中国居民储蓄租金效应与收入效应的动态分析

中国居民储蓄租金效应与收入效应的动态分析已有的储蓄理论将储蓄的变动主要归因于以下因素：利率效应，如Gvlfason(1993)，Ogaki、Reinhart(1995)，等等；经济效应，如Zejan(1996)，Deaton(1997)，Vanhoudt(1998)，等等；收入效应，如Rossi(1988)，Edwands(1995)，Schmidt-Hebbel和Serven(2000)，等等；人口年龄结构效应，如Bosworth，Burtless和Sabellhaus(1991)，Deaton&Paxson(1994)，Sclmidt-Hebbel和Serven(2000)等等，另外还有通货膨胀效应、财富效应和国外储蓄效应等。这些理论主要与各学者所考察国家的情况相适应。具体到转型经济国家，则需进行具体分析。在此，我们借鉴各学者的理论分析及我国的现状，主要通过对国有金融机构和居民收入的规范分析，实证检验租金效应和收入效应对我国居民储蓄增长的影响。一、理论分析(一)“共有财产”与租金理论中国在过去20年的经济政策可以确定为“市场增进”式的。通过一系列制度改革，增强经济主体追求发展的内在激励，维持宏观经济稳定(青木昌彦，1998)。中国的金融深化过程是一个十分有趣的过程，虽然属于市场增进型的，却不同于“金融约束”。这里应用“模糊产权”租金假说来解释改革以来政府在金融发展进程中采取的政策。由于无法将由企业的政策性、制度性损失积累的银行不良债权与由企业和银行自身经营行为造成不良债权分离开来，无论企业还是银行的经营实绩都得不到准确的评价，于是在国有银行与国有企业之间出现了一个“共有财产”。这个“共有财产”的出现对于理解中国的金融深化过程是极其关键的。改革前银行与企业完全是国家所有，在银企之间也存在着一个“共有财产”，但那是无论银行还是企业都不存在各自独立权益时的真正“公有”意义上的财产，是全社会的公有财产。而改革中出现的这个“共有财产”只是在银企双方被界定各自产权以后所残留的部分。在公有财产制度中，无论银行还是企业都绝非权益主体，缺乏自主利益与分散决策的权力。企业的产量、银行的贷款规模都由各自上级按计划规定，利用公有财产谋取私利的动机与行为被获利机会所抑制。而一旦银企双方被划定利益界区，有了利益驱动时，利用界区内残留的“共有财产”的模糊性获利就成为一种常态。银行可以借此轻易地将损失转嫁出去，最常见的是以政策性亏损为由转嫁经营性亏损。并且这种转嫁欲望因为有了独立的利益界区要较从前公有财产时的愿望强烈得多，也容易实现得多。过去无论银行是否转嫁损失，银行的部门利益与个人利益都几乎是一定的，而当有了独立的产权界区以后，损失转嫁得越多，部门利益与个人利益越大。也正因为如此，我们才将全社会意义上的“公有财产”与银企之间的“共有财产”区分开来，对此，可以用如下简化式做出具体说明。银行的收益R=贷款收益R1+国债利息收入R2+上存央行利息收入R3-(营业费用C1+利息支出C2)在贷款利率一定时，贷款收益R1，是银行搜寻成本Cr与监督成本Cs的函数，即R1=R1(Cr,Rs)显然＞＞0，R=R1+R2+R3-C1-C2=R1（Cr，Cs)+R2+R3-C1-C2(1)对银行内部人来说，利用“团队”生产可能享有的工资外的“好处”是尽可能降低Cr、Cs与尽可能增大C1，为了降低Cr和Cs，银行不惜放弃R1，而共有财产恰恰为这种可能转化为现实提供了便利的渠道。显然将资金存放于中央银行和购买国债比寻找优质贷款客户并监督贷款的使用要容易得多。尽管做这样的选择会损失收益，但银行还是会减少R1，增加R2与R3。因为员工可以从Cr与Cs的减少中获得“休闲”的实惠。这是一种典型的激励不相容，在这种产权结构中，许多提供激励的制度安排都会变得失去本来意义，都将是外部损失最大化的。比如将存款最大化作为经营目标时，也会同时使成本最大化，而将风险约束加入经营目标中，又会成为贷款最小化。既然“共有财产”可以为银行转移亏损，并生出有形的和无形的利益，自然可以视作一种租金。所谓租金就是资源所有者得到的款项中超过那些资源在任何可替代的用途中所能得到的款项的那一部分(布坎南，1989)。在斯蒂格利茨的金融约束理论中，租金具有一种特殊的含义，是指官方将存款利率控制在均衡利率之下，为金融部门提供吸收储蓄的成本优惠即所谓“特许权价值”。斯蒂格利茨的金融约束理论是靠将“价格弄错”设租进而提供吸收存款的激励，而中国是通过这个特殊的“共有财产”设租的。通过共有财产，为银行吸收存款提供了一条转嫁成本的渠道，进而为金融部门提供了存款激励。实际地看，四大国有银行几乎都曾确立了存款目标，使职工工资同吸储挂钩，都曾不遗余力地改善营业设施，扩展其分支机构，不计成本地竞争存款。然而，这种激励却绝不同于斯氏的金融约束及其设想的政策效应；斯氏提出的金融约束是为民间部门设租，包括民间金融部门和民间非金融部门，而在中国是为国有金融部门设租；斯氏设想设租会激励正规金融部门将存款设施延伸到边远地带，进而将社会的储蓄纳入正规金融部门，而中国由于银行追求最小的搜寻成本，组织规模并没有更多地扩展到边远的农村地区，而是集中在城市人口密集区，形成过度存款竞争。当然也为民间金融悄然生长留下了空间。最有趣的不同还是国有金融部门的租金提供了在城市“金融服务密度上增强存款动员”的激励，却不能提供有效资产组合配置与贷款监督的激励，因此租金在中国创造了正规金融部门的存款流而非斯蒂格利茨提出的“利润流”。国家利用“模糊产权”为国有银行设租，改善了吸收存款的基础设施，使社会储蓄迅速集中到国有正规金融部门，金融总量得以扩张。需要指出的是，之所以将利用共有产权谋取的利益也作为一种“租金”，还因为这种利益的获取也是通过竞争，获取的存款规模越大越可以更多地外化损失，这种“特许权价值”就越大，租金带给银行内部人的存款就越多，个人奖金收入也就越多。(二)收入理论人均收入水平的高低也是一个解释国家间储蓄率差异的一个重要因素。Modigliani(1966)认为，在年老者的储蓄率不变的情况下，一个较高的增长率将会提高总量储蓄，因为经济增长会提高那些工作人员的总收入。该观点基于生命周期假说，把与储蓄行为密切相关的求学阶段、收入增加阶段和退休阶段联系起来(Modigliani和Brumberg，1954;Modigliani和Ando，1957)。事实上，储蓄似乎并不与收入增长正相关。Tobin(1967)指出不变的个人储蓄率仅仅与悲观的将来收入预期相关。如果工人能够正确预测将来收入的增长，根据生命周期模型，他们应该在今天消费得更多，因此，工作个体的储蓄率将下降，收入增长与储蓄的正向关系的经验证据将不存在。carroll和Neil(1994)肯定了滞后的收入增长似乎能解释高储蓄率。他们通常认为不确定性或者流动性约束消费模型都不能解释该结果。Keynesian(1936)储蓄函数和持久收入假说(Friedman，1957)都揭示了收入对储蓄的正向影响。Rossi(1988)用49个国家的时间序列数据，发现当期收入水平对储蓄率有正向效应的结论。在研究一组发展中国家时，Gupta(1987)认为储蓄对暂时收入做出正向反应。Koskela和Viren(1982)在研究一组工业化国家时，把暂时性收入定义为未预料到的收入变化，认为未预料到的实际收入对储蓄有正向的影响。Collins(1989)发现收入增长将会增加储蓄，特别是如果收入增长发生在高收入的家庭。持久收入假说(Friedman，1957)和生命周期假说(Modigliani和Brumberg，1954)均区分了持久收入和暂时收入的变化对储蓄的影响。在研究中，无论是对私人可支配收入的波动还是交易条件的变动的度量都是采用总量数据。简单的和极端形式中，持久收入的冲击应该被完全消费掉，暂时收入的冲击应该完全被储蓄起来，因而持久收入假说彻底地被拒绝了。但是证据也显示实际平均收入的暂时增加对储蓄的正向影响要比收入的持久增加影响大(Loayza，Sahmidt-Hebbel和Serven，2000)。几个多变量的跨国储蓄经验研究发现实际人均收入正向地影响储蓄率(Collins,1991；Selunidt-Helrbel,Webl)和Corsetti，1992；Carroll和Weil，1994；Edwards，1995；Sehmidt-Hebbel和Serven,2000)。发展中国家与发达国家相比，其收入对储蓄的影响要相对大一些，在中等和高收入水平的国家其效应逐渐减弱。在其他条件不变的情况下，发展中国家人均收入水平加倍，长期的私人储蓄率仅仅增加到占其可支配收入的10％(1，oayza，Schmidt-Hebbel和Serven，2000)。当然，实际上其他的条件不可能相等，而且经济发展也改变了人口结构与城市化比率，这都有可能降低储蓄。人均收入水平的增加可能导致较高的储蓄率。对富裕国家而言，由于投资的机会和增长相对较低，该效应的大小随人均收入水平上升时会下降甚至为负。这似乎成为一个发展过程的特征事实：包括初始低的储蓄率，一个高增长伴随着高储蓄率的时期和一个更加成熟的经济中的低储蓄率(Ogaki，Ostry和Reinhart，1995)。但是从长期来看，刺激经济发展的政策是一个间接且有效的提高储蓄率的方式。二、实证分析(一)数据和变量的意义本文选取居民收入实际增长率(Y)为了消除物价膨胀对收入的影响，我们进一步排除了价格水平(P)因素，从而计算出实际收入增长率对储蓄的影响，本文选用商品零售价格指数作为反应价格水平的指标。和金融机构数(G)1981年到2004年的历年数据作为影响居民储蓄(S)变动的因素，分别从整体上及分阶段对影响储蓄各因素的变动情况进行了分析。1.居民储蓄(S)。本文选取年底居民储蓄存款余额代表居民储蓄变量；2.居民收入实际增长率(Y)。我国目前尚无较完整的居民人均可支配收支统计，考虑到数据的可获得性，本文采用国民总收入代表居民可支配收入变量；3.金融机构数(G)。本文选取国有银行机构总数作为改变量的数值。由于建立的变量间存在单位的差异，为使分析结果具有可比性，采用S、Y和G的定基数据取自然对数的方法进行分析，分别表示为LnS、LnY和LnG。(二)LnS、LnY和LnG的平稳性检验本文利用Dickey&Fuller(1974)提出的ADF检验法对各变量进行单位根检验。ADF检验模型有三种设定模式，选择正确的设定模式十分重要。例如，对一个趋势平稳过程(TSP)来说，如果在单位根检验中选取了含时间趋势的模型设定模式，那么，拒绝单位根的可能性就很小。单整检验结果如下；表1单整检验结果变量检验形式（C，T，L）ADF值DW统计量LnS(C，0，1)-2.02171.8281LnY(C，0，1)-0.16871.6194LnG(C，0，1)-1.78912.4719ΔLnS(C，0，1)-3.6450**1.8356ΔLnY(C，0，1)-3.3696**2.0480ΔLnG(C，0，1)-5.5515***1.9679注：①C：截矩项，T：时间趋势项，L：变量滞后阶数。②*表示在10％的显著性水平上拒绝由单位根(非平稳)的原假设，**表示在5％的显著性水平上拒绝由单位根(非平稳)的原假设，***表示在1％的显著性水平上拒绝由单位根(非平稳)的原假设。由表可知，LnS、LnY和LnG的水平值均不能在1％的水平下拒绝单位根的原假设，表明我国1981～2004年度的LnS、LnY和LnG序列均可能是非平稳序列；而其一阶差分在ΔLnS和ΔLnY在5％显著性水平下，ΔLnG在1％显著性水平下，ADF检验应拒绝接受ρ=1的假设，故一阶差分是平稳过程I(0)，可进一步检验变量之间的协整性。(三)协整检验1.1981～2004年LnS、LnY和LnG的协整关系。单整检验已经说明LnS、LnY和LnG都是I(1)非平稳序列，进一步对变量之间的关系进行协整检验，以避免虚假回归。通过VAR模型确定滞后阶数K=1。检验结果可以看出，因为