶雙順差的制度性原因。在很多地方招商引資規(guī)模和出口創(chuàng)匯量成為衡量地方行政官員政績的重要指標(biāo)。最后是短期沖擊。近幾年，美元對其他主要貨幣的名義和實(shí)際匯率均出現(xiàn)了大幅度的貶值。匯改前中國實(shí)行盯住美元制，使得人民幣也相應(yīng)發(fā)生實(shí)際貶值，對出口起了促進(jìn)作用。另一個(gè)短期沖擊是投機(jī)性資本的較大規(guī)模進(jìn)入博取人民幣升值的收益。
4、改善當(dāng)前中國收支不平衡的幾點(diǎn)建議
通過理論研究和國際經(jīng)驗(yàn)表明，中國作為一個(gè)發(fā)展中國家，保持適度的經(jīng)常項(xiàng)目逆差、資本帳戶順差才是正常的國際收支格局。只有維持這樣的國際收支平衡狀態(tài)，才可以確保中國繼續(xù)通過資本凈流入來促進(jìn)本國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，而不是作為資本凈輸出國向別國特別是美國這樣的世界上最富有的國家輸出資本。
我國已經(jīng)在1995年對匯率政策做出了調(diào)整，目前實(shí)行的是“以市場供求為基礎(chǔ)、參考一籃子貨幣進(jìn)行調(diào)節(jié)、有管理的浮動(dòng)匯率制度”，是一種更富彈性的人民幣匯率機(jī)制。（1）從對我國宏觀經(jīng)濟(jì)的影響角度看：適當(dāng)調(diào)整人民幣匯率水平，有利于貫徹以擴(kuò)大內(nèi)需為主的經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展戰(zhàn)略，油畫資源配置；有利于增強(qiáng)貨幣政策的獨(dú)立性，提高金融調(diào)空的主動(dòng)性和有效性；有利于保持物價(jià)穩(wěn)定，降低企業(yè)成本；有利于促使企業(yè)轉(zhuǎn)變經(jīng)營機(jī)制，加快轉(zhuǎn)變外貿(mào)增長方式，提高國際競爭力和抗風(fēng)險(xiǎn)能力；有利于優(yōu)化利用外資結(jié)構(gòu)，提高利用效果。（2）從對世界經(jīng)濟(jì)金融格局的影響角度看：適當(dāng)調(diào)整匯率水平，在一定程度上緩解了中美兩國之間在匯率問題上的緊張關(guān)系，有助于消除國際社會對人民幣匯率政策與改革方向的各種疑惑、猜測和不良預(yù)期，在很大程度上緩解了國際社會推動(dòng)人民幣升值的壓力，從而有利于增強(qiáng)世界經(jīng)濟(jì)金融發(fā)展的穩(wěn)定性?？梢栽谝欢ǔ潭壬细纳浦袊c主要貿(mào)易伙伴國之間的貿(mào)易失衡狀況。有助于改善國際“熱錢”的流動(dòng)和對中國金融市場的沖擊，促進(jìn)國際短期資本的合理流動(dòng)。
此外，筆者認(rèn)為還可以在以下幾個(gè)方面進(jìn)行改革調(diào)整：
調(diào)整貿(mào)易和發(fā)展戰(zhàn)略。應(yīng)該進(jìn)一步調(diào)低出口退稅率等一系列有利于出口的政策。在中國已經(jīng)存在巨額外匯儲備的情況下，鼓勵(lì)出口不應(yīng)該繼續(xù)成為一個(gè)政策目標(biāo)。不僅僅要調(diào)低稅率，還應(yīng)逐步優(yōu)化稅收結(jié)構(gòu)。此外，還可以調(diào)整進(jìn)口政策，以刺激進(jìn)口。
資本流動(dòng)政策應(yīng)該更為謹(jǐn)慎。近幾年大規(guī)模投機(jī)性資本的流入，對經(jīng)濟(jì)造成一定的損害，因此需要加強(qiáng)對短期資本流動(dòng)的控制。另外，要適當(dāng)加快推動(dòng)資本外流的步伐，加速國內(nèi)優(yōu)質(zhì)企業(yè)的海外投資、擴(kuò)大QDII的規(guī)模等。
實(shí)行擴(kuò)張性財(cái)政政策。目前，我國面臨一些結(jié)構(gòu)性經(jīng)濟(jì)問題，前文也有所提及。財(cái)政應(yīng)加大對醫(yī)療機(jī)制、社會保障體制的建設(shè)健全，從而使居民能夠放心的進(jìn)行即期消費(fèi)，從而優(yōu)化中國儲蓄與投資的比例關(guān)系。政府由相對保守的財(cái)政政策轉(zhuǎn)為擴(kuò)張性財(cái)政政策，不僅可以直接擴(kuò)大內(nèi)需，而且可以緩解結(jié)構(gòu)性問題帶來的影響。
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