國有企業(yè)儲蓄率的演變與演變

國有企業(yè)儲蓄率的演變與演變

一、中國的儲蓄率差異由政策解釋還是決策中國的高儲蓄率一直是學(xué)術(shù)界關(guān)注的焦點。2008年金融危機之后,我國出口急劇下降,給宏觀經(jīng)濟帶來巨大沖擊,這個時候探究儲蓄率不斷攀升的根源,以及如何通過降低儲蓄率來促進消費、擴大內(nèi)需進而維持經(jīng)濟增長水平,顯得迫在眉睫。根據(jù)中國人民銀行研究局課題組1999年的測算,1中國1978年以來的國民儲蓄率比發(fā)達(dá)國家高10多個百分點;武劍計算的1978—1997年平均國內(nèi)儲蓄率為37.1%,在1993年之后更是穩(wěn)定在40%左右;2Kraay指出,1978—1995年中國國民儲蓄率為37%左右,而國外平均儲蓄率只有近21%;3Kuijs發(fā)現(xiàn),2003年中國的總儲蓄率,比2002年美國、法國、日本和韓國分別高28.2%、21.8%、17%和11.5%。4任若恩、覃筱認(rèn)為,中國與美國的儲蓄率高達(dá)30%左右的差距是由于對儲蓄和收入的統(tǒng)計口徑不同造成的。5即便如此,經(jīng)過一些可比性調(diào)整之后,中國1992—2001年的平均儲蓄率仍高達(dá)22.69%,與美國同期平均儲蓄率的差異雖沒有其他文獻估計的40%左右,卻也達(dá)到15.87%。顯然,中國儲蓄率高是一個不爭的事實。一些文獻從經(jīng)濟增長、經(jīng)濟發(fā)展階段、經(jīng)濟周期、收入分配、人口結(jié)構(gòu)、制度因素以及不確定性引發(fā)的預(yù)防性儲蓄動機等角度,探求造成中國與其他國家儲蓄率差異的根源。第一種解釋是基于傳統(tǒng)儲蓄理論的解釋。凱恩斯理論認(rèn)為,儲蓄率的高低取決于可支配收入和邊際儲蓄傾向的大小,即S/Y=s0/Y+s,其中S為儲蓄,s為邊際儲蓄傾向,Y為收入大小。而生命周期理論認(rèn)為,如果可支配收入以相對穩(wěn)定的速度增長,則儲蓄率的高低由可支配收入增長的速度決定,即S/Y=s0+sg+e,其中s0應(yīng)該接近零,s大于零,g為可支配收入增長率,e為隨機干擾項。Modigliani和Cao利用1953—2000年的數(shù)據(jù),驗證了家庭儲蓄率與經(jīng)濟增長率、人口負(fù)擔(dān)系數(shù)和通貨膨脹率正相關(guān)。6陳利平認(rèn)為,在引入理性消費攀比之后,由于當(dāng)期消費和未來消費的邊際效用同時提高,高儲蓄可以導(dǎo)致高增長,高增長也可以導(dǎo)致高儲蓄。7王弟海和龔六堂證明,中國目前的高儲蓄率主要由高經(jīng)濟增長率、高資本產(chǎn)出彈性、高主觀貼現(xiàn)率以及短視性預(yù)期造成。8第二種是基于人口結(jié)構(gòu)的解釋。從人口年齡結(jié)構(gòu)上來看,如果勞動力人口增長速度超過總?cè)丝谠鲩L速度,由于“人口紅利”,當(dāng)期就業(yè)人口比重上升導(dǎo)致總收入上升,進而提高儲蓄率;9同時由于我國養(yǎng)老保障體制還不完善,青年人口出于養(yǎng)老目的,將提高邊際儲蓄傾向、降低邊際消費傾向,進而使得儲蓄率上升。10Horioka和Wan在生命周期理論的基礎(chǔ)上,利用1995—2004年的中國分省數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn),中國的高儲蓄率與年齡結(jié)構(gòu)、特別是少兒撫養(yǎng)率,11以及實際利率、過去的儲蓄率高度相關(guān)。12從人口的性別結(jié)構(gòu)上來看,魏尚進和張小波利用1975—2005年數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn),我國儲蓄率變動與滯后20年的性別比例變動趨勢非常相似,省級數(shù)據(jù)的回歸結(jié)果表明,性別比在解釋儲蓄率時高度顯著,符號為正,而且農(nóng)村數(shù)據(jù)回歸系數(shù)顯著大于城市數(shù)據(jù)的回歸系數(shù)。13第三種是基于制度因素的解釋,特別是在制度變遷過程中,人們的預(yù)防性動機往往會帶來較高的儲蓄率。大多數(shù)學(xué)者認(rèn)為,社會保障制度、養(yǎng)老保險、醫(yī)療保險和失業(yè)保險制度的建立,能夠降低未來收入和支出的不確定性,從而降低儲蓄率;如果這些制度不夠完善,則預(yù)防性動機會使得居民增加儲蓄。張明對國外相關(guān)的研究進行了綜述。14在國內(nèi)研究方面,宋錚認(rèn)為,居民收入的不確定性顯著增加,造成了中國的高儲蓄率現(xiàn)象。15謝平、16施建淮和朱海亭17以及何立新等18通過實證分析發(fā)現(xiàn),養(yǎng)老保險體制改革和養(yǎng)老金財富對家庭儲蓄率有顯著影響。本文從公共財政角度對我國2000年以來儲蓄率的上升進行分析。筆者將國有企業(yè)從“企業(yè)部門”中分離出來,與“政府部門”合并為“公共部門”,其儲蓄率稱為“公共部門儲蓄率”;并將非國有企業(yè)與居民合并為“私人部門”,其儲蓄率稱為“私人部門儲蓄率”。結(jié)合我國經(jīng)濟轉(zhuǎn)型過程中的特點,本文提出高儲蓄率的公共財政假說,并分析國有企業(yè)績效、公共部門儲蓄、公共支出和私人儲蓄的傳導(dǎo)機制,認(rèn)為我國較高的儲蓄率變動主要受政府行為影響,最后用1996—2006年30個省的面板數(shù)據(jù)對上述假說進行檢驗。二、國民儲蓄率及其變動國民儲蓄率可按部門分為政府儲蓄率、企業(yè)儲蓄率和居民儲蓄率,也可分為公共儲蓄率和私人儲蓄率。早期的研究由于數(shù)據(jù)方面的原因,通常將政府部門儲蓄率定義為政府儲蓄與GDP的比值,19政府儲蓄為經(jīng)常性收入與經(jīng)常性支出的差額。由于在政府收入中沒有包括預(yù)算外收入,而經(jīng)常性支出中又包括了投資性支出,因此這種計算方法容易低估政府儲蓄。何新華和曹永福、20Kuijs、21李揚和殷劍峰22則使用資金流量表來估計各部門的儲蓄率。在資金流量表中,政府收入包括預(yù)算內(nèi)收入和預(yù)算外收入,政府部門的最終消費為“政府部門為全社會提供的公共服務(wù)的消費支出和免費或以較低的價格向居民住戶提供的貨物和服務(wù)的凈支出,前者等于政府服務(wù)的產(chǎn)出價值減去政府單位所獲得的經(jīng)營收入的價值,后者等于政府部門免費或以較低價格向居民住戶提供的貨物和服務(wù)的市場價值減去向住戶收取的價值”。23政府儲蓄主要有兩種用途:資本轉(zhuǎn)移和政府投資。圖1為1992—2007年國民儲蓄率及分解的住戶、政府和企業(yè)儲蓄率。241992—2007年我國儲蓄率有以下兩個特點。一是國民儲蓄率、居民儲蓄率、企業(yè)儲蓄率和政府儲蓄率的平均值分別為42.48%、19.69%、16.13%和6.66%,而標(biāo)準(zhǔn)差則分別為3.79%、1.8%、2.42%和1.64%。居民儲蓄率雖然占國民儲蓄率的一半左右,但是其大小比較穩(wěn)定,標(biāo)準(zhǔn)差也低于國民儲蓄率和企業(yè)部門儲蓄率。1992—2000年居民儲蓄率一度從21.08%下降到16.5%,這期間國民儲蓄率都維持在40%左右,最大偏差只有2.7個百分點。2000年之后,居民儲蓄率才回升到2007年的21.82%,上升了5.3%,而這期間國民儲蓄率則從38.5%上升到50.88%,上升了12.4%。二是在2000年之前,我國政府儲蓄率和企業(yè)儲蓄率都相對比較穩(wěn)定,分別維持在5.5%和14.8%左右;而2000—2007年,政府儲蓄率從6.4%上升到10.6%,企業(yè)儲蓄率從15.6%上升到18.4%。如果僅僅關(guān)注居民儲蓄率,我們無法完全解釋國民儲蓄率的變動現(xiàn)象。Kuijs認(rèn)為,企業(yè)儲蓄率上升是因為企業(yè)的贏利能力增強,而政府儲蓄率上升是由于政府通過“資本轉(zhuǎn)移”支持國有企業(yè)發(fā)展。25從收入分配的角度分析,李揚和殷劍峰認(rèn)為,2000年之后的儲蓄率大幅上升主要由政府部門的儲蓄率上升推動。26與Kuijs不同的是,他們認(rèn)為,企業(yè)部門儲蓄率的上升是由于其長期較低的工資成本和利息成本,而不是企業(yè)贏利能力增強;政府部門儲蓄率的上升則是由于政府對國有企業(yè)的直接投資而非“資本轉(zhuǎn)移”。這些都是從儲蓄率的部門結(jié)構(gòu)角度進行分析的,但是沒有對“企業(yè)部門”和“政府部門”的關(guān)系進行考究,忽略了“國有企業(yè)”在儲蓄率變動中扮演的獨特角色。雖然經(jīng)歷了1983年和1984年的兩步利改稅,以及1994年財政改革之后徹底的稅利分流,國有及國有控股企業(yè)的財務(wù)獨立性已經(jīng)大大加強,但是國家的社會管理者職能與國有資產(chǎn)所有者職能的分離,只是規(guī)范了政府與國有企業(yè)的利潤分配關(guān)系,其公共部門的關(guān)系并沒有發(fā)生實質(zhì)性改變。國有企業(yè)為政府提供了大額的稅收,2003—2007年,全國國有企業(yè)五年共上繳稅金5.97萬億元,2007年全國國有企業(yè)實際上繳稅金更是高達(dá)1.57萬億元,27約占當(dāng)年財政收入的30.6%。1995—2007年全國國有企業(yè)資產(chǎn)總額平均為每年GDP的1.51倍,最高時達(dá)1.67倍,最低時也有1.31倍。本文將國民儲蓄率分解為公共儲蓄率和私人儲蓄率。本文利用1992—2007年各年的國有企業(yè)利潤額數(shù)據(jù),在計算“公共部門儲蓄率”和“私人部門儲蓄率”時進行了以下調(diào)整。即公共部門可支配收入=政府部門可支配收入+國有企業(yè)利潤,私人部門可支配收入=企業(yè)可支配收入+居民可支配收入-國有企業(yè)利潤;由于企業(yè)沒有最終消費,因此不需要進行調(diào)整。這樣,公共部門和私人部門的最終消費分別等于政府最終消費和居民最終消費。儲蓄率的計算方法與上面相似,圖2為計算結(jié)果。另外,本文的“公共支出”指中央和地方的文教、科學(xué)衛(wèi)生支出、社會保障支出和行政管理費支出,財政總收入指財政收入和預(yù)算外收入之和。上述Kuijs和李揚、殷劍峰的論文將國民儲蓄率簡單地分解為住戶、政府和企業(yè)的儲蓄率,掩蓋了政府部門和國有企業(yè)的聯(lián)動性,從而得出國民儲蓄率主要是由政府和企業(yè)的儲蓄率上升推動的結(jié)論。按照本文的分解方式(圖3)可以發(fā)現(xiàn):國民儲蓄率的變動稍滯后于公共部門儲蓄率的變動,其趨勢基本一致;而私人部門儲蓄率基本在某一值上下波動,其波動稍滯后于公共部門儲蓄率的變動,其方向與公共部門儲蓄率變動方向相反。三、高儲蓄率公共預(yù)算假設(shè)(一)儲蓄率的平均增長率經(jīng)濟學(xué)中并沒有關(guān)于政府贏利性動機的明確定義,比較常見的提法是“政府偏好”。丁菊紅、鄧可斌將政府偏好定義為“政府的供給偏好”,即政府供給的規(guī)模和結(jié)構(gòu)等,包括政府自身和其所提供的一系列公共品及服務(wù)。28與政府偏好類似,政府贏利性動機指政府根據(jù)能否給自身帶來利益進行經(jīng)濟決策的動機。這里的經(jīng)濟決策既包括公共品及服務(wù)的供給,也包括對投資和消費結(jié)構(gòu)的選擇。自1994年分稅制改革以來,我國財政決算收入的平均增長率為19.3%,為名義GDP平均增長率的1.39倍,而文教、科學(xué)衛(wèi)生事業(yè)費的平均增長率僅為15.8%;政府投資的平均增長率為18.7%,而政府消費的平均增長率為15.16%。政府的投資來源于政府儲蓄,政府投資增長率高于政府消費增長率,使得公共部門儲蓄率不斷上升。在上引論文中,Kuijs認(rèn)為,政府儲蓄的主要動機是資本轉(zhuǎn)移,而李揚、殷劍峰認(rèn)為,在推動政府儲蓄率變動方面,政府投資比資本轉(zhuǎn)移更為重要。本文同意李揚、殷劍峰的觀點,但認(rèn)為政府投資主要受政府贏利性動機的影響。如果國有企業(yè)贏利能力下降,則政府對其直接投資的份額下降,進而導(dǎo)致邊際儲蓄傾向和儲蓄率下降;如果國有企業(yè)贏利能力上升,政府出于贏利目的,更傾向于投資國有企業(yè),而國有企業(yè)往往也有較高的儲蓄傾向,29從而導(dǎo)致政府部門和國有企業(yè)的邊際儲蓄傾向和儲蓄率同時上升。從圖2和圖4可以看出,1994—1998年間,國有企業(yè)資產(chǎn)利潤率30從3.8%下降到0.14%,公共部門邊際儲蓄傾向從29.8%下降到19.4%,公共部門儲蓄率也相應(yīng)地由7.9%下降到3.5%;在1998—2007年間,國有企業(yè)贏利能力顯著增強,國有企業(yè)利潤率從0.14%上升到4.9%,公共部門邊際儲蓄傾向則從19.4%上升到56.4%,公共部門儲蓄率則從3.5%上升到17.4%。公共部門儲蓄率的變動趨勢與國有企業(yè)贏利能力變動基本保持一致。(二)政府經(jīng)濟決策的結(jié)果公共財政職能指為社會提供公共產(chǎn)品與公共服務(wù)的政府分配行為,其支出主要體現(xiàn)為政府的公共支出。公共品和公共服務(wù)具有非排他性和非競爭性,如果完全由私人提供,往往出現(xiàn)臨時搭便車和逆向選擇等問題,造成市場失靈,因此需要政府來提供。比較典型的公共產(chǎn)品和公共服務(wù)有文教、科學(xué)衛(wèi)生和社會保障、國防等。如果政府執(zhí)行社會控制者職能,最大化全社會的福利,就有可能提供充足的公共產(chǎn)品和公共服務(wù);然而如果政府在經(jīng)濟決策中具有贏利性動機,則會造成公共產(chǎn)品和公共服務(wù)不足的問題。與提供文教、科學(xué)衛(wèi)生和社會保障等公共品相比,修建鐵路、公路或者建設(shè)商業(yè)中心、產(chǎn)業(yè)基地等經(jīng)濟建設(shè)方面投資的外部性更強,能夠在短期內(nèi)吸引外資,促進經(jīng)濟發(fā)展,提升政府政績。31另外,負(fù)責(zé)大型項目建設(shè)的往往都是中央或者地方的國有企業(yè),這些國有企業(yè)在為政府提供大量稅收收入的同時,實現(xiàn)國有資產(chǎn)增值。因此在預(yù)算約束條件下,政府更傾向于直接投資國有企業(yè),執(zhí)行經(jīng)濟建設(shè)型職能。政府的這種贏利性動機會對公共職能的執(zhí)行造成擠出效應(yīng)。從圖5可以看到,政府公共支出占比的變動滯后于國有企業(yè)績效的變動,而且方向相反。在1993—1998年間,國有企業(yè)贏利能力和公共部門儲蓄率下降,政府對文教、科學(xué)衛(wèi)生和社會保障的支出比例也相應(yīng)提高,并在2000年前后小幅震蕩后,從2002年開始大幅下降;而當(dāng)國有企業(yè)贏利能力增強的時候,特別是2000年之后,國有企業(yè)利潤額年平均增長率為34.25%,國有企業(yè)利潤率從1.5%上升到4.6%,公共支出占財政總收入的比例從2002年的41%下降到2006年的38.6%。當(dāng)政府追求贏利性的時候,對其公共職能特別是在文教、科學(xué)衛(wèi)生和社會保障方面的職能執(zhí)行產(chǎn)生擠出效應(yīng),造成公共支出不足,進而影響私人部門儲蓄率。(三)收入不確定性影響居民預(yù)防性儲蓄的因素預(yù)防性儲蓄假說認(rèn)為,當(dāng)對收入或支出的未來預(yù)期出現(xiàn)不確定性時,人們會通過儲蓄的方式來平滑當(dāng)前消費與未來消費的支出。一般而言,健全的教育、醫(yī)療衛(wèi)生體系和社會保障制度有助于降低未來的不確定性,進而減少私人部門的當(dāng)期儲蓄。然而1990年代后期,中國進行了國有企業(yè)改革、教育體制改革、醫(yī)療衛(wèi)生改革、住房制度改革、社會保障改革等一系列經(jīng)濟體制改革。不斷變遷的制度改革使得私人部門的儲蓄行為與不確定性的關(guān)系越來越緊密。許多實證研究發(fā)現(xiàn),收入的不確定是影響我國居民儲蓄率的主要因素之一。32私人部門未來支出的不確定性對其儲蓄行為的影響也是非常重要的。李勇輝和溫嬌秀認(rèn)為,我國高等教育的收費制度還不完善,不同地區(qū)、不同學(xué)校的收費標(biāo)準(zhǔn)都很不一致,與未來教育相關(guān)的支出具有不確定性,居民不得不進行預(yù)防性儲蓄;醫(yī)療衛(wèi)生體制和社會保障制度的不健全,也是造成居民預(yù)防性儲蓄的重要因素。33楊汝岱、陳斌開的截面數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn),高等教育支出對居民消費有顯著的擠出效應(yīng)。341999年高等教育改革不僅使得家庭需要支付的教育支出大幅上升,而且高校擴招對人們的支出預(yù)期產(chǎn)生了影響,加強了家庭的預(yù)防性儲蓄動機。何立新等通過實證研究發(fā)現(xiàn),養(yǎng)老金財富對于家庭儲蓄存在顯著的替代效應(yīng)。35圖6為標(biāo)準(zhǔn)化之后的私人部門儲蓄率、私人部門邊際儲蓄傾向和公共支出占比。在1999年之前,由于一系列經(jīng)濟改革的影響,私人部門儲蓄率和邊際儲蓄傾向與公共支出占比的關(guān)系不太穩(wěn)定;而在1999年之后,兩者都與公共支出占比呈相反方向變動,并且私人部門儲蓄率和邊際儲蓄傾向的變動稍滯后于公共支出占比的變動。在社會的年齡結(jié)構(gòu)和消費習(xí)慣基本穩(wěn)定時,文教、科學(xué)衛(wèi)生等方面的投資不足將使得居民不得不增加儲蓄,以應(yīng)對這方面的開支;而當(dāng)政府增加文教、科學(xué)衛(wèi)生等方面的投資時,居民則可以減少這方面的投入。另外,社會保障對非國有企業(yè)也有同樣的影響。如果政府降低社會保障支出,將公共財政在社會保障方面的職能轉(zhuǎn)嫁給非國有企業(yè),則非國有企業(yè)不得不增加儲蓄率。(四)儲蓄率不斷攀升從以上分析,我們可以提出我國高儲蓄率的如下公共財政假說。中國儲蓄率持續(xù)高漲,是由政府的贏利性動機及其對公共財政職能的執(zhí)行產(chǎn)生的擠出效應(yīng)推動的,即國有企業(yè)在2000年之后贏利能力的改善,使得政府有動機增加儲蓄以對其擴大投資,而在文教、科學(xué)衛(wèi)生和社會保障方面的開支則不足。公共支出不足帶來了兩個方面的效應(yīng):一方面,形成政府和國有企業(yè)的高儲蓄率,即較高的公共儲蓄率;另一方面,由于政府的公共職能沒有較好地發(fā)揮出來,居民和非國有企業(yè)不得不進行預(yù)防性儲蓄,也形成較高的私人部門儲蓄率。這兩個方面的綜合作用造成了2000年之后我國儲蓄率的持續(xù)攀升。這一假說又是建立在以下三個基本假設(shè)基礎(chǔ)上的。假設(shè)1:政府在短期內(nèi)具有自利性。36假設(shè)2:政府的經(jīng)濟行為受到其預(yù)算(軟)約束的限制。假設(shè)3:私人部門存在預(yù)防性儲蓄動機。這里的政府包括中央政府、中央政府部門(主要指財政部門)和地方政府。盡管中央政府具有泛利性,但地方政府和政府部門短期內(nèi)具有自利性。政府的自利性,指的是政府在進行經(jīng)濟決策時,最大化自身利益,而不是社會福利。長期來看,中央政府的泛利性在改革進程中發(fā)揮著重要作用;在短期內(nèi),其自利性,特別是各級地方政府和政府部門的自利性,也是非常突出的。政府組織的自利性和政府官僚的自利性已經(jīng)在扭曲一些重要的經(jīng)濟決策,特別是當(dāng)政府自身利益與政績相一致時,經(jīng)濟決策與社會福利最大化的目標(biāo)將偏離得更遠(yuǎn)。奧爾森認(rèn)為,隨著時間的推延,邊界不穩(wěn)定社會中容易積累旨在集體行動的合謀和組織。37中國的情形可能更加復(fù)雜,政府政績評估、中央和地方的財政分權(quán)、政府官員升遷和政府換屆以及政府收支的監(jiān)管困難等因素,都可能造成政府短期內(nèi)的自利性。然而政府的自利性并不能被無限放大,其經(jīng)濟行為受到預(yù)算(軟)約束的限制。在這三個假設(shè)的基礎(chǔ)上,可以提出兩個待檢驗的命題:命題1:當(dāng)國有企業(yè)績效上升時,政府的短期贏利性動機將使得公共部門儲蓄率上升;命題2:政府贏利性行為對公共職能的執(zhí)行產(chǎn)生擠出效應(yīng),進而使得私人部門儲蓄率上升。命題1意味著,公共部門儲蓄率與國有企業(yè)績效有著緊密聯(lián)系。當(dāng)國有企業(yè)績效上升時,具有短期自利性的政府將更傾向于投資國有企業(yè)來獲取政績和利益,從而使得公共部門儲蓄率上升。而命題2意味著,在政府的預(yù)算(軟)約束條件下,對國有企業(yè)的直接投資將對公共支出產(chǎn)生擠出效應(yīng),私人部門出于預(yù)防性動機,將提高儲蓄率。四、儲蓄率回歸模型本文利用1996—2006年全國30個省的面板數(shù)據(jù)對上述假說命題進行檢驗。在實證檢驗過程中,我們關(guān)注政府的公共支出對各部門儲蓄率的影響。檢驗的回歸模型為:其中,PUBSR為公共部門儲蓄率,PUBEXP為政府公共支出占GDP的比例,PRISR為私人部門儲蓄率,SOEPERF為國有企業(yè)資產(chǎn)利潤率,X、Y和Z分別為模型(1)、(2)和(3)中的控制變量向量。μit、εit和ωit為殘差項,α1、β1和γ1為各回歸模型的截距項,α2、β2和γ2為關(guān)鍵變量系數(shù),θ、λ、φ為各模型控制變量的系數(shù)向量。按照本文第二部分的假設(shè),推動公共部門儲蓄率變化的主要原因是政府的贏利性動機,使其在國有企業(yè)績效較高時增加對國有企業(yè)的直接投資,進而使得公共部門儲蓄率上升,而這種贏利性動機同時對政府的公共支出產(chǎn)生擠出效應(yīng),使得政府的邊際儲蓄傾向上升,即α2應(yīng)該顯著為正,而β2應(yīng)該顯著為負(fù)。政府的公共支出又影響著私人部門的儲蓄率,控制收入因素和人口結(jié)構(gòu)因素之后,當(dāng)政府減少公共支出的比例,也將使私人部門的儲蓄率上升,即γ2應(yīng)該顯著為負(fù)。(一)其他控制變量1.儲蓄率。38由于沒有各省的資金流量表,在實證檢驗時,國民儲蓄率的計算按照第一種方法,即為GDP減去社會最終消費之后的余額占GDP的比例。各省的公共部門儲蓄率為:(地方總收入+預(yù)算外收入+國有企業(yè)利潤-政府消費)/各省GDP;而私人部門儲蓄率為國民儲蓄率與公共部門儲蓄率之差。其中,地方總收入包括財政決算總收入、中央補助收入、省補助計劃單列市收入、國債轉(zhuǎn)貸收入、國債轉(zhuǎn)貸資金上年結(jié)余和地方總收入上年結(jié)余。計算儲蓄率的各省GDP和政府消費數(shù)據(jù)來源于各年的統(tǒng)計年鑒,地方總收入、預(yù)算外收入和國有企業(yè)利潤則來自各年的財政統(tǒng)計年鑒。2.公共支出占比和國有企業(yè)績效。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、社會保障支出、醫(yī)療保健支出、公共科技支出、公共文化事業(yè)支出和行政管理費支出等。由于本文關(guān)注公共支出對私人部門儲蓄率的影響,而且在很大程度上,政府的基礎(chǔ)建設(shè)支出是對國有企業(yè)的直接投資,因此本部分的公共支出定義為文教、科學(xué)衛(wèi)生、社會保障支出和行政管理費支出。公共支出占比代表政府執(zhí)行公共職能的程度。當(dāng)公共支出占GDP的比重下降時,政府的公共職能被部分地轉(zhuǎn)嫁給私人部門,而私人部門為了應(yīng)對在教育、醫(yī)療等方面的開支,不得不增加儲蓄。本文使用的文教、科學(xué)衛(wèi)生、社會保障和行政管理費數(shù)據(jù),來源于各年的財政統(tǒng)計年鑒。國有企業(yè)績效用國有企業(yè)資產(chǎn)利潤率來表示,其數(shù)據(jù)也來源于各年的財政統(tǒng)計年鑒。3.其他控制變量。絕對收入假說認(rèn)為,儲蓄率是當(dāng)期收入的一定比例;而生命周期假說則認(rèn)為,在每一個時點上,家庭會根據(jù)一生的全部預(yù)期收入來安排消費和儲蓄,以實現(xiàn)終生效用的最大化。人的一生可以分為青年、中年和老年三個時期,在青年和老年時期消費會大于收入,而在中年時期消費一般小于收入。因此如果社會上青年和老年人口比例相對增加,則儲蓄率也會降低。Modigliani和Cao也通過實證研究發(fā)現(xiàn),中國的儲蓄率是經(jīng)濟增長和人口結(jié)構(gòu)共同作用的結(jié)果。39本文在模型(1)中將人均GDP以及人均GDP增長率作為控制變量,考慮到各省公共開支絕對值的差異,也引入人均公共開支作為控制變量。此外,模型(2)還引入少年人口撫養(yǎng)比(Young)和老年人口撫養(yǎng)比(Old)兩個變量作為人口結(jié)構(gòu)控制變量,其中Young為社會中0—14歲人口數(shù)相對15—64歲人口數(shù)的比例,Old為社會中65歲及以上人口數(shù)相對于15—64歲人口數(shù)的比例?？紤]到已有文獻的研究,本文也討論了利率、通貨膨脹率、性別比例對儲蓄率的影響。另外,還引入了代表東部地區(qū)和中部地區(qū)的虛擬變量來考慮省際差異。所有控制變量的數(shù)據(jù)均來源于各年的統(tǒng)計年鑒和財政統(tǒng)計年鑒,其測度的說明見表2。(二)回歸模型分析本文主要使用固定效應(yīng)模型、隨機效應(yīng)模型和SUR(SeeminglyUnrelatedRegression)進行擬合。本文先對模型(1)和模型(2)分別用固定效應(yīng)模型、隨機效應(yīng)模型進行擬合,然后使用SUR模型進行同時估計?？紤]到使用數(shù)據(jù)的時間跨度偏長,而且Wooldridge40和Drukker41的序列相關(guān)檢驗表明,直接進行模型估計存在序列問題,因此所有模型都使用AR(1)的誤差項設(shè)定,即:uit=p1uit-1+eitεit=p2εit-1+ωit其中eit和ωit為白噪聲。模型(1)的估計結(jié)果(表3第(1)和(2)列)顯示,Hausman檢驗的P值為0.928,表明隨機效應(yīng)模型更為合適。從系數(shù)的顯著性上來看,國有企業(yè)資產(chǎn)利潤率、公共部門可支配收入增長率和利率都在1%顯著性水平下顯著,而CPI在5%顯著性水平下顯著。從系數(shù)的符號上來看,無論使用固定效應(yīng)模型還是隨機效應(yīng)模型,國有企業(yè)資產(chǎn)利潤率均在1%顯著性水平下顯著為正,這與命題1的結(jié)論相一致。此外,無論使用固定效應(yīng)模型還是隨機效應(yīng)模型,公共部門收入增長率和利率的系數(shù)均顯著為正,CPI的系數(shù)顯著為負(fù),這與生命周期假說一致。對模型(2)的估計結(jié)果(表3第(3)和(4)列)顯示,Hausman檢驗結(jié)果為0.685,說明隨機效應(yīng)模式更為合適。從自變量的顯著性分析,滯后一期的國有企業(yè)績效都對公共支出占比有負(fù)向影響,這與本文的命題2一致。國有企業(yè)績效上升之后,政府的國有企業(yè)投資可能對公共支出產(chǎn)生擠出效應(yīng)。而經(jīng)濟越不確定的時候,政府為執(zhí)行公共職能需要增加公共支出,從而使得公共支出占比增加。對模型(3)的估計結(jié)果主要為表3第(5)和(6)列,其中(6)為采取每次刪除最不顯著指標(biāo)的建模策略后的最終回歸結(jié)果。從系數(shù)顯著性上來看,公共支出占比都在1%的顯著性水平下顯著為負(fù),也與命題2的結(jié)論一致。即我國國民高儲蓄率傾向的變化與政府的公共支出占比具有顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系,并且政府增加公共支出占GDP的比重,可有效降低私人部門儲蓄率。公共部門儲蓄率和私人部門儲蓄率之間可能還存在相互影響。從總體數(shù)據(jù)上來看,1995—2006年間公共部門儲蓄率和私人部門儲蓄率之間的相關(guān)系數(shù)為-0.215,而分省的數(shù)據(jù)表明這期間的相關(guān)系數(shù)更高達(dá)-0.584。更加合適的估計方式為將模型(1)、(2)和(3)同時估計。表3第(7)、(8)和(9)列以及第(10)、(11)和(12)列為模型(1)、(2)和(3)的SUR回歸結(jié)果。從回歸結(jié)果的顯著性上來看,國有企業(yè)資產(chǎn)利潤率和公共支出占比均在1%的顯著性水平下顯著,前者顯著為正,后者顯著為負(fù),與本文命題1和命題2一致。在公共部門儲蓄率的回歸方面,公共部門可支配收入增長率在1%顯著性水平下顯著,這與模型(1)和(2)的回歸結(jié)果一致,也支持命題1。SUR的公共部門儲蓄率回