一、引言

隨著經濟的高速增長，我國國民儲蓄率也在不斷上升。城鄉居民銀行儲蓄余額由1990年的7 119.6億元增加到2012年的399 551億元，年均增長20%，是同期GDP年均增長率的1.3倍，速度驚人。

根據2013年中國統計年鑒中的數據可計算得到，2012年整個國民經濟的儲蓄率達到了50.5%。消費和儲蓄是伴生的，屬于同一事物的兩個側面，由于消費需求是社會總有效需求的最主要部分，過高的儲蓄必然會導致過低的消費，過低的消費需求不利于推動經濟的增長。

大量關于中國高儲蓄現象的研究文獻中，預防性儲蓄動機占了主導地位。預防性儲蓄是指，當人們對未來預期收入存在不確定的情況下，為了預防未來收入的意外下降而增加的儲蓄。如果對于未來收入的不確定程度越高，居民預防性儲蓄的動機也就越強。宋錚（1999）把未來收入的不確定概括為兩種情況：未來個人情況的不確定即個人風險和未來宏觀經濟運行情況的不確定即系統風險[1]。

在眾多造成居民未來收入不確定的個人風險中，失業下崗、身體健康狀況的惡化是造成居民未來收入不確定的主要因素，相應的社會保障制度則能夠較好地起到增加居民收入、降低風險的作用。因此，我們將社會保障因素納入到研究的框架中。經濟波動、利率的不穩定、通貨膨脹率的變化等因素構成了市場經濟中的系統風險。從理論上來說，經濟增長了，收入也相應提高，儲蓄必然會增加，經濟發展到一定的階段，持續的增長就成為社會保障的基礎和動力，社會保障制度越完善，對居民的消費刺激越大，儲蓄的意愿也會隨之降低。由此可見，經濟增長與居民儲蓄、社會保障有著千絲萬縷的聯系，將系統風險中的經濟增長作為宏觀環境因素來考慮是有理論和現實意義的。因此，本文將對經濟增長、社會保障、儲蓄三者之間的關系進行計量分析，在向量自回歸模型 （VAR） 的基礎上構造脈沖響應函數（IRF），并建立包含變量之間長期均衡關系的向量誤差修正模型（VEC），以研究三變量之間相互作用的聯動關系。

二、文獻綜述

近年來，對儲蓄與經濟增長關系的研究不乏少數。劉金全、郭整風（2002）經過格蘭杰檢驗發現，儲蓄率與經濟增長之間沒有明顯的正相關關系，但實際GDP的水平值具有對儲蓄增量產生Granger反向影響的能力[2]；王幫俊、周勇（2004）運用協整方法對經濟增長與居民儲蓄進行檢驗，得出的結論是，1978年以后，儲蓄對經濟增長起到正向的影響作用，即儲蓄的增長促進了經濟的增長；而經濟增長對儲蓄增長的影響卻比較小[3]。陳利平（2005）通過引入消費攀比對儲蓄和增長的關系進行分析，認為我國的高儲蓄來源于高增長[4]。李楊和殷劍峰（2005）認為中國二十余年來經濟增長的核心機制是勞動力的持續轉移；而長期的高儲蓄率和高投資率則是與長期的勞動力轉移過程互為因果的必然現象[5]。汪偉（2009）以生命周期理論為出發點，并運用中國1989—2006年的省際面板數據考察了經濟增長、人口年齡結構變化以及它們的交互作用對中國儲蓄率的影響，得到的結論是，經濟高速增長與撫養系數的下降是導致中國儲蓄率上升的重要因素，經濟增長對儲蓄率上升的貢獻隨著適齡勞動人口數量的增加而被強化，但會隨著人口老齡化程度的加深而被弱化[6]。王文平（2012）通過研究發現，短期內儲蓄與經濟增長互為因果關系，但從長期看，兩者之間的因果關系是單向的，即經濟增長是儲蓄的格蘭杰原因，而儲蓄的增長并沒有推動經濟的增長[7]。社會保障與儲蓄方面，比較有代表性的研究有，袁志剛和宋錚（2000）通過構建一個疊代模型對當時人口年齡結構、養老保險制度與最優儲蓄率問題進行了研究。研究發現，在中國，人口老齡化與居民儲蓄存在正相關，但老齡化產生的儲蓄率并不是社會最優的儲蓄率，反而降低儲蓄率將成為帕累托改進的選擇[8]。穆懷中在其1998年所著的《中國社會保障適度水平研究》一書中得到的結論是，社會保障水平與國內儲蓄兩者之間明顯呈現出負相關的關系，即社會保障支出水平上升，儲蓄比重下降[9]。張繼海（2008）的研究結果表明，居民面臨自身壽命的不確定性，因此會增加預防性儲蓄和降低當期消費支出水平，只有建立強制性的社會保障體系才能有效降低居民不確定壽命的預防性儲蓄[10]。方麗婷、錢爭鳴（2012）采用非參數可加模型對社會保障和儲蓄的關系進行研究，結果表明，社會保障支出水平對城鎮居民人均儲蓄水平具有顯著的線性和非線性影響[11]。

以上研究成果分別對經濟增長與儲蓄、社會保障與儲蓄這兩類關系進行了研究，缺少從整體上對三者之間相互關系的揭示。經濟增長一方面會使居民收入增加，另一方面也會影響整個國家的社會保障支付水平，收入的提高和社會保障支付水平的變動必然會對儲蓄造成影響，因此三者在實際的經濟運行過程中存在著聯動關系。本文對經濟增長、社會保障、儲蓄三者之間的關系進行研究具有一定的現實意義，也彌補了原有的空白。

三、實證分析

（一）數據選取

為了揭示經濟增長、社會保障與儲蓄三者之間的關系，我們選擇合適的能反映三者的統計指標進行計量分析。本文用實際國內生產總值（GDP）的指標代表經濟增長；用國民儲蓄率（CXL）表示目前我國的儲蓄現狀；對于社會保障指標的選取，由于統計年鑒中“社會保障支出”項目1996年開始統計口徑有所變化，數據缺乏一致性，因此本文采用“城鎮居民轉移性收入”這一指標來反映社會保障實施情況。該指標雖然沒有完全涵蓋社會保障的方方面面，但已包涵絕大部分內容，故其具有一定的代表性。之所以選擇“城鎮居民”的轉移性收入，是由于2000年以前的統計年鑒中缺少“農村居民轉移性收入”的相應數據（1995年除外），而且從2000年至2012年的統計年鑒中可以發現，農村居民獲得的轉移性收入非常少，2012年該指標僅為686.7元，同年城鎮居民的轉移性收入為6 368.1，城鎮居民為農村居民的9.3倍，農村居民的轉移性收入對社會保障轉移收入總額影響很小。我國農村居民獲得的轉移性收入是通過轉移支付體系支付的各種社會救濟，而不包括社會保險收入，國家社會保障支出幾乎是針對城鎮居民而言，農村居民獲益甚小?；谝陨显颉?，城鎮居民轉移性收入”在一定程度上能反映國家社會保障實施的基本情況。我們選擇1987—2012年的國內生產總值（GDP）、國民儲蓄率（CXL）和城鎮居民轉移性收入（SHBZ）的年度數據作為實證研究的樣本。

在數據處理方面，為了消除通貨膨脹的影響，以1987年為基期，采用商品零售價格指數對數據進行調整。由于對數形式可以消除數據序列可能存在的異方差，因此我們對三個序列進行了對數處理，下面得到的結果都是以這些對數值為基礎。這三個對數序列分別表示為lnGDP、lnCXL、lnSHBZ，一階差分分別用吟LnGDP、吟lnCXL和吟lnSHBZ表示。

（二）實證檢驗

1援單位根檢驗。本文采用ADF單位根檢驗方法來確定各變量的單整階數。各變量的平穩性檢驗結果如表1所示。

2援 VAR模型。構建VAR模型必須要考慮滯后階數。滯后階數太大太小都不行，因此要綜合考慮從而確定最優的滯后階數。綜合考慮LR、FPE、AIC、SC、HQ等檢驗方法，最終確定模型最佳滯后階數為3，結果如表2所示。

按照滯后3階建立相應模型，得到VAR（3）模型的估計結果：

接下來需要對模型的穩定性進行檢驗。本文運用AR特征多項式的根進行檢驗，如圖1所示，所有的單位根都落在單位圓內，表明所構造的VAR\\(3\\)模型是穩定的，三變量之間存在長期穩定關系。

3.脈沖響應和方差分解。在已建立VAR模型的基礎上，進一步利用脈沖響應函數和方差分解法對三者之間的相互作用關系進行分析，從而更好地揭示三者之間的關系。脈沖響應和方差分解結果，如圖2-5、表3-5所示。

從圖2可以看出，當持續給經濟增長一個標準差信息的正向沖擊后，社會保障轉移收入呈現波浪式的起伏響應，在第2期達到最低點，在第5期到達最高點。說明在較長的一個時期內，經濟增長對社會保障轉移收入具有一定影響，但響應并沒有長時間持續在同一個方向。

從圖3可以看出，當在本期給社會保障轉移收入一個標準差信息的正向沖擊后，儲蓄率響應為負，并在第3期達到最低點，從第3期以后，儲蓄率對社會保障轉移收入一個正向沖擊開始轉為持續的正向響應，到第10期影響仍不衰減，表明從長期來看，社會保障對儲蓄率具有顯著的促進作用和長效的持久效應。社會保障在長期內并沒有起到“釋放”儲蓄的作用。

從圖4可以看出，當在本期給儲蓄率一個標準差信息的正向沖擊后，經濟增長并沒有立即響應，從第2期開始經濟增長對儲蓄的一個正向沖擊出現正響應，并持續到第5期，從第5期開始，經濟增長的響應由正轉為負。表明從長期來看，儲蓄率的提高并非起到促進經濟增長的作用。

從圖5可以看出，當給經濟增長一個標準差信息的正向沖擊后，儲蓄率在短期內會呈現負面響應，在第2期達到最低點，之后呈現長期持久的正面響應。因此，從長期來看，經濟增長會促使儲蓄率的上升。

從表3的結果可知：經濟增長預測方差，當滯后期為1時，100%來自于經濟增長自身，隨著滯后期數的增加，來自于自身的部分雖然有所下降，但最終還是穩定在52.38%，而社會保障和居民儲蓄雖然都有不同程度的增加，兩者之和的總貢獻率有47.6%，說明兩者對經濟增長有一定的影響和沖擊，經濟增長的方差大部分來自于自身。

從表4的結果可知：社會保障轉移收入在滯后期為1時，91%來自于自身，隨著滯后期的增加，來自于自身的部分下降，在50期的時候達到39.64%，而來自于經濟增長部分呈逐步上升趨勢，由0逐步上升到50.84%，儲蓄率部分前10期呈上升趨勢，之后開始下降，在第50期時為9.52%。說明社會保障的方差變動絕大部分來自于經濟增長因素，經濟增長對社會保障產生巨大的影響。

從表5的結果可知：儲蓄率自身的波動在逐漸減小，從第1期的74%減少到第10期的64.77%，在第50期為56.7%。而來自于經濟增長和社會保障部分呈逐步上升趨勢，兩者的總貢獻率在50期達到43.28%，表明經濟增長和社會保障對儲蓄率有較大的影響和沖擊。

4援非約束協整關系檢驗。為了研究lnGDP、lnSHBZ和lnCXL之間是否有長期穩定關系，我們需要對這三個變量進行協整分析。采用Johansen協整檢驗法，它是一種以VAR模型為基礎的檢驗回歸系數的方法。

Johansen協整檢驗有兩種檢驗統計量，分別是特征根跡（Trace）檢驗統計量和最大特征值（Maximun Eigenvalue） 檢驗統計量。對lnGDP、lnSHBZ和lnCXL之間的協整關系進行Johansen極大似然估計，選擇VAR的滯后階數為3，選擇有常數項的含線性確定成分的協整模型，得到結果如表6所示。

表6的檢驗結果表示，在95%的置信水平下采用跡統計量檢驗，三變量之間存在協整關系，因此我們可以認為lnGDP、lnSHBZ和lnCXL之間存在長期均衡關系，將該協整關系寫成數學表達式，并令其等于VECM，得到：VECMt=lnCXLt-0.09lnGDPt-0.05lnSHBZt+2.15（1）式（1）表明，lnGDP、lnCXL和lnSHBZ之間存在長期穩定的均衡關系。經濟增長1%，儲蓄率提高0.09%，經濟增長對儲蓄率有促進效應，該結論與圖4的分析結果一致。從長期看，社會保障轉移收入對儲蓄的影響呈現正面效應：當社會保障轉移收入提高1%，儲蓄率增長0.05%。在此基礎上建立VEC模型:

1）lnGDP的短期方程吟lnGDPt=-0.21vecmt -1-0.04 吟lnGDPt -1+0.19吟lnGDPt -2-0.3 吟lnGDPt -3+0.003 吟lnSHBZt -1-0.08吟 lnSHBZt - 2+ 0 . 22 吟 lnSHBZt - 3+ 0 . 24 吟 lnCXLt - 1+1.14駐lnCXLt-2+0.22吟lnCXLt-3+0.09（2）從式（2）可以看出，經濟增長率滯后一期和滯后三期的系數為負，滯后二期的系數為正，綜合來看，在短期內經濟增長對自身的抑制作用要大于促進作用；社會保障在短期內對經濟增長有正面促進作用，兩者形成了良好的互動關系；我國儲蓄率在短期內對經濟增長有促進作用。投資資金來自于儲蓄，如果儲蓄的增長引起了投資增長，而投資增長又引起了GDP增長，從而，儲蓄率的提高帶動了經濟的增長。

2）lnSHBZ的短期方程吟lnSHBZt=-1.15vecmt -1-0.89 吟lnGDPt -1+0.05吟lnGDPt -2+0.67 吟lnGDPt -3-0.15 吟lnSHBZt -1-0.55吟lnSHBZt -2-0.33 吟lnSHBZt -3+0.71 吟lnCXLt -1-1.82駐lnCXLt-2+1.55吟lnCLXt-3+0.26（3）從式（3）可以看出，經濟增長在短期對社會保障轉移收入既有促進作用也有抑制作用，雖然滯后二期和三期的經濟增長率為正，但小于滯后一期的經濟增長率的負面影響，綜合來看，經濟增長在短期內對社會保障轉移收入具有負影響；社會保障轉移收入本身滯后一期和滯后二期、三期對自身有負面的影響，這種影響更多地取決于滯后二期的影響；儲蓄率在短期內對社會保障轉移收入有正面的影響。

3）lnCXL的短期方程吟lnCXLt=-0.73vecmt -1-0.13 吟lnGDPt -1-0.13吟lnGDPt -2+0.1 吟lnGDPt -3-0.18 吟lnSHBZt -1-0.15吟lnSHBZt -2-0.15 吟lnSHBZt -3+0.56 吟lnCXLt -1+0.32吟lnCXLt-2+0.47吟lnCXLt-3+0.07（4）從式（4）可以得出以下結論：經濟增長在短期內對儲蓄率有負面作用。當經濟形勢好轉時，居民的心理預期也會有所變化，人們對未來往往持樂觀的態度，在“消費”和“儲蓄”兩者之間會更多傾向于“消費”；在短期內社會保障轉移收入對儲蓄率存在負面影響。社會保障體系降低了居民未來所要面臨的風險，基于預防性的儲蓄動機有所減弱，在一定程度上使消費得到“釋放”，消費支出增加，儲蓄自然就減少；短期內儲蓄率對自身存在正面影響。

（2）、（3）和（4）三模型的AIC以及SC值分別為-9.87和-8.1，說明模型的整體效果比較好。

綜合以上分析我們可以得到以下結論：經濟增長、社會保障和儲蓄三者之間存在協整關系。從長期看，三者之間相互影響。經濟增長對社會保障產生巨大的影響，但與以往研究所不同的是，影響并沒有持續在同一方向。同時，經濟增長也會促使儲蓄率的上升；社會保障對儲蓄率有顯著的促進作用，當社會保障轉移收入提高，儲蓄率也有相應增長；儲蓄率的提高并沒有起到促進經濟增長的作用。

從短期看，經濟增長對社會保障和儲蓄具有負面影響。雖然在短期內，經濟增長會使儲蓄率有所下降，但從長期看，經濟增長最終還是會導致儲蓄率的上升，即高增長帶來高儲蓄。社會保障對儲蓄存在負面影響。社會保障雖然在短期內能起到釋放消費，從而降低居民儲蓄的作用，但也僅限于短期。

四、啟示與建議

從長期來看儲蓄并沒有起到促進經濟增長的作用，由于社會保障制度的不完善等原因，使得社會保障并沒有使高儲蓄現象得到緩解。同時，經濟增長對社會保障的正面影響并沒有如我們預期的那樣存在持續性，因此我們可以考慮從以下幾個方面來采取相應的措施：

1.進一步完善社會保障制度。如果居民對未來有較強的不確定性預期，將會對其現期消費產生影響，即會減少消費，增加儲蓄。居民不確定性預期來源于兩方面，一方面是對未來支出的不確定性。例如患上重大疾病或突然遭遇意外造成巨大傷害所面臨的龐大的費用支出；另一方面是對未來收入的不確定性。例如失業或工資大幅度下降所造成的生活來源的減少。社會保障則起到穩定器的作用，社會保障體制越完善，未來的不確定性對居民當期的影響就越小，基于預防性儲蓄的動機也會變弱，從而釋放消費，降低儲蓄。在社會保障體系完善的環境下，居民的消費能力和消費信心也能大大提高，這對于擴大內需從而促進經濟增長也起到良好的推動作用。

2.政府應加大對社會保障的投入。目前，我國財政對社會保障的轉移支付不足，轉移支付水平很低，社會保障支出占財政支出的比重一直在11%左右波動，而世界轉移支付占財政總支出的平均比重在30%以上。同時，由于社會保障制度還存在多方面問題，居民基于預防性心理造成儲蓄率居高不下，用于消費的支出減少，不利于促進經濟的發展。因此，政府應當加大對社會保障財政支持力度，使社會保障支出在財政支出總額中的比重逐步提高，特別是在醫療、保險、社會救濟等方面的支出，使其覆蓋面更為廣泛，不管是城鎮居民還是農村居民，都能分享經濟增長的成果。

3.引導國民可支配收入向消費的轉移，并通過各種改革手段使儲蓄向投資轉化的渠道更為暢通。

投資是拉動經濟增長的三駕馬車之一，投資來源于儲蓄，儲蓄對經濟增長的影響程度，在很大程度上取決于儲蓄能在多大程度上轉化為有效的投資。如果在儲蓄到投資的轉化過程中遇到各種阻礙，即高儲蓄沒有轉化為有效的投資，資金沒有得到增值，那么，儲蓄并沒有成為推動經濟增長的驅動力也是必然的。如果從長期看，儲蓄率的提高并沒有起到促進經濟增長的作用，那么應考慮將政策的基本導向轉向刺激消費，通過刺激國內消費擴大內需，同時，加快各項改革，完善儲蓄-投資轉化機制，進一步完善資本市場，提高金融市場的有效性，從而實現促進經濟快速穩定增長的目標。

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