中國高儲蓄率的測度與動態(tài)影響機(jī)制研究

劉堯成，顧 淳

（蘇州大學(xué) 商學(xué)院，江蘇 蘇州215021）

一、引 言

中國自改革開放以來國內(nèi)生產(chǎn)總值實(shí)現(xiàn)了9%以上的平均增長速度，創(chuàng)造了國際上經(jīng)濟(jì)長期高增長的奇跡，但與此同時(shí)，中國經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)失衡的情況卻越來越嚴(yán)重，其主要表現(xiàn)就是儲蓄率不斷上升而消費(fèi)率不斷下降。改革開放以來，中國儲蓄率基本上呈現(xiàn)一個(gè)上升的趨勢，從1978年的36%上升到2013年的51%，平均每年上升0．42%，被稱為“中國高儲蓄之謎”。

中國高儲蓄率問題對國內(nèi)外都有深遠(yuǎn)的影響。一方面，在當(dāng)前中國對外出口受阻等經(jīng)濟(jì)環(huán)境下，降低儲蓄、刺激消費(fèi)以擴(kuò)大內(nèi)需，最終實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級，成為支撐中國經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的關(guān)鍵；另一方面，由于中國對世界經(jīng)濟(jì)的影響越來越大，中國的高儲蓄率也受到了國際的高度關(guān)注甚至指責(zé)，例如美聯(lián)儲前主席伯南克就將中國等新興市場經(jīng)濟(jì)國家“由過高儲蓄率導(dǎo)致的經(jīng)常賬戶順差和外匯儲備積累”作為2007年國際金融危機(jī)的罪魁禍?zhǔn)注佗貰ernanke，2009，F(xiàn)inancial Reform to Address Systemic Risk．Speech at the Council on Foreign Relations．。

上述分析表明當(dāng)前中國迫切需要降低儲蓄提高消費(fèi)，為此，必須對“中國高儲蓄之謎”做出解釋。目前有關(guān)“中國高儲蓄之謎”的解釋已經(jīng)有很多，其中具有代表性的有如下幾種：一是人口結(jié)構(gòu)論。認(rèn)為人們會為平滑自己一生的消費(fèi)而在不同年齡階段進(jìn)行儲蓄決策，因此一個(gè)國家的人口結(jié)構(gòu)就成為決定該國居民儲蓄率的一個(gè)重要變量。Modigliani和Cao發(fā)現(xiàn)中國儲蓄率與長期經(jīng)濟(jì)增長率及撫養(yǎng)比存在著協(xié)整關(guān)系，進(jìn)而將中國的高儲蓄率主要?dú)w結(jié)為高經(jīng)濟(jì)增長和人口結(jié)構(gòu)的改變，按照這種理論進(jìn)行的研究還有李文星、汪偉等［1－3］。二是制度因素論。認(rèn)為社會保障制度不健全等所帶來的不確定性是造成中國高儲蓄低消費(fèi)的原因，這方面的研究有李佳峰和劉堯成以及方麗婷和錢爭鳴等［4－5］。三是政策影響論。李永友和呂冰洋認(rèn)為中國特殊的財(cái)政制度安排惡化了中國居民的消費(fèi)傾向，從而加速了中國的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)失衡［6－7］。林毅夫和姜燁以及郭新強(qiáng)等則從中國金融系統(tǒng)存在金融壓抑的視角，探討貨幣政策沖擊對于中國儲蓄率和消費(fèi)率等結(jié)構(gòu)性失衡的影響［8－9］。

綜上所述，已有的文獻(xiàn)對中國高儲蓄率問題進(jìn)行了較為全面的探討，但是仍然存在如下兩方面的不足：首先，已有的文獻(xiàn)主要對中國高儲蓄率的原因展開分析，但是中國高儲蓄率的原因有很多，無從判別哪一種因素更為重要②② 周小川在《關(guān)于儲蓄率問題的思考》一文中指出，影響中國儲蓄率的不確定性因素很多，目前尚無充分可信的學(xué)術(shù)研究說明中國儲蓄率的高低與某種特定的因素如人均收入、消費(fèi)習(xí)慣等相關(guān)。引自中國人民銀行網(wǎng)站，2009年11月26日。；其次，已有的文獻(xiàn)主要從方向上解釋中國儲蓄率為何偏高，而對于偏高的程度缺乏量化分析，尤其是對偏高程度不斷上升的事實(shí)缺乏解釋。因此，能否解釋中國儲蓄率逐步上升的趨勢應(yīng)該是判斷理論研究是否具有說服力的標(biāo)準(zhǔn)。本文基于“緩沖存貨”模型對上述兩個(gè)不足進(jìn)行補(bǔ)充。本文并不試圖分析某種特定因素對于中國儲蓄率動態(tài)的影響，而是將所有的不確定性沖擊因素統(tǒng)一成一個(gè)隨機(jī)沖擊項(xiàng)，并考慮該隨機(jī)沖擊的程度變化（即隨機(jī)沖擊方差）的影響，是對已有“緩沖存貨”模型的一個(gè)擴(kuò)展。

二、中國高儲蓄率的含義與測度

不同經(jīng)濟(jì)體在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不同階段合理儲蓄率的邊界是不一樣的，因此，如果僅進(jìn)行國別比較，顯然很難得到中國儲蓄率偏高的結(jié)論，也難以理解“中國高儲蓄率之謎”。但是，依據(jù)傳統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)增長理論，一國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展最終是為了滿足其居民跨期的最大化消費(fèi)，因此在每一期都應(yīng)該有一個(gè)最優(yōu)儲蓄率，在均衡時(shí)即為經(jīng)濟(jì)增長的“黃金分割率”。黃金分割率由一國的經(jīng)濟(jì)增長率g、人口增長率n和資本折舊率δ決定，如果假設(shè)n和δ為常數(shù)，則最優(yōu)儲蓄率就只與一國的經(jīng)濟(jì)增長率相關(guān)。為了判斷中國儲蓄率是否偏高，通過建立一個(gè)基準(zhǔn)的經(jīng)濟(jì)增長模型并結(jié)合中國的實(shí)際情況進(jìn)行參數(shù)校準(zhǔn)，求得中國的“最優(yōu)儲蓄率”，即該模型預(yù)測的中國儲蓄率的理論值，以與中國儲蓄率的實(shí)際值相比較，從而測度中國儲蓄率偏高的程度。這種方法對中國高儲蓄率進(jìn)行的測度具有理論基礎(chǔ)，而且能夠進(jìn)行國際比較，也可以直觀地觀測到儲蓄率自身的動態(tài)演變。

通過一個(gè)簡單的基準(zhǔn)經(jīng)濟(jì)模型來說明儲蓄率與經(jīng)濟(jì)增長率的關(guān)系。設(shè)一個(gè)完全競爭的經(jīng)濟(jì)環(huán)境，則一個(gè)基準(zhǔn)的經(jīng)濟(jì)增長模型可寫為代表性經(jīng)濟(jì)行為人i面臨的如下一個(gè)動態(tài)規(guī)劃問題：

其中和分別為行為人i在t期最優(yōu)選擇的消費(fèi)、勞動投入和儲蓄為其上一期的儲蓄，為經(jīng)濟(jì)增長率由競爭決定的工資水平。為分析簡便，假定人口增長率為0。為了和下文所建立的模型進(jìn)行區(qū)別，本文將上述模型記作“模型A”。

為求解模型A，首先對和進(jìn)行一階求導(dǎo)，分別得到下式：

式（3）至（5）中的λit為約束式（2）的拉格朗日乘子，rt為完全競爭市場上的利率。本文假設(shè)一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)的Cobb－Douglas生 產(chǎn) 函 數(shù)：yit＝ （kit）α，其 中kit＝為集約形式的資本。則由完全競爭條件下的資本市場出清條件可得：

式（6）中δ為資本的折舊系數(shù)。由于代表性經(jīng)濟(jì)行為人i既是消費(fèi)者又是生產(chǎn)者，則其t期的資本就等于其儲蓄，即kit＝sit，因此將式（6）和（7）代入式（2）即可得到行為人i的預(yù)算約束條件：

式（8）左邊為行為人i在第t期的消費(fèi)加上凈儲蓄，右邊為其在t期的可支配收入，則行為人i在t期的儲蓄率可定義為：。由于i為代表性經(jīng)濟(jì)行為人，該式即為模型A所預(yù)示的該國儲蓄率。在穩(wěn)態(tài)時(shí)，上式可寫為：τ＝。將式（6）代入式（5）可得穩(wěn)態(tài)時(shí)的k／y值為。則模型A穩(wěn)態(tài)時(shí)的儲蓄率可表示為：

從式（9）來看，當(dāng)α、β和δ等經(jīng)濟(jì)參數(shù)確定以后，模型A顯示一國穩(wěn)態(tài)時(shí)的儲蓄率只與其穩(wěn)態(tài)的經(jīng)濟(jì)增長率有關(guān)，且有τA／g＞0。為了進(jìn)一步解析模型A對中國儲蓄率的解釋和擬合情況，結(jié)合中國的實(shí)際情況對式（9）中的經(jīng)濟(jì)參數(shù)進(jìn)行校準(zhǔn)。首先，α描述的是資本收入占總收入的比重，西方經(jīng)濟(jì)學(xué)研究中一般設(shè)其為0．3，但考慮到當(dāng)前中國資本收入占總收入比例較高的現(xiàn)實(shí)，張軍在對中國問題的研究時(shí)將α設(shè)為0．49，本文設(shè)置α為0．5［10］。其次，對于主觀貼現(xiàn)率β和資本折舊系數(shù)δ，由于其在各國差異并不大，在本文分析的時(shí)間頻度為年度的情況下，遵從大多數(shù)文獻(xiàn)分別設(shè)其為0．96和0．1。

在以上對模型A的參數(shù)進(jìn)行校準(zhǔn)之后，還須對穩(wěn)態(tài)的經(jīng)濟(jì)增長率賦值才能求解出穩(wěn)態(tài)的儲蓄率。由于穩(wěn)態(tài)時(shí)的儲蓄率只與經(jīng)濟(jì)增長率有關(guān)，為了簡化分析，假設(shè)樣本時(shí)段內(nèi)中國的經(jīng)濟(jì)增長率在每個(gè)年度都處于均衡的穩(wěn)態(tài)，這樣就可以將每年的經(jīng)濟(jì)增長率作為均衡經(jīng)濟(jì)增長率代入式（9）進(jìn)行一種比較靜態(tài)均衡分析①①由于我們只分析均衡經(jīng)濟(jì)增長率變化的影響，因此是一種比較靜態(tài)均衡分析。，從而得到模型A對當(dāng)年中國儲蓄率的模擬值（記作τA，t），該理論值代表的即為中國最優(yōu)的儲蓄率。比較中國儲蓄率的實(shí)際值（記作τt）和模型的理論值，就可以觀測到中國儲蓄率是否偏高，以及偏高的程度（包括偏高幅度與偏高比例），其結(jié)果如圖1所示。

圖1 中國高儲蓄率的數(shù)值模擬及測度（1978－2013年）

圖（a）中“實(shí)際值”為中國儲蓄率，“理論值”為模型A對中國儲蓄率的數(shù)值模擬值；圖（b）中“偏高幅度”為實(shí)際值減去理論值，“偏高比例”為偏高幅度與理論值的比值，虛線為偏高比例的趨勢線。圖（b）的左縱軸為偏高幅度坐標(biāo)軸，右縱軸為偏高比例坐標(biāo)軸。

首先，圖1（a）顯示樣本時(shí)段內(nèi)中國儲蓄率的實(shí)際值始終高于基準(zhǔn)模型預(yù)測的理論值，表明中國儲蓄率確實(shí)偏高。式（9）表明儲蓄率與經(jīng)濟(jì)增長率呈正比例，但即便考慮中國長時(shí)期高達(dá)9%以上的經(jīng)濟(jì)增長率，圖1（a）顯示中國合理的儲蓄率也應(yīng)該穩(wěn)定在20%至30%的區(qū)間，但中國儲蓄率實(shí)際值卻一直維持在35%至50%；其次，圖1（b）顯示了中國儲蓄率的偏高幅度和偏高比例，可見中國儲蓄率偏高的幅度和偏高的比例呈逐步上升的趨勢。從偏高比例的趨勢來看，從1978至2013年中國儲蓄率的偏高比例平均每年上升1．52%，至2013年中國儲蓄率實(shí)際值高于理論值的比例已經(jīng)達(dá)到了80%。因此，應(yīng)用傳統(tǒng)理論無法解釋中國儲蓄率長期偏高且偏高程度不斷上升的事實(shí)，這也是“中國高儲蓄率之謎”一直沒有合理解釋的重要原因，所以解釋“中國高儲蓄率之謎”的關(guān)鍵在于如何解釋中國儲蓄率偏高程度不斷上升的特征事實(shí)。本文通過建立模型對上述經(jīng)驗(yàn)事實(shí)進(jìn)行模擬分析。

三、儲蓄率動態(tài)中的金融加速器效應(yīng)分析

上述模型的分析和結(jié)論是基于一個(gè)基準(zhǔn)的經(jīng)濟(jì)增長模型，其理論假設(shè)與中國的實(shí)際情況至少有如下兩方面的差距：首先，允許居民間自由借貸，但中國存在著嚴(yán)重的金融壓抑，因此本國居民存在著嚴(yán)重的信貸約束；其次，分析的是一個(gè)確定性的經(jīng)濟(jì)環(huán)境，這與改革開放以來中國陸續(xù)推進(jìn)的住房、醫(yī)療改革以及國外金融危機(jī)沖擊等一系列因素給中國居民所造成的不確定性不相符合。實(shí)際上，在隨機(jī)沖擊下，由于存在信貸約束，居民將不得不增加儲蓄來緩沖未來的不確定性，這就是傳統(tǒng)“緩沖存貨”模型的基本思想。本文將應(yīng)用“緩沖存貨”模型并對其進(jìn)行擴(kuò)展，來研究信貸約束下隨機(jī)沖擊對中國儲蓄率動態(tài)的影響機(jī)制。

（一）模型設(shè)定與求解

將由式（10）～（12）構(gòu)成的模型稱為“模型B”。其中式（10）所示的信息集反映了行為人i的上述決策順序。式（11）中［（1＋rt）sit＋wtnit］即為行為人i在t期的總資產(chǎn)，將其記為從式（11）看，隨機(jī)沖擊發(fā)生后，行為人i總資產(chǎn)的波動幅度取決于隨機(jī)沖擊的波動幅度。本文將的波動變化幅度稱為隨機(jī)沖擊的程度的波動幅度變大表示隨機(jī)沖擊的程度加大，反之則變小。

按照上述假設(shè)，由于經(jīng)濟(jì)行為人i必須在沖擊發(fā)生前做出勞動供給決策，而且所有行為人所面臨未來沖擊的期望都是相同的，調(diào)節(jié)一單位勞動所付出的成本也是一樣的，因此不同的行為人會通過調(diào)節(jié)其勞動供給將沖擊前的資產(chǎn)調(diào)整至相等，即對于不同的行為人i，j，…，有成立。此時(shí)，將式（6）和式（7）所示的rt和wt代入，可得，即為沖擊發(fā)生前行為人i手中已有的資產(chǎn)。

上述兩式中的λit和πit分別為約束式（11）和（12）的拉格朗日乘子。將式（13）代入式（14），并利用期望迭代法則可得：

此時(shí)，為了使得πit不至于小于0，易知，即不同的行為人i維持同一消費(fèi)水平時(shí)，多余的資產(chǎn)則會被儲蓄以應(yīng)對下一期可能遭遇到的不利沖擊，進(jìn)而可得：

情形2：εit＜ε＊t。按照以上對情形1的分析，此時(shí)有πit＞0成立，即行為人i有借貸的需求，但是由于存在借貸約束而得不到滿足。此時(shí)行為人i會將所有的資產(chǎn)用來消費(fèi)，即則由式（3）可知此時(shí)的值為：

根據(jù)以上對兩種情形的討論，行為人i會在遭受隨機(jī)沖擊εit后平滑其消費(fèi)；如果，行為人i會增加其儲蓄，以減輕下一期可能的不確定性，即行為人i會通過調(diào)節(jié)其儲蓄的多寡進(jìn)行一種“緩沖存貨”來達(dá)到平滑消費(fèi)的目的，因此上面建立的模型即為“緩沖存貨”模型。根據(jù)大數(shù)定律，經(jīng)濟(jì)中總的消費(fèi)和儲蓄可分別表述為：

其中：

再定義可支配收入Dt＝ct＋（1＋g）st＋1－st，則此時(shí)的儲蓄率τB，t可定義為：

將式（16）和（17）表示的兩種情形下的λit式代入式（13），可得如下歐拉方程式：

（二）金融加速器效應(yīng)分析

為了簡化分析，仍然對模型B進(jìn)行比較靜態(tài)均衡分析。按定義穩(wěn)態(tài)時(shí)的儲蓄率τB仍然為（gk）／（y－δk）＝g（k／y）／［1－δ（k／y）］，為此需求出模型B中穩(wěn)態(tài)的k／y值。將式（6）帶入式（18）即可得此時(shí)的k／y值，從而可得模型B穩(wěn)態(tài)時(shí)的儲蓄率τB：

比較式（9）和式（22），τA與τB的關(guān)鍵區(qū)別在于R（ε＊）。由于，而且，所以在相同的穩(wěn)態(tài)經(jīng)濟(jì)增長率下有，由此可以得到如下推論1。

推論1：在存在信貸約束時(shí)，經(jīng)濟(jì)行為人為緩沖隨機(jī)沖擊而節(jié)制當(dāng)前消費(fèi)以向未來提供儲蓄的收益存在著“流動性溢價(jià)”，從而使得行為人傾向于增加儲蓄而減少當(dāng)前的消費(fèi)，因此儲蓄率與“流動性溢價(jià)”成正比例變動。

為了量化分析隨機(jī)沖擊對儲蓄率的動態(tài)影響機(jī)制，將對上述的緩沖存貨模型進(jìn)行擴(kuò)展分析。首先，由式（21）來看，為了求解出，必須先確定θt和。為此，設(shè)，則代表一種“臨界點(diǎn)消費(fèi)率”，使得沖擊發(fā)生后居民擁有的資產(chǎn)剛好平滑其消費(fèi)，既無需借貸也沒有儲蓄。從而可知：

式（23）顯示在穩(wěn)態(tài)時(shí)θ＊和ε＊間存在著函數(shù)關(guān)系。由于ε＊t可以表示為ε＊t＝θ＊t－θt，因此求解該模型的關(guān)鍵是如何求得每年的θt。為此，設(shè)θt＝ （1－ρ）θ＊t，則有：

式（24）即本文對現(xiàn)有的“存貨緩沖”模型所做的擴(kuò)展。這種擴(kuò)展不僅可以極大程度地簡化模型求解，而且還有明顯的經(jīng)濟(jì)學(xué)含義，即ρ值的變化反映了隨機(jī)沖擊εit波動幅度的大小，ρ值越大代表隨機(jī)沖擊程度越大。進(jìn)一步的分析ρ值的變化趨勢和流動性溢價(jià)R（ε＊）的關(guān)系。將式（24）代入式（21），在穩(wěn)態(tài)時(shí)式（21）可改寫為下式：

式（24）和（25）顯示θ＊和R（ε＊）可寫作g和ρ的函數(shù)，結(jié)合式（20）可以求得ε＊，從而進(jìn)一步求得θ＊和R（ε＊），再由式（22）可得到模型B的儲蓄率τB隨g變動趨勢。因此，可以分析臨界點(diǎn)消費(fèi)率θ＊、流動性溢價(jià)R（ε＊）和儲蓄率τB隨經(jīng)濟(jì)增長率g的變動，由于g是一種均衡經(jīng)濟(jì)增長率，因此這是一種比較靜態(tài)均衡分析，圖2即為結(jié)果。圖中模擬出了均衡增長率g從0變到1時(shí)θ＊、R（ε＊）和τB的變化情況，其中考慮了ρ值依次為0、0．25、0．5、0．75和1等五種情況，代表著隨機(jī)沖擊程度不斷變大的趨勢。

圖2 經(jīng)濟(jì)增長率g變化的比較靜態(tài)均衡分析圖

從圖2（a）和圖2（b）來看，當(dāng)ρ值保持不變時(shí)，隨著經(jīng)濟(jì)增長率g從0逐步上升為1，θ＊呈單調(diào)下降而R（ε＊）單調(diào)上升。另外，圖2（a）和圖2（b）顯示，當(dāng)經(jīng)濟(jì)增長率g保持不變時(shí)，隨著ρ值從小變大，θ＊逐步變小而R（ε＊）逐步變大。圖2（c）顯示儲蓄率會隨著經(jīng)濟(jì)增長率上升而上升，而經(jīng)濟(jì)增長率相同的情況下，隨機(jī)沖擊程度加大會放大儲蓄率上升的程度，其邏輯分析與上面對R（ε＊）和θ＊的分析一致。根據(jù)圖2的分析我們就可以得到如下的推論2。

推論2：隨機(jī)沖擊引起的“流動性溢價(jià)”與經(jīng)濟(jì)增長率成正比，且與隨機(jī)沖擊的程度也成正比。

從上述兩個(gè)推論就可以得到存在信貸約束和隨機(jī)沖擊時(shí)儲蓄率動態(tài)的金融加速器效應(yīng)：即隨機(jī)沖擊程度與“流動性溢價(jià)”呈正比，而“流動性溢價(jià)”與儲蓄率成正比，則儲蓄率與隨機(jī)沖擊程度成正比。因此，正是由于隨機(jī)沖擊這種摩擦致使“流動性溢價(jià)”存在，加劇了經(jīng)濟(jì)增長率對于儲蓄率動態(tài)的影響，由于本文假設(shè)了隨機(jī)沖擊在生產(chǎn)決策之后才被觀測到，這與Bernanke等人建立的金融加速器效應(yīng)所論述的信息不對稱等摩擦性因素加劇經(jīng)濟(jì)波動的原理是一致的，因此上述動態(tài)機(jī)制就構(gòu)成了儲蓄率動態(tài)中的金融加速器效應(yīng)［12］。

四、對中國儲蓄率動態(tài)的數(shù)值模擬

由上文上分析得到的儲蓄率動態(tài)中的金融加速器機(jī)制，其存在依賴于兩個(gè)前提，即存在著信貸約束和隨機(jī)沖擊，這與中國經(jīng)濟(jì)的現(xiàn)實(shí)情況是相符合的。因此，可以應(yīng)用上述模型對于中國儲蓄率的波動進(jìn)行數(shù)值模擬。

首先，可以分析中國儲蓄率動態(tài)脈沖響應(yīng)情況，為此需要定義一個(gè)一般均衡系統(tǒng)。由式（6）、（8）、（18）、（19）、（20）、（23）和（24）即可得到一個(gè)一般均衡系統(tǒng)，由該經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)可以得到經(jīng)濟(jì)變量的唯一解，由此可得到這些經(jīng)濟(jì)變量對經(jīng)濟(jì)增長率gt變化一單位的動態(tài)響應(yīng)。由于上文的經(jīng)濟(jì)參數(shù)值都是根據(jù)中國的實(shí)際情況進(jìn)行校準(zhǔn)而得，可以分析得到中國儲蓄率對一單位經(jīng)濟(jì)增長率gt變化的脈沖響應(yīng)結(jié)果，如圖3所示①①我們對中國經(jīng)濟(jì)增長率的周期性波動成分進(jìn)行一階自回歸分析，發(fā)現(xiàn)一階自回歸系數(shù)為0．69，因此在進(jìn)行脈沖響應(yīng)實(shí)驗(yàn)時(shí)假設(shè)，其中為白噪聲。。圖3顯示1%單位的經(jīng)濟(jì)增長率沖擊下，中國儲蓄率的脈沖響應(yīng)有一個(gè)“駝峰”的反應(yīng)形狀，其在第二年即達(dá)到最高值，隨后逐漸下降，大約在第10個(gè)年度儲蓄率收斂到初始穩(wěn)態(tài)。圖3顯示，當(dāng)不存在金融加速器機(jī)制時(shí)（即ρ＝0），儲蓄率最高值為0．3，而當(dāng)存在金融加速器機(jī)制且隨機(jī)沖擊程度達(dá)到最大（即ρ＝1）時(shí)，該最高值達(dá)到了0．75，是沒有金融加速器時(shí)的2．5倍。因此，儲蓄率動態(tài)中金融加速器效應(yīng)的存在為解釋圖2中國儲蓄率大幅偏高，且偏高程度不斷上升的事實(shí)提供了可能性。

圖3 1%經(jīng)濟(jì)增長率沖擊下中國儲蓄率的脈沖響應(yīng)圖

為了進(jìn)一步模擬中國儲蓄率的波動情況，仍可進(jìn)行比較靜態(tài)均衡分析，以分析模型B對于中國儲蓄率動態(tài)的模擬情況。根據(jù)式（22），只需要給出中國每一年的隨機(jī)沖擊程度ρt的值。為了確定1978年和2013年的ρ值，將不同的數(shù)值作為1978年和2013年的ρ值帶入模型進(jìn)行模擬運(yùn)算①①我們也可以應(yīng)用中國儲蓄率和經(jīng)濟(jì)增長率數(shù)據(jù)推導(dǎo)出中國每年的ρ值，本文之所以要假設(shè)ρ值呈等差數(shù)列變化是為了解釋中國儲蓄率不斷上升的趨勢。，把模擬值和實(shí)際值偏差的絕對值最小的ρ值作為最終選定的值②②該偏差用每年模型模擬值與實(shí)際值之差的絕對值加總而得。。經(jīng)過模擬，發(fā)現(xiàn)1978和2013年的ρ值分別取0．3和0．74時(shí)符合上述標(biāo)準(zhǔn)，這也符合改革開放以來中國居民所面臨的不確定性不斷加大的實(shí)際情況。得到每一年的ρt值之后就可模擬得到中國儲蓄率波動的模擬值，即圖4中“帶金融加速器”所表示的模型模擬值（記為。

圖4 中國儲蓄率動態(tài)的數(shù)值模擬（1978－2013年）

在圖4中，比較了“帶金融加速器”和“不帶金融加速器”兩種情況下的中國儲蓄率模擬值，其中“不帶金融加速器”的模擬值即為圖2中由基準(zhǔn)模型A給出的理論值。我們發(fā)現(xiàn)“帶金融加速器”情況下的模擬值能夠較好地模擬中國儲蓄率實(shí)際值的波動情況，主要體現(xiàn)在能夠模擬儲蓄率實(shí)際值不斷上升的趨勢，因此，帶金融加速器的模型能夠?qū)χ袊鴥π盥什粩嗌仙奶卣魇聦?shí)做出很好解釋。

為了進(jìn)一步檢驗(yàn)該模型對中國儲蓄率的動態(tài)模擬，還可以比較中國儲蓄率的實(shí)際值τt、模型A的模擬值以及模型B的模擬值周期波動成分的共動性。首先對以及等3個(gè)時(shí)間序列利用HP濾波器進(jìn)行去趨勢操作，從而得到其短期波動周期成分，分別記作和，分別計(jì)算這三個(gè)時(shí)間序列的交叉相關(guān)系數(shù)及其標(biāo)準(zhǔn)差和相對標(biāo)準(zhǔn)差，結(jié)果如表1所示。

表1 中國儲蓄率實(shí)際值及模擬值的相關(guān)性

從表1來看，無論是從同期（即j＝0時(shí)）的相關(guān)性、還是非同期（即j≠0時(shí)）的交叉相關(guān)性來看，cτt與相關(guān)性都比crt與的相關(guān)性高，表明模型B比作為基準(zhǔn)經(jīng)濟(jì)增長模型的模型A更好地?cái)M合了中國儲蓄率的短期周期性波動。但從相對標(biāo)準(zhǔn)差來看，的相對標(biāo)準(zhǔn)差更高，表明在隨機(jī)沖擊下中國儲蓄率的短期波動性更大。但總體來看，cτt、和的周期波動標(biāo)準(zhǔn)差都不大，說明中國儲蓄率在以比較穩(wěn)定的趨勢上升。

五、結(jié) 論

本文對于中國“高儲蓄率之謎”進(jìn)行了較為系統(tǒng)的研究。首先應(yīng)用一個(gè)基準(zhǔn)的經(jīng)濟(jì)增長模型從理論上解釋了中國儲蓄率偏高的含義，并且度量了偏高的幅度以及偏高的比例，指出中國儲蓄率偏高程度正不斷上升的事實(shí)是中國“高儲蓄率之謎”的主要特征。為了解釋中國儲蓄率的上述特征，本文建立一個(gè)擴(kuò)展的“緩沖存貨”模型，分析了存在信貸約束時(shí)隨機(jī)沖擊對儲蓄率動態(tài)的影響機(jī)制，指出該機(jī)制中存在著金融加速器效應(yīng)，這種金融加速器效應(yīng)的存在會放大經(jīng)濟(jì)增長率對于儲蓄率波動的影響。隨后本文應(yīng)用所建立的模型對中國儲蓄率1978年至2013年的波動進(jìn)行了數(shù)值模擬分析，發(fā)現(xiàn)在加入不斷增強(qiáng)的隨機(jī)沖擊程度后該模型不僅能夠較好地解釋中國儲蓄率不斷上升的長期趨勢，而且還能夠較好地?cái)M合中國儲蓄率的短期周期性波動。

本文的分析具有較為明顯的政策含義。根據(jù)本文的分析，理解“中國高儲蓄率之謎”的關(guān)鍵不在于分析某種特定因素是否起到重要作用。中國高儲蓄率之所以出現(xiàn)，一方面是因?yàn)橹袊L期以來的高經(jīng)濟(jì)增長率，這是中國高儲蓄率的決定性因素；另一方面則是改革開放以來中國面臨的各種不確定性沖擊因素加速了儲蓄率的上升。因此，在中國經(jīng)濟(jì)維持高增長率的階段，高儲蓄率的長期存在是合理的，但是為了遏制其不斷上升的趨勢，則有待于逐步完善中國市場經(jīng)濟(jì)體制，包括完善各種社會保障體制等，以減少各種不確定性。因此，在促內(nèi)需以及調(diào)整經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的過程中，應(yīng)該正確地看待中國高儲蓄率問題，中國的高儲蓄率與經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)失衡等經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象一樣是中國經(jīng)濟(jì)長期改革和發(fā)展過程中出現(xiàn)的階段性產(chǎn)物，正確認(rèn)識這些邏輯關(guān)系，有助于實(shí)施正確的經(jīng)濟(jì)政策，從而最終達(dá)到調(diào)結(jié)構(gòu)、促轉(zhuǎn)型的目的。

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