生命周期理论和中国的居民储蓄Word格式.docx
《生命周期理论和中国的居民储蓄Word格式.docx》由会员分享，可在线阅读，更多相关《生命周期理论和中国的居民储蓄Word格式.docx（5页珍藏版）》请在冰豆网上搜索。
私人财产的年增长额Wt-Wt-1由以下两部分组成1第一部分是私人持有无形资产的年增加At-At-1。
我们包括的资产主要由现金、银行存款和国债等票面资产所组成2第二部分是一些主要“有形资产”如私人住房存量增加额的估计值这里我们用投资流量的估计值I来度量一部分储蓄的使用。
3因此SAt-At-1I-C-Ie这里的I是总投资。
以上等式强调了我们所采用的估算储蓄的方法与传统方法在逻辑上是一致的但也可因一个或两个变量的度量误差而产生差异。
个人消费可获得政府有关估计和用上述方法得到的储蓄估计值相加可得到我们的收入估计值。
由于在20世纪90年代以前中国居民无须缴纳个人所得税和社会保障费个人收人接近个人可支配收入。
本文中储蓄率等于估计的资产积累额相对于消费及资产积累额之和的比值。
表1表明改革以前的1953—1978年中国的居民储蓄率非常低。
其中1962-1964年特别低的储蓄率1961年为负储蓄率是连续三年严重自然灾害的后果可以看成为短暂现象。
但即使剔除这三年1965—1978年中国居民储蓄率也难得超过5平均不到4。
很明显在那一时期中国居民没有太多的储蓄积累。
而且在人均实际收入增长60的情况下中国的储蓄率并没有明显的增加趋势参见表1和图1。
在这25年间中国的经济呈温和增长年平均增长率低于4。
但自1978年改革以来的22年中中国的居民储蓄率呈现持续上升的趋势从1978年的4增长到1994年难以置信的高峰34以及2000年的24。
3、储蓄行为31传统的凯恩斯模型及其合理性在传统的凯思斯模型中储蓄完全由当前收入所决定储蓄率储蓄率储蓄/收入则被看作是收入的递增函数。
因此可以认为在一国之内或国家之间国民储蓄率将随着人均收入的增长而增长。
相应地储蓄方程也将被写成如下的线性形式Ss0sY1即S/Yss0/YsltO一般认为传统模型可以用来解释特别是相对比较贫穷的国家的储蓄行为。
理由是低收入人群在他们年富力强时可能无力为老年时的消费而提供“奢侈”的储蓄或者至少无法像高收入人群那样储蓄。
资源可在生命周期的不同阶段转移是生命周期假说的基础。
即使我们接受这一推理划分穷人和富人的界限如果存在的话也只能通过实证来确定。
在我们看来生命周期理论是否适用于某一个国家取决于数量足够大的居民这些居民能够在时间上转移资源以使他们在老年时得以维持退休以前的生活水平。
基于以下两点我们假设中国能很好地符合以上要求①中国没有建立全国统筹的养老金体系且其他养老基金机构发育不足1②如同下面所讨论的那样传统上中国养老保障所需的资源是由子女来提供的。
但由于中国在20世纪70年代实行严格的计划生育政策这一传统养老模式受到很大冲击2。
32生命周期假设及其对稳态增长的含义生命周期假设的一个基本而新颖的含义是国民储蓄率S/Y与人均收入无关而取决于长期收入增长率。
这一观点已在先前的一些论文尤其在莫迪格里亚尼的诺贝尔获奖演说Modigliani1987中加以论述。
因此这里仅对先前的论述作一简要总结。
模型从经典的费雪定理开始假定个人为实现效用最大化将在当今和未来的消费之间最优地配置生活资源因此将生命周期资源而非当前收入作为预算约束。
这一定理如结合下列假设①在有限的生命周期中稳定地配置资源的偏好这种偏好不取决于整个生命周期的收入高低②资源随年龄稳定增长可得到储蓄对收入的比率、财富对收入的比率的稳定的年龄模式。
现在假定总收入按固定增长率g增长。
首先考虑总收入的增长完全由相同速度的人口增长率引起的情形。
在这种情况下人均收入保持不变。
于是随着时间的推移各年龄组的人口规模以及总消费和总收入都将以年增长率g增长。
但是消费相对于收入、储蓄相对于收入和财富相对于收入的比率是不变的。
因此对于任何给定的g国民财富与收入成正比或者WwY其中w是不变的且与收入不相关然而可能与g相关。
由于储蓄是财富的因变量我们可以得到S/YΔW/Y≡wΔY/Y≡wg其中gΔYY为收入增长率。
这也就是说储蓄率与收入不相关而与收人增长率相关。
如果增长率g是稳定的则SY应该是常量wg。
特别地如果收入恒定则不论人均收入水平如何财富恒定不变储蓄则为零。
当经济增长是生产力增长人均收入的结果时相似的结论仍然成立。
而且储蓄和经济增长的关系并不受经济增长的原因的影响。
即对于一个既定的g不论经济增长是基于稳定的人口增长或生产力的提高或两者共同作用的结果w的值不会因此而不同。
由此可以认为如果收入稳定增长生命周期假设所隐含的储蓄方程为SYs0sge2其中s0近似为零sg显著为正e是随机误差项。
得出上述结果的另一种方法就是认识到先前所作的关于消费和收入路径的假设意味着总储蓄是收入和财富的一阶线性函数。
我们可以看到该方程隐含着如下假设如果收入以不变的速度增长则储蓄收入或储蓄财富将近似为一个不变值因此SY倾向于满足等式1。
33经济非稳定增长时的生命周期消费函数331人口增长与人口结构的作用比较正如莫迪格里亚尼见参考文献6指出的那样根据生命周期理论储蓄率随人口的稳定增长率递增但两者并非因果关系。
真正影响储蓄率的是人口结构特别是工作人口和非工作人口之间的比率最为重要。
由于非工作人口只消费不生产因此会降低储蓄率。
非工作人口包括退休人口和那些因年龄太小而不能正常工作的人口。
本文把后者称为“未成年人”。
当人口在一个足够长的时期内保持稳定增长使人口结构处于均衡状态时才能从人口增长预测人口结构。
当人口增长速度发生变化不同年龄组的人以不同的速度增长。
当期经济增长率与人口结构和储蓄率不存在系统的相关性。
所以用人口结构的直接测算来取代人口增长更加合适详见Modigliani1970尤其是第五部分第394-400页论文集卷2。
莫迪格里亚尼1970基于多个国家的横截面数据的研究发现不论退休人口65岁和以上还是未成年人口相对于工作人口的比率对储蓄率均有显著的负作用。
为了检验生命周期理论在中国的适用性我们发现必须用人均收入劳动生产率增长替代总收入增长以及用人口结构显性的度量来代替总人口的增长。
在我们所研究的时期中国的生育率和不同年龄人口的死亡率有很大波动因此这一替代是合适的。
一些研究支持的许多想法促使我们得出如下结论对于中国来说最关键的人口变量是未成年人相对于工作人口的比率此后记作ME。
虽然成年人的年龄标准可能因国家而异它倾向于随发展水平的提高而提高。
在中国早期发展阶段“末成年人”定义为未满15岁的人口。
我们想强调ME这个变量在我们所研究的时期对中国尤其重要因为它与一些受文化影响的变量如出生率相关而出生率又受到政府政策的强烈影响。
在中国传统文化中年轻一代有义务照顾家庭中的老年入而老年人会将房子和其他资产作为遗产留给他们的孩子。
换句话说一个经济单元是被扩展的家庭而不是核心家庭。
在这一模式下孩子是生命周期储蓄的有效替代品。
因此当中国在20世纪70年代实行严格的计划生育政策时生命周期财富的积累作为孩子的替代变得更加重要。
有人可能还会指出即使没有实行计划生育政策核心家庭增长、家庭从祖辈居住地向外迁移以及对家中长辈不敬的长期趋势也会削弱孩子作为储蓄的替代物的功能。
令人遗憾的是关于未成年人的官方统计数据仅包括几个年份。
不过可以预期这些统计数据与前15年出生数的积累高度相关。
因此我们利用这个可获得的年度数据序列来内推在那些没有官方数据的年份的未成年人的数据。
图2列示的是各年的婴儿出生率。
图3显示了在样本年份ME的倒数和SY相互影响。
ME反映出节育政策和经济扩张的影响。
ME直到20世纪70年代中期一直相对平缓之后到80年代后期的15年间持续上升。
SY与ME的密切相关可通过它们之间的相关系数高达0.95来确认。
这表明ME不但通过“要喂更多的嘴”的效应来揭示人口结构变化对储蓄率的作用而且揭示了计划生育政策促使人们多储蓄以备老年之用。
1994年之后储蓄率和赡养率的相关性减弱表现为储蓄率开始下降赡养率持续下降的趋势。
332人均收入增长率持久变化的建模方程1表达了我们的基本假设。
但是现在的问题是生命周期理论的前提假设是收入保持长期稳定的增长。
在图1中我们可以清楚地发现中国的经济增长率是很不稳定的。
在20世纪70年代以前增长率的波动范围约为1。
随后经济增长率几乎单调上升到90年代初期的10然后在90年代后期再次下降。
增长率的一阶近似可通过测量在较长时期的年平均增长率而非当年的增长率变动比较剧烈来获得。
理论上我们应该采用较长的时期来计算年平均增长率但受到可获得数据的约束就中国而论数据的可获得性是一个重要的限制如我们关于可支配收入增长的估计仅仅始于1953年结束于2000年包含了48年数据。
使用真正长的时期来计算年平均增长率将导致相当部分的样本损失。
为此我们使用了一种折中的方法即用每年的经济增长率来度量增长趋势而用过去14年的平均来度量年平均增长率。
这导致我们失去了前15年的观察数据给我们留下的只是一个34年1966-2000年的较小样本。
然而下面陈述的许多结论都是利用整个样本和14年移动平均的年增长率来近似增长趋势所获得的。
这—过程产生出—个包含43年数据的样本1957-2000年我们将它看成是完全样本。
这个近似是“勇敢的”。
最初几年的数据是重要的因为它们与以后年份的数据存在较大差异。
但是这一近似不会造成严重的偏差因为最初几年的增长相对稳定且增长率较小参见图4。
图5显示了储蓄率和人均收入的增长趋势。
人均实际收入曲线与储蓄率曲线密切的吻合后者有较大范围的波动从20世纪60年代的低谷到90年代中期的峰值。
在样本的最后几年储蓄率曲线增长速度的下降慢于经济增长速度的下降。
下文将对这种差异做出解释。
总的来讲图5对于运用生命周期理论解释中国的储蓄提供了出乎意料之外的支持。
15年移动平均的增长率是用来估计经济增长效应的基本变量。
我们还将考虑最近几年增长率可能的不同效应对这一变量做出修正。
334通货膨胀对收入和储蓄测算的影响不同时间段的价格变化通货膨胀引起了一些计算问题。
首先在剧烈通货膨胀的情况下必须首先区分现值名义价值和实际价值。
后者是以不变价格计算的。
本研究中我们均采用实际价值即以不变价格计算按照一个总的消费者价格指数对名义价值进行调整CPI1950100。
通货膨胀引起了另一个易于被忽视的问题它基于储蓄是收入和消费的差额这样一个事实。
消费的界定是非常明确的而收入及相应的储蓄可能有不同的定义。
当不存在通货膨胀时这些不同的计算方法结果都相同当存在通货膨胀时结果就会有差异而且可能是相当大的差异。
另外这些不同的计算方法对通货膨胀的反应也各不相同。
这些计算方法简单归纳如下1S1国民收人账户中储蓄的定义是税后净收入Y与消费C的差额即S1YC2S2DA当期净所得和净资产的价值。
概念上这种计算方法与第一种方法相同但度量误差可能会导致统计计算的差异。
因此S2DAY-C3S3私人部门在全国投资资金筹措中的贡献。
无通货膨胀的情况下这种计算方法的结果与上述两种方法相同。
这种相同的结果是这些计算方法特别令人感兴趣的基本原因。
但是一旦存在通货膨胀就不可能得到相同的结果了。
存在通货膨胀时就有两种完全不同的利率计算方法相应地收入和储蓄的计算也完全不同。
一种是标准的“名义”利率R另一种是费雪的实际利率r。
实际利率r等于名义利率R减去借款合同期内的通货膨胀率p即rR-p。
在一个完全理性、仅有短期贷款的市场经济中通货膨胀对实际利率r没有任何影响经典的货币中性理论因此名义利率增长pRrp。
实际经验表明名义利率事实上会对通货膨胀做出反应而上升但是至少在一开始上升速度小于通货膨胀的速度因此Rp可以写为Rrzp其中z在0—1之间取值。
这表明R和zp的增长乘以可获得利息的个人净财富额A就是通货膨胀导致的Y的增长。
但是必须记住的是私人部门对私人部门的所有名义债权都有相应的债务抵消因而不增加财富。
因此私人部门名义净财富实质上是政府负债的利息部分。
如果我们减去收入中通货膨胀的影响Agp则收入可以计算为Y3YzpA我们可以将此作为无通货膨胀时对收入的估算。
我们建议在通货膨胀情况下储蓄可以计算为S3Y3CS-zpA所以这个公式比传统的公式SI更确切地反映了私人部门对国民资本形成的贡献因为尽管传统的实际储蓄是S或S3zpA但是zpA被政府支出和赤字的等额增加抵消因而不增加国民储蓄。
4S4拥有的资产存量的购买力净增长的价值。
这个数量不同于或大于S2或者DA净资产的名义价值差别主要在于前期积累的财富是否包含了任何“名义”资产。
由于通货膨胀的影响这些资产在期初和期末的购买力会下降。
期初购买力的损失可以记为ptAt-1其中pt是期间t的通货膨胀。
因此为了计算S4我们必须从资产所得DA-S1中减去损失ptAt-1。
即S4DA-ptAt-1S1-pAt-13另一种理解S4的含义的有用方法是把它看作从国民收入账户可支配收入中减去消费、同时对由通货膨胀导致的购买力损失进行适当修正后的结果。
修正后的计算方法为YtYt-ptAt-1CSt4注意Y和S是按费雪的实际利宰r-p而不是一般的名义利率R计算利息收入后得出的。
很明显在通货膨胀情况下用传统国民收入账户法计算的储蓄对于财富增长的度量是偏高的。
335通货膨胀对储蓄行为的影响通货膨胀会通过各种渠道对人们的储蓄行为产生影响包括由于难以理解其实际意义而导致理性行为出现偏差。
首先我们来考虑通货膨胀是否和如何影响传统的储蓄率S1Y下文中记为S/Y。
通过研究比率C/Y1-S/Y我们就更容易理解对此问题的答案。
为了了解C/Y的反应我们要先研究通货膨胀对分子和分母的预期影响。
正如我们在前面讨论的那样分母受到通货膨胀的影响在国民收入账户计算法中YY3zpA。
在一个充分竞争、充分预期和理性行为的经济中相对于通货膨胀Rtrtzpt其中z在0-1间取值Y3基本上是不变的费雪定理在一个完全通货膨胀假设的经济中。
因此通货膨胀对国民收入账户中的收入Y有影响记为zpA/Y。
消费对通货膨胀的反应在于边际消费倾向c乘以消费者感受的收入增加额我们称y。
y不同于Y因为它至少部分考虑了通货膨胀导致的购买力损失。
我们可以假设预计损失与实际损失成正比记为hptAt其中h在0—1间取值0为私人部门的完全通货膨胀假设1为无通货膨胀假设即预计损失等同于实际损失。
因此通货膨胀对消费c的影响可表达为cAz-h根据这些结果可以确定通货膨胀对消费率的影响减少为d/dpC/Y-kA/Ykc-C/Yz-ch-d/dpS/Y5其中k表示通货膨胀每提高1个百分点对消费率的影响-K表示对储蓄率的影响。
由于A、Y和p是直接估算的等式5表明我们可以将k作为系数通过加入变量PA/Y来估计通货膨胀对储蓄率的影响。
需要指出的是在我们的理论中对k的取值是有限定的。
由于边际储蓄倾向被认为小于平均储蓄率我们的理论中隐含k根据概念iii即S3可以得出ddpCY3k3AYk3cz-h6如前文分析我们认为公式5是最合适的计算方法计算通货膨胀对资本形成中资源供应的影响即通货膨胀对消费效应的负值。
最后根据概念iv即S4可以得出ddpCY4k4AYk4kCY7336估计和检验储蓄率、长期增长和人口放在一起可以看出它们之间的协整关系。
为了建立起这种协整关系我们必须首先检验每个序列是否都是单整并且包含一个单位根。
下面是用包含滞后和一个常数的扩展的迪克—福勒Dickey—Fuller检验结果SYΔSYgagMEΔMEADF-t检验0.470.4-0.55-3.31.28-3.635的临界值是-3.441是-4.17检验显示两个序列都含有一个单位根。
假设每个序列都有一个单位根现在我们检验这两个序列是否在样本期间协整如果是那么这种协整关系是什么。
我们用两种方法检验协整性第一种是恩格尔和格兰杰EngleandGranger1987的两阶段方法。
第一阶段包括推断为协整的变量的回归分析。
第二阶段包括对误差项单位根的检验。
既然误差是对干扰项的估计统计检验的近似分布就不同于通常序列的分布。
正确的临界值可以在戴维森和麦金农Davidson和McKnnon1993的表202中找到。
表2是估计的结果。
每个等式的第一行是估计的常数。
第二行是相应的t值。
头两个等式11和13分别是基于长期增长率前15年的储蓄率的回归和ME的比率。
最后两列分别是对回归误差的ADF-t检验和相对应的临界值。
第一个变量是估计的增长趋势用前15年的平均增长宰来衡量。
R2值094t比率是26这些数字都确认了生命周期理论变量强大的解释能力。
这个结果显示的唯一的疑虑是增长变量的系数系数4有点高显然比之前研究所得的数字要高一些见下通常为2左右或者略高一点3。
但是这种异常将被表明是与其他主要解释变量的“虚假的”高相关性这些变量包括人口结构ME其系数都由等式13所给出。
这个变量对储蓄曲线也拟合得相当好R2达到了近0.9t比率为-20。
0.4的回归系数同其他同类研究相比又显得较高原因也相同。
表2的等式I5同时包含了两个变量其结果确认了前两个等式关于斜率向上的推测。
两个系数都降到了一个合理的水平同时又保持了高的显著水平。
在第一部分的其他等式中我们检验了基本模型的一些改进。
第一个可以从图I中看到SY的增长曲线并不平滑而是被几个代表短期的、暂时的、偏离长期趋势的“白噪声”所干扰。
根据生命周期理论或者PY在那些短期内储蓄倾向应该很高。
我们引入一个新的变量即每年的增长对长期增长率的偏离作为一个对.
升级会员 