国民储蓄率的决定机制基于幸福经济学的考察-何强.pdf

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1、第33卷第12期2016年12月统计研究Statistical ResearchV0133No12Dec2016国民储蓄率的决定机制基于幸福经济学的考察何强 董志勇内容提要：本文基于幸福经济学分析框架，在一种持续增长的经济中考察了国民储蓄率的决定机制，尤其是我国经济高增长背景下的国民储蓄率高企之谜。研究发现，经济长期高增长不足以解释其国民储蓄率偏高的特征事实，深层次的原因可能还在于居民在消费时受攀比效应、习惯形成等因素的影响较深，使得增大同期储蓄率更有利于提升整个生命周期的幸福水平。进一步对我国经济新常态期间的预测表明，国民储蓄率将随着经济增长率的下降而走低，需谨防由此带来的投资动力不足等相关

2、问题。关键词：经济增长；国民储蓄率；幸福经济学；攀比效应；习惯形成DOI：1019343jcnki1 11302c201612007中图分类号：C812 文献标识码：A 文章编号：10024565(2016)12005809Determination of National Savings Rate：A View from the Economics of HappinessHe Qiang&Dong ZhiyongAbstract：Based on the Economics of Happiness，this paper discusses the determination of nat

3、ional savings rate in aneconomy with persistent economic growth，especially the high national savings rate puzzle along with high economic growthrate in ChinaThe results show that the hi【gh national savings rate cant be fully explained by long-term economic growth inChinaThe deepseated reasons may al

4、so lie in the fact that individual consumption is deeply affected by the referenceeffect about Catching up with the Joneses and habit formationIt forces individuals to increase current savings rate toenhance the level of happiness throughout the life cycleFurther simulation of the new normal period

5、in Chinaeconomyshows that the national savings rate would fall as the economic growth rate goes down，SO insufficiency of investment capitaland other related issues should be paid enough attention toKey words：Economic Growth；National Savings Rate；Economics of Happiness；Catching up with the Joneses；Ha

6、bitF10rmation一、引言：如何破解我国经济高增长下的高储蓄之谜改革开放以来，伴随着我国经济持续高速增长出现了一些结构性异常现象。其中，较为典型的一个问题就是国民储蓄率长期处于较高水平，而这种现象鲜现于发达成熟的经济体。图1显示，19782014年我国国民储蓄率基本呈现逐步攀升的趋势，尤其是2000年以后。该期间国民储蓄率的波动区间为3257，5093，均值为4085，其序+本文获国家社会科学基金青年项目“利用大数据预测季度GDP走势的方法体系研究”(16CTJ014)资助。文献中对国民总储蓄率的计算存在两种代表性做法：一是依据传统经济理论，将其定义为扣除最终消费之后的剩余产值与总产出

7、的比值。这种方法的数据容易获得、计算简便，更适合在经济增长理论模型中使用，缺点是不能反映消费和储蓄的结构变化。世界银行比较常用这种方法。二是利用国民经济核算资金流量表(实物交易)中国民总储蓄除以经济总量指标(GDP、GNI或国民可支配总收入等)来表示。这种方法更有利于研究居民在储蓄与消费之间的选择行为，尤其是便于进一步细分成居民储蓄、企业储蓄和政府储蓄进行深入研究。OECD成员国比较常用这种方法。考虑到本文的核心工作是建立在经济增长理论模型基础上，为保持前后一致，这里采用第一种方法进行计算。万方数据第33卷第12期 何强董志勇：国民储蓄率的决定机制：基于幸福经济学的考察 59列变异率为014，

8、低于同期GDP同比增速的变异率027。，一一、“一-、，GDP同比增速国民储蓄率、图1 1978-2014年我国国民储蓄率与GDP同比增速走势对比图相比之下，我国国民储蓄率在20国集团(G20)中长期处于领先的位置，这是在已有研究中得到的共同结论。但是，国民储蓄率本身的高低不存在优劣之分，尤其是对于不同的发展阶段而言。通常在经济迅速增长时期，国民储蓄率往往呈现高企态势，这在发达国家经济体以及新型工业化国家经济体的历史发展进程中，都可以找到充分的证据，如20世纪60、70年代的日本，90年代的韩国和新加坡等。问题的关键在于相对于我国的经济发展程度，国民储蓄率是否高于其最优水平。对于这一问题，Ch

9、amon等(2010)o、Modigliani和Cao(2004)。、刘尧成(2015)b J、范祚军等(2014)H1等大量相关研究得出的结论基本是一致的，即认为中国的实际储蓄率长期高于最优储蓄率，且超出的幅度较大。进一步地，我国这种高储蓄高经济增长方式是无法长期持续的，一旦停止，将带来更严重的失业和社会公平等问题。这种态势迫切需要深入考察我国国民储蓄率长期处于高位的根本原因。虽然已有文献从经济增长、人口结构、社会制度、收入差距等不同角度，对该问题给出了多种可能的答案，但是存在的争议较大。因此，如何构建更有针对性、更具解释力的国民储蓄率决定理论模型，破解我国经济高速增长背景下的国民储蓄率长期

10、高企之谜，不仅是经济理论研究领域中的重要问题，更关系到经济发展态势及政策选择。二、文献述评(一)传统经典经济理论中相关研究述评从储蓄率决定的传统经典经济理论来看，高储蓄导致经济高增长比较容易理解，但反过来就不再显而易见。标准的CassKoopmans模型中认为在经济高增长背景下，居民预期的收入较高，因此当前的储蓄倾向反而较低。Keynes(1936)5 3提出的绝对消费函数理论认为由于一般存在较为固定的消费倾向，因此经济增长率越高的国家其储蓄率也易越高，但这种理论无法解释同一国家内部不同时期经济增长与储蓄率的反向变动关系。Friedman(1957)6 o提出的消费函数的持久收入假说本身并不能

11、解决总体储蓄率的决定问题。Modigliani(1986)o等提出的生命周期理论中，认为在较陕增长经济中，人口抚养比例较低，因此会比处于较慢增长经济中的个体具有更高的储蓄率，但随后很多研究认为该类模型假定较快增长经济中的个体收入预期也较高的做法是不合理的，也并不是总能得到实证支持，更何况模型平衡增长路径上的资本产出比率也是内生的，这意味着高经济增长率就不一定会导致高储蓄率。Leland(1968)E 8等提出的预防性储蓄理论认为，风险厌恶型的消费者会通过预防性储蓄以降低未来消费水平下降的风险，并且该风险越大预防性储蓄就会越多，但这种理论没有对预防性储蓄是否重要这一核心问题给出令人信服的证据。因

12、此，传统的经济理论并没有对本文提出的问题给出满意的答案。(二)针对我国储蓄率的相关研究述评针对我国经济高速增长背景下的国民储蓄率高企现象，国内外学者从多种角度进行了深入剖析，主要归结为以下几个方面：一是经济增长(或收入增长)因素。已有研究普遍认为，持续多年的经济高速增长，以及居民可支配收入的增加，导致投资回报率升高，提高了现阶段消费的成本，从而推高了储蓄水平(Modigliani和Cao，2004；Qi和Prime，2009；王弟海和龚六堂，2007；刘尧成，2015)。二是人口结构因素。研究认为，经济体中工作变异率为样本序列的标准差与均值的比值，数值越大表明样本序列的变异程度越大。包括：美国

13、、13本、德国、法国、英国、意大利、加拿大、俄罗斯、欧盟、澳大利亚、中国、南非、阿根廷、巴西、印度、印度尼西亚、墨西哥、沙特阿拉伯、土耳其、韩国。这些国家或组织的国内生产总值大约占全世界的85，人口接近世界总人口的23。也称为“中国储蓄之谜(Chinese Savings Puzzle)”、“高储蓄之谜”等。万方数据60 统计研究 2016年12月人口与非工作人口的相对比率对储蓄率的影响较大。在我国长期较为年轻的人口结构下，年轻人对少儿和老年人的抚养负担较轻，导致储蓄人群的比重较大，“人口红利”效应显著，因此整体储蓄率较高(Modigliani和Cao，2004；Ang，2009；蔡唠，200

14、4；杨继军和张二震，2013)。三是制度因素。研究认为，我国转型时期中有关失业、教育和医疗等体制改革带来的不确定性增大，同时社会保障改革相对滞后，这导致居民的预防性储蓄动机增强(Chamon等，2010；何立新等，2008；杨继军和张二震，2013)。四是收入差距因素。研究认为，由于在人均可支配收入较高的城镇内部和人均纯收入较低的农村内部，以及城镇与农村之间，都存在着显著的收入分配差距。而收人不平等程度越高，对中低收人群体的消费抑制越强，加上富裕阶层的边际储蓄倾向较低，有效平滑跨期消费的金融工具较为匮乏，以及中低收人群体为提升社会地位而储蓄的动机常常较为强烈等，国民储蓄率就可能越高(张明，20

15、05；汪伟，2011)。五是其他因素，如馈赠动机、户籍制度、财政政策和货币政策，详见陈斌开等(2010)9 3等文献。特别地，文献中还有一部分可以归为基于幸福经济学角度的研究，它们尝试将攀比效应和习惯形成因素引入传统的经济增长模型来考察储蓄。Carroll等(2000)叫通过在传统经济增长模型的CRRA型消费者效用函数中，引入消费习惯形成因素，证明了在一定条件下经济高增长可以导致高储蓄。Cuadrado等(2004)u叫将Carroll等(2000)模型中AK型增长函数改为新古典形式后发现，储蓄率的动态转移路径随着技术冲击逐渐上升趋向均衡，但平衡路径上的储蓄率将低于冲击之前的水平。席晶和雷钦礼

16、(2013)21基于Cuadrado等(2004)的分析，根据新的参数进行校准发现，存在储蓄率随着经济增长而最终变大的可能性。席晶等(2014)列进一步在一种无穷期的离散框架中，将技术冲击引入到包含习惯形成的经济增长模型中，证明了无论是暂时的还是永久的技术增长率冲击都将导致经济增长率与储蓄率同向变动。此外，陈利平(2005)14在一个离散时间、内生增长模型中通过引人消费攀比因素，为我国经济从高增长到高储蓄的过程提供了一种可能的解释。(三)已有研究的特点及本文研究特色综合已有研究的特点可以发现，绝大部分研究主要基于实证分析角度，在研究的微观理论基础方面存在较大拓展空间，同时基于幸福经济学角度的研

17、究通常只选择某种特定的视角，缺少充分整合攀比效应和习惯形成等传统因素的文献，对幸福经济学中关于个体行为最新理论的融合研究也较为匮乏。在充分吸收已有文献基础上，本文尝试严格从微观经济学基础出发，基于幸福经济学分析框架，在一种持续增长型的经济中融合攀比效应、习惯形成和自我决定理论，系统考察国民储蓄率的决定机制，然后以此为基础进行参数校准和实证分析，阐释我国经济高增长背景下的高储蓄现象，并对经济新常态下的国民储蓄率走势进行预测。三、理论分析框架这部分主要基于幸福经济学理论，构建一种考察经济增长中，国民储蓄决定机制的理论分析框架。(一)模型设置1基本决策环境。考虑一种由消费者、企业和政府部门组成的封闭

18、经济模式。许多完全相同的消费者组成完全竞争型经济，消费者拥有企业。经济活动无限期，时间是离散的，本文用时间指数t=0，1，2，来代表时期。2偏好。假定消费者属于完全预期类型，在第t期的效用函数(或即期幸福水平函数)设为：c；一8(詈9】19峨2=7一其中，盯为即期相对风险规避系数，c，为第t期的消费水平。戈。为影响消费者在第t期消费时的参照因素，0用于描述参照因素的影响程度。根据Clark等(2008)015、Choudhary等(2012)刮等对幸福经济学的研究，戈。主要包括两方面因素：一是同期社会平均消费水平云：，也被称为攀比效应因素；二是消费者在第t期之前的消费水平函数厂(c。，cl，c

19、川)，也被称为习惯形成因素。进一步地，如果将这两方面因素相对重要性的参数设为(O0 (8)其中，m=m(k；，戈。，戈，戈m，)。将式(8)代人式(7)可以得到Z+。(k川，z。，戈，戈m，)的表达式，然后将之代入式(6)，通过推导得出关于k川的一阶条件为：m一日(1叩)(11)”南?1叩)(11)(16一m+A)”1嘈删”X。-。vO，(。11Q轨u胡删H1”yJ=0一i色旦!=旦)屋一菇掣一9 (9)(三)平衡增长路径中的经济增长率与国民储蓄率在经济的平衡增长路径中，经济增长率叼。消费增长率叼。、资本存量增长率叼。、参照因素增长率仇均为常数。由式(3)一(5)易推知：7，=叼k=叩。根据C

20、lark等(2008)对消费习惯形成因素的研究，不妨设八C。，c。，C川)=C，同时，由于在平衡增长路径中，同期社会平均消费水平j。=C。，则由自我决定理论(Self-determinatiaon Thoery)最初是在20世纪80年代由美国心理学家Deci和Ryan等学者提出的，它是一种关于人类自我决定行为的动机过程理论(Deci和Ryan，2006)。幸福研究中的个人评价表明，人们不仅可以从消费中获得效用，而且还可以从自我决定中获得效用，就像从良好的社会关系评价中获得效用一样。以选举为例，如果人们能自我决定选举的程序，就会更容易接受选举的结果(Frey，2008)。万方数据62 统计研究

21、2016年12月式(2)司得参照因素的增长翠田。满足F式：叼，+1=等：!二重型!二竺超丛竖!：!生U+石f：尘望业二生丛生丛垫+孝(10)f由式(10)可推知：仇=_，7。记叼=叼，=叼。=77t=叼。，则由式(8)可得：叼：叼。：纽牛生：ml (11)叼2叼2。r一2，扎一l L ll，记国民储蓄率为s。，则有：铲守=A-1(叼 (12)式(12)意味着在平衡增长路径上国民储蓄率恒为常数，不妨记为s。结合平衡增长路径中参照因素和资本存量的关系，将式(11)代入式(9)可以消掉m，得到关于A的表达式，再将之代入式(12)可得：。一 (!二旦理!堡丑)C=4。一。(1+叼)。柑曲p一一0(1一

22、p)(1+77)一(16)(10+po)(13)(四)模型的参数校准本部分针对前述理论模型分析结果进行参数校准，并重点分析我国经济高增长与高储蓄并存的现象。在参数选取方面，主要遵循两个基本原则：一是对一些在研究中基本取得共识的参数，采用大多数研究所用的中位数；二是如果国内外研究对部分参数的选取存在较大差异，以国内研究为主，兼顾国外研究。具体而言，即期相对风险规避系数Or=3，主观贴现因子届=0985，资本折旧率8=5，参照因素的影响程度0的取值区间设为0，1，经济增长率竹的区间设定为0，15。特别地，在“对未来各期消费参照因素的重视程度P”的取值方面，依次取0、13、23和1等4种代表性校准值

23、，来考察随着对未来重视程度增大时国民储蓄率的变动情况。根据参数校准的结果，主要得出如下分析结论：第一，随着参照因素的影响程度逐步加深，4种情形下经济增长率与储蓄率之间的关系，均由显著负相关逐渐平滑到正相关。这就意味着，当参照因素的影响超过一定程度之后，会出现类似于我国的经济高增长与高储蓄共存现象。即使消费者对未来各期消费参照因素的重视程度降到0，仅重视当前的幸福水平，这种现象也是存在的。从理论上讲，这主要是由于引入参照因素之后，消费者会发现在参照因素的影响程度较高时，当前消费带来的边际效用(幸福程度)相对未来消费将下降，因此在同等经济增长条件下，增加当前的储蓄水平，扩大对未来的投资水平，更有利

24、于在整个生命周期获得更大的幸福水平，进而出现经济高增长导致高储蓄的态势。第二，随着消费者当期对未来各期消费参照因素的重视程度参数逐步从0增大到13、23和1时，当参照因素的影响程度逐步加深，经济增长率与储蓄率之间的关系由显著的负相关过度到正相关之后，在同等条件下，储蓄率会增大。从理论上讲，这主要是因为如果消费者当期对未来各期消费参照因素影响越重视，那么未来消费带来的边际效用(幸福程度)将相对越高，因此在同等经济增长条件下，增加当前的储蓄水平则更为可取。此外，根据李扬和张晓晶(2015)017等文献关于我国经济新常态概念和特|生的研究，本文将新常态情形下的经济增长率卵区间设为6O，75。在经济新

25、常态下，消费者当期对未来各期消费参照因素的重视程度将增强，这里设参数P=23。由于消费者即期相对风险规避系数or可以被视为消费在不同期转移的意愿，在经济新常态下预期该参数将变大，这里设or=5。其余参数的设置与前面保持一致。根据参数校准结果容易看出，在经济新常态期间，随着参照因素的影响程度从0到1逐步加深时，经济增长率与储蓄率基本平行变化，两者之间的函数关系基本保持稳定。这就意味着，如果经济增长率下降，国民储蓄率也将走低。特别地，根据中华人民共和国国民经济和社会发展第十三个五年规划纲要的经济增长目标要求，“十三五”期间年平均经济增长率_，7大约为65一7，这里取中值675，并进一步将参照因素的

26、影响程度0的区间设为01，05，根据式(13)可以测算出该情形下平衡路径上国民储蓄率的波动区间为272，369。这一结果与范祚军等(2014)、刘尧成(2015)等研究结果较为接近。四、实证估计模型、方法及变量赋值根据前述理论模型框架，国民储蓄率可能随着经济增长呈现非线性变化，本文拟采用面板平滑转换(Panel Smooth Transition Regression，简称PSTR)模型，对1997年以来我国的发展状况进行实证分万方数据第33卷第12期 何强董志勇：国民储蓄率的决定机制：基于幸福经济学的考察 63析。该模型不仅能够有效刻画模型参数在截面单位之间的异质性变动，而且允许模型参数随着

27、转换变量做平滑的非线性转变。(一)模型形式基于国民储蓄率决定机制的理论模型，这里构建如下包含r+1个机制转换区间的PSTR模型(r为非负整数)：si。=肛。+p 7l(石n)+妒2z以e(g?；竹，ci)+8。J=1(14)式(14)中，Gj(q?；M，q)=(1+exp(一竹(g?=1一cJ)。国民储蓄率艄。为被解释变量；石。为解释变量向量，且戈。=(GRCJ胛RF艘。)，其中GR。为GDP同比增速，甜。为攀比效应，删0为习惯形成效应，RF。为风险因素，PR。为人口抚养比(用作控制变量，弥补理论模型简化可能造成的变量遗漏)；妒7，和妒7：为参数向量；弘i为截距项，占。为随机误差项。Gi(g?

28、；yj，ci)为转换函数，它是模型非线性的决定因素，且其值域为0，1的有界、连续函数。其中，参数yi为斜率系数，决定了转换的速度。位置参数ci用来确定状态转变的时刻。参数m为相对应的位置参数的个数。参数gy为转换变量，由于本文重点分析国民储蓄率随着经济增长而变动的情况，因此将GDP同比增速变量GR。视为转换变量。当r=1且m=1时，PSTR模型为包含1个转换函数的两机制模型，且 ，!im Gf(gy；yi，cj) =0，qvlim G，(g?；y，cj)=1，前后两者对应的模型机制gV+分别为低机制和高机制，函数Gi(q?；yi，ci)在这两种不同机制之间平滑转换。进一步地，当r=1且It=2

29、时，PSTR模型为包含2个转换函数的三机制模型，函数Gj(qi7，7i，cl，c2)的数值关于q(J=(c1+c：)2对称。当c。g寥c：时对应的机制称为中间机制，!im Gi(g掣；yf，cf)=0，因变量对自变量的qy)影响系数为妒7。，其余情形(即当g?c：时)对应的机制为外机制，!im G，(qy；yf，c，)=1，gfv，+。因变量对自变量的影响系数为妒，+妒：。实际应用中m2或r3的情形较为罕见，本文拟依据m2且r3对模型进行检验，其中m的值事先给定，然后进一步依据对r的检验情况综合确定两者的取值。(二)模型检验对PSTR模型需要做逐步递进的两类检验：首先是针对模型中机制转换效应是

30、否显著而进行的线性检验，即考察r=0是否成立；其次是针对是否存在唯一或两个以上的转换函数进行的剩余非线性检验，即确定r的取值。1线性检验。该检验的原假设和备择假设分别为巩：r=0和H。：r=1。分别估计对应的两个模型，根据它们的残差平方和SSR。与SSR。，可以构造Wald检验统计量三肘、Fisher检验统计量LM，和似然比检验统计量LRT：LM=TN(SSRoSSRl)SSRo(k)LMF=(SSRoSSRl)SSRo(TNNk)F(k，NTNk)LRT=一2109(SSR，)一log(SSRo)爿2(k)其中，r为时间跨度，为截面个数，k为解释变量的个数。2剩余非线性检验。在原假设和备择假

31、设分别为凰：r=r 4和珥：r=r+1情形下(r 41)，也构造类似前述Wald检验统计量LM、Fisher检验统计量肼，和似然比检验统计量LRT逐步进行检验，直至无法拒绝原假设为止。(三)模型的参数估计通过检验确定模型形式之后就可以对模型的参数进行估计，采用的方法主要是固定效应模型的组内回归和非线性最小二乘法。其中，转换函数的斜率系数和位置参数的确定通常采用网格搜索或模拟退火算法，通过迭代方法估计，使残差平方和最小的组合即为最优估计(Gonzdlez等，2005【l副)。(四)模型变量定义赋值及数据来源国民储蓄率(NS)：采用支出法GDP核算中扣除最终消费之后的剩余产值与GDP的比值。GDP

32、同比增速(GR)：采用以上年为基期的GDP同比增长速度。攀比效应(CJ)：由于缺少关于各省域每年有关攀比效应的直接调研数据，这里采用一种近似的处理方法：首先，将31个省域分成东、中、西三大区域，然后将每个省域每年的最终消费支出值(来自东部区域包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南共11个；中部区域包括河南、湖北、湖南、安徽、山西、黑龙江、江西、吉林共8个；西部区域包括陕西、甘肃、宁夏、青海、新疆、重庆、广西、内蒙古、四川、贵州、云南、西藏共12个。万方数据64 统计研究 2016年12月支出法GDP核算)，除以所在区域的平均最终消费支出与全国最终消费支出两者的平均

33、值，所得结果即为该省域当年的攀比效应数值。习惯形成效应(nv)：采用每个省域当年的可比价最终消费支出值(来自支出法GDP核算)除以上一年度数值所得结果，基期为1997年。风险因素(RF)：基于预防性储蓄假说、流动性约束假说等消费理论，这里将模型中的风险因素，近似处理为收入不确定性。根据臧旭恒和裴春霞(2004)19等研究，通过使用各省域人均GDP同比增长率的实际值和潜在值之差除以潜在值，再进行平方后得到风险因素的测度值。其中，潜在值通过HP滤波处理而得。人口抚养比(PR)：采用总体人口中非劳动年龄人口数与劳动年龄人口数之比，其中劳动年龄人口数为1564岁人口数。所有变量的数据均来源于中国统计年

34、鉴、中国人口统计年鉴以及中国经济信息网统计数据库，样本区间为1997-2014年。各变量的基本统计特征见表1。为了考察变量之间的变动弹性，降低异方差因素干扰，在实证分析过程中对自变量数据均进行了取对数处理。此外，考虑到自变量之间理论上可能存在共线性，本文首先经过相关性检验发现，各变量之间基本不存在较大的相关性，随后通过计算变量的方差膨胀因子(VIF)发现，其值均界于010之间，由此可以综合判定变量之间不存在严重的共线性。表1 各变量的基本统计特征数据表因变量 自变量变量名称 NS GR CJ HF RF PR均值 04671 O113l 09521 11081 00213 03950标准差 O

35、0928 O0243 05838 00635 00318 00803最小值 00920 00490 00474 07960 OO000 O193014分位数 04040 O0950 06062 10796 00021 O3390中位数 04810 O1125 08907 11032 00092 0395934分位数 05339 O1270 11836 11328 00273 04540最大值 O6300 02380 28906 17165 02558 06449观测值数 558 558 558 558 558 558截面数 3l 3l 31 31 3l 3l五、实证分析结果(一)模型的线性检验

36、和剩余非线性检验根据表2中对埘、肼，和LRT等3个统计量的检验结果，无论位置参数的个数m取I或2，均分别在l、5和10的显著性水平下拒绝机制转换效应不存在的原假设，但也均在同样的显著性水平下无法拒绝存在唯一转换函数的原假设。这表明，在其他因素不变的情形下，国民储蓄率与GDP同比增速之间并不是线性相关，应当采用非线性的PSTR模型进行估计。表2 模型的线性检验和剩余非线性检验位置参数的个数 m=1 m=2tto：r=Ovsr=1 LM 30065f0000) 46823(0000)LM， 5945(0000) 4736(0000)LRr 30905(0000) 48904”+(0000)：r=1

37、vsr=2 LM 0542(0990) 7489(0679)LMP 0100(0992) 0690(0734)LRr 0543(0990) 7540(0674)注：表中括号内的数据为t值，上标、”、分别代表系数在1、5、10的显著性水平显著。下表同。(二)模型估计结果及分析这里将m=1和m=2两种情形对应的模型分别记为模型I和模型，估计结果如表3所示。经过对比不难发现，模型中系数向量9，的5个系数里，有3个均在5的显著性水平不具有统计意义上的显著性，拟合效果明显劣于模型I。因此，下面将基于模型I的估计结果展开进一步讨论。模型I显示，19972014年期间我国GDP同比增速对国民储蓄率始终具有正

38、向促进作用，经济高增长与国民储蓄率高企并存现象较为显著，并且存在两种不同的机制。结合GDP同比增速GR的取值区间可以发现，当GDP同比增速位于区间(7158，23800)时，其对国民储蓄率的平均增长弹性为0195；当GDP同比增速低于7158时，其对国民储蓄率的平均增长弹性降至0021，呈现出显著的非线性特征。由于转换函数G，(gy；7，cj)中的斜率系数y，较小，仅达到8006，表明前述两种机制在转换时并没有呈现突变的特征，而是较为平缓。这意味着，随着经济增长速度的提升，经济增长与国民储蓄率之间存在着渐进演变的非线性关系。进一步地，由于两种机制转换的阈值发生在GDP同比增速降至7158时，该

39、增速在当前我国经济新常态下已经属于比较难以企及的速度，这就意味着当前我国可能即将面临着经济增速转换带来的国民储蓄率走低的现象。虽然这种结果有助于即GDP同比增速的对数位于区间(一2637，一1392)时。根据中华人民共和国2015年国民经济和社会发展统计公报公布的结果，2015年中国GDP同比增速初步核算的结果仅为69。2016年以来，中国经济仍然面临较大的下行压力。万方数据第33卷第12期 何强董志勇：国民储蓄率的决定机制：基于幸福经济学的考察 65表3 模型估计结果模型I 模型 模型 模型(m，r) (2，2) (1，2) (2，2) (2，2)位置参数c， (一2637，一1392) 一

40、2659 (一2594，一1626) (一2640，一1482)斜率系数竹 8006 8594 lI565 6953系数妒l妒11 0195(8835) 0004(一0065) 0212(7881) 0508”。(8339)妒12 0035(6899) 一0134f一3786) 0053”4(6383) 0112f5536)妒13 一0098(一1114) 一0723(一1421) 一0290”4(一3316) 一0417(一0968)妒14 一0005(一2567) 0053(3631) 0001(0533) 一0016”(一2772)妒15 一0211(一9828) 0089(0948)

41、一0223(一8750) 一0541f一7992)系数p2妒2l 一0174(一4076) 0170f3634) 一0210(一4131) 一0373f一3418、妒22 一0166(一4663) 0163(4375) 一0337(一4343) 一0479(一4295)妒23 一0550(一1209) 0606(1。135) 0867+(2270) 一0859(一0695)妒24 0054f3766) 一0056“+f一37261 一0023(一1482) 0139(3546)妒25 0288(3215) 0289(一2864) 0633(5231) 0584“(2465)系数妒l+妒2妒1l

42、十妒2l 002l 0167 O003 O136妒12+妒22 一013l O029 0285 0367妒13+妒23 一0648 一O118 0577 一1276妒14+妒“ 0050 一O003 0022 O123妒15-I-妒25 0076 0199 0409 0043样本区间 19972014 19972014 20012014 19972014因变量 Ns S NS 1nS缓解国民储蓄率过高带来的压力，但也需谨防由此带来的投资动力不足、严重失业等问题。除GDP同比增速GR以外的自变量中，攀比效应甜、风险因素RF和人口抚养比PR等3个变量对国民储蓄率的平均弹性影响系数，均在5的显著性水

43、平上显著，且呈现出较为显著的非线性特征。具体而言，当GDP同比增速从低于7158的区间上升到区间(7158，23800)时，一方面攀比效应对国民储蓄率的平均弹性影响由一0131增至0035，这就意味着在经济高增长阶段，攀比效应水平加深会较大地促进国民储蓄率提升，帮助催生经济高增长与国民高储蓄共存的现象；另一方面，风险因素和人口抚养比对国民储蓄率的平均弹性影响，则分别由0054和0076降至一0005和一0211，表明当经济增长从低速向高速进阶时，收入风险冈素和人口抚养负担越高，对消减较高的国民储蓄率越具有积极影响，这一点与全球经济增长一般规律以及前述国民储蓄率决定机制理论模型较为匹配。三)模型

44、估计的稳健性分析这里主要采用删除部分样本和转换变量形式两种方法，系统考察上述实证模型估计结果的稳健性。1删除部分样本方法。在保持模型结构和变量不变的前提下，删除1997-2000年样本之后得到的模型估计结果如表3模型所示。将之与模型I对比不难发现，除了在习惯形成效应和风险因素两个变量估计系数的统计显著性上存在一些差异之外，两个模型的(m，r)均为(2，2)，位置参数和斜率参数较为接近，且各个变量估计系数的正负号均保持一致，彼此差异较小。这些结果佐证了模型I估计结果的稳健性。2转换变量形式方法。在保持模型结构和样本区间不变的提前下，因变量取对数之后得到的模型估计结果如表3模型所示。将之与模型I对

45、比可以发现，绝大部分变量估计系数的绝对值均变大，考虑到因变量的取值被通过取对数的形式进行了压缩，所以得到这种结果是必然的。除此之外，两个模型的(7,，r)均为(2，2)，位置参数和斜率参数的差异较小，各个变量估计系数的正负号也完全一致，进一步显示了模型I估计结果的稳健性。六、主要结论、研究不足与政策建议本文通过在一个持续增长的经济模型中，引入幸福经济学中的攀比效应、习惯形成和自我决定理论，对经济高增长背景下的高储蓄率现象进行了解释，并利用1997-2014年的样本数据进行了实证分析。研究发现，我国经济长期高增长不足以解释其万方数据66 统计研究 2016年12月国民储蓄率偏高的特征事实，深层次

46、的原因可能还在于：一方面居民在消费时由于受攀比效应、习惯形成等参照因素的影响较深，致使其当前消费带来的幸福水平相对未来消费而言将下降；另一方面是由于居民较为重视对未来各期消费的参照因素影响。这两方面因素在同等条件下致使居民的储蓄倾向增大，进而提高整个生命周期的幸福水平。长期来看，必然会形成经济高增长与高储蓄并存的现象。进一步对经济新常态期间的预测表明，国民储蓄率将随着经济增长率的下降而走低，需要谨防由此带来的投资动力不足、严重失业等问题。当然，由于本文模型假设的简化，还存在很多可能影响国民储蓄率的因素，如人口数量增长与结构变动、技术冲击、金融体制等并没有纳入模型分析，也没有将国民储蓄率进一步分

47、成居民储蓄率、企业储蓄率和政府储蓄率分别进行研究，因此存在较大完善空间。本文的结论具有较为明显的政策含义。根据本文的分析，我国经济长期高增长是致使国民储蓄率高企的重要原因之一，如欲降低国民储蓄率，那么适当调低经济增长率将具有较为显著的辅助作用。从这个角度而言，期望居民自动减少储蓄、增加消费来降低国民储蓄率是有失偏颇的。此外，合理引导居民摒弃不正确的攀比观念，持续增加消费的多样性、新颖性等来降低消费习惯因素带来的负面影响，增大居民对未来生活保障的良好预期，减少相关政策造成的不确定性，都有助于降低偏高的国民储蓄率，提升国民幸福水平。参考文献1M D Chamon，K Liu，E PrasadIncome Uncertainty and HouseholdSavings in ChinaEBOLNBER Working Paper(No16565)，20102F Modigliani，S L CanThe Chinese Saving Puzzle and the LifeCycle HypothesisJJournal of Economic Literature，2004，42(1)：1451703刘尧成中国储蓄率动态与影响机制研究