居民储蓄率论文范文

居民储蓄率论文范文第1篇

关键词：人口年龄结构 居民储蓄率 关系 抚养负担

问题的提出

江苏省作为我国东部经济发达地区，2010年GDP排名位于全国第二。在经济快速发展的同时，江苏省也保持着较高的国民储蓄率，2010年已高达58.39%。江苏省统计年鉴显示，2010年城乡居民存款储蓄额已达23334.8亿元，占当年总GDP的56.33%；企业部门储蓄额为19148.59亿元，占当年总GDP的46.22%；政府部门储蓄额569.95亿元，占当年总GDP的1.376%。从统计数据来看，居民储蓄和企业储蓄对江苏省高储蓄贡献较大，企业储蓄所占比例较小。

现有的关于高储蓄率的形成原因，学术界对其有不同的解释，比如：经济的快速增长，居民的“预防性储蓄”动机，社会保障体系的不完善，男女比例失衡以及人口结构的变动等。

全国第六次人口普查数据显示，江苏省全省常住人口中，0-14岁人口为10230180人，占13.01%；15-64岁人口为59861916人，占76.10%；65岁及以上人口为8567807人，占10.89%。国际上将年龄在 65 岁及以上的人口总数占总人口数的 7%作为衡量人口老龄化的起点，根据该标准，江苏省人口年龄结构在发生显著变化的同时，老龄化程度也在不断加快。那么江苏省的高居民储蓄率和江苏省人口年龄结构之间是否存在相关关系呢？本文对此进行验证。

人口年龄结构与储蓄率理论介绍

现有的关于人口年龄结构与储蓄率的关系研究基本上都是基于Medigliani（1954）提出的生命周期假说（LCH）。生命周期假说将人的一生分为年轻时期、中年时期和老年时期三个阶段。一般而言，在年轻时期，家庭收入低，但因为未来收入会增加，因此在这一阶段，往往会把家庭收入的绝大部分用于消费，有时甚至举债消费，导致消费大于收入，这时家庭中基本上没有储蓄或有很少的储蓄。进入中年阶段后，家庭收入会增加，但消费在收入中所占的比例会降低，收入大于消费，因为一方面需要偿还青年阶段的负债，另一方面还要把一部分收入储蓄起来用于防老。退休以后，收入下降，这时需要依靠年轻时的储蓄来消费，从而社会储蓄率又会下降。1976年，Medigliani对生命周期理论进行扩展，认为储蓄率会随被抚养人口的比例上升而下降，随劳动者人口比例上升而上升。

LCH理论是从微观行为经济学的角度来研究人口年龄结构变动与储蓄的关系，Coale and Hoover（1958）从宏观角度提出了人口转变过程的“抚养负担假说”（Dependency Hypothesis，DH）。该假说认为，下降的婴儿死亡率和上升的生育率导致劳动年龄人口背负的少儿抚养负担上升，导致社会储蓄随之减少。随着生育率的下降和经济活动人口的急剧增加，劳动年龄人口背负的少儿抚养负担减轻，社会储蓄也增加。最后，人口年龄结构变动表现为巨大的老龄抚养负担，这将削弱储蓄力度并使经济增长速度减缓。

文献综述

一些学者以生命周期理论和抚养负担假说为基础进行了相关实证研究。Loayza等（2000）在Schmidt（1996），Higgins（1998）研究的基础上，运用面板数据进行分析得出少儿抚养负担比和老年赡养负担比与储蓄率呈负相关关系。Kraay（2000）通过不同国家截面数据的估计，认为老年抚养负担比对社会储蓄率存在显著的负作用，而少儿抚养负担比对储蓄的影响并不显著。汪伟（2009）运用中国1989-2006年的省际面板数据，得到少儿抚养比对居民储蓄影响为负，老年抚养比对居民储蓄影响为正，且均显著。李魁（2010）通过采用全国30个省市1990-2006的面板数据，主要运用二步系统GMM法进行研究，发现少儿抚养负担比对储蓄率有负的影响，在10%水平上显著，老年赡养负担比对储蓄率有正的影响，但是效果不显著。王麒麟、赖晓琼（2012）以1999-2009年的省际面板数据为样本，运用Hausman检验，实证分析表明人口年龄结构对我国储蓄率的影响存在明显城乡差异。

总体来看，关于人口年龄结构与储蓄率的关系，至今还没有一个明确的定论。已有的研究大多是利用面板数据对储蓄率进行整体的研究，较少将其细分，并且具体到省际的研究也较少。本文研究江苏省人口年龄结构变动对城镇居民储蓄率和农村居民储蓄率的影响，为江苏省关于人口与社会经济协调发展方面提供对策建议。

数据、变量选取

由于本文要考虑人口年龄结构对储蓄率的影响，选择江苏省1995-2010年城镇居民人均储蓄率和农村居民人均储蓄率数据作为被解释变量，以区分城乡差别的特点。其中，城镇居民人均储蓄率（CS）和农村居民人均储蓄率（US）分别是城镇居民人均储蓄额和农村居民人均储蓄额与各自人均可支配收入的比率。在作为人口年龄结构的解释变量里，本文选择少儿抚养比（FC）和老年抚养比（FO）作为衡量人口年龄结构的指标。假定N、L、O、C分别表示总的人口数量、劳动力数量（14-64岁人口数量）、老年人口数量（65岁以上人口）和少儿人口数量（0-14岁人口数量），少儿人口抚养负担比FC用C/L表示，表示每100名劳动力要抚养的儿童数量，老年人口赡养负担比FO用O/L表示，表示每100名劳动力要赡养的老人数量。从微观上来讲，人口自然增长率同居民储蓄率存在一定的关系，所以引进江苏省人口自然增长率，用NR表示。

以上数据由中国统计年鉴和江苏省统计年鉴整理得来，由于考虑到各种数据指标的可得性、完整性和有效性，数据区间选取为1995-2010年。

实证分析

由于时间序列往往存在非平稳性，为保证建立的回归有意义，应先对各序列进行平稳性检验，再在此基础上进行协整检验和Granger因果关系检验，并建立相应的误差修正模型。

（一）平稳性检验

本文为考察人口年龄结构与与城镇居民储蓄率的关系，选取1995-2010年的时间序列数据进行测算，分析城镇居民储蓄率（CS）和农村居民储蓄率（US）分别与少儿人口抚养负担比（FC）、老年人口赡养负担比（FO）、人口自然增长率（NR）的协整关系。各序列的平稳性检验结果如表1所示。

由表1结果可知，上述序列除人口自然增长率在原序列平稳外，其余序列经过一阶差分后均不存在单位根，为平稳序列。

（二）协整检验

从上述ADF检验结果可知，城镇居民储蓄率、农村居民储蓄率与少儿抚养负担比、老年抚养负担比、人口自然增长率符合协整的必要条件。分别对城镇居民储蓄率和农村居民储蓄率与各自变量进行OLS估计，建立回归方程，结果如下：

CS=50.39658-1.586298FC+ 0.302968FO+2.728209NR （1）

t= 2.5987 -7.0439

0.294812 2.8644

R2 =0.9029， F=33.3552，DW=2.0091

US=-2.866137+0.970690FC+ 0.896333FO-4.244340NR （2）

t= -0.154251 4.498764

2.9103 -4.6510

R2 =0.9057， F=22.3758，DW=2.40739

上述模型回归效果比较理想，然后对上述两个回归模型的残差序列E1和E2进行平稳性检验，仍然采用ADF检验。若平稳则可证明上述变量之间是协整关系，具体结果见表2。

通过对两个回归方程的残差序列E1和E2进行ADF检验，结果显示，E1的t检验值为-6.971217，在1%显著性水平上通过检验；E2的t检验值为-3.872195，在5%的显著性水平上通过检验。说明两个残差序列均平稳，意味着城镇居民储蓄率和农村居民储蓄率与各指标之间存在长期协整关系。

根据上述协整方程，分指标情况看：第一，少儿抚养比对城镇居民储蓄率的影响为负，对农村居民储蓄率影响为为正，并且影响效果显著；老年人口抚养比对城镇居民储蓄率影响和农村居民储蓄率影响均为正，但是对城镇居民储蓄率影响不显著，对农村居民储蓄率有显著的影响。第二，少儿抚养比对城镇居民储蓄率负的影响大于老年负担比对其正的影响，少儿负担比每下降1个百分比，城镇居民储蓄率增加1.586个百分点；老年负担比每上升一个百分点，城镇居民储蓄率上升约0.303个百分点。少儿抚养比对农村居民储蓄率的影响大于老年负担比对其的影响，少儿抚养比下降一个百分点，农村居民储蓄率下降0.971个百分点；老年负担比每上升一个百分点，农村居民储蓄率上升0.896个百分点。第三，人口自然增长率对城镇居民储蓄率有正的影响，其每增长一个百分点，城镇居民储蓄率增加2.728个百分点；但对农村农村居民储蓄率有负的影响，其每增加一个百分点，农村居民储蓄率下降4.244个百分点。第四，从常数项来看，城市居民存在更多的自发性储蓄行为，农村居民相对来说自发性储蓄比较少，这个可能与城镇居民和农村居民收入高低有关。

（三）误差修正模型

上述分析证明城镇储蓄率和农村居民储蓄率与各因素之间存在协整关系，根据协整理论，存在协整关系的经济变量之间可以建立误差修正模型，把各个影响城镇居民储蓄率和农村居民储蓄率的影响指标的短期行为和长期变化结合起来。先对各自变量序列进行一阶差分，再进行回归分析，纳入误差修正项，建立误差回归模型（3）和（4）：

DCS=12.46441+0.540489DCS（-1）+0.577721DFC+1.568364DFC（-1）-1.743938DFO-1.686220DFO（-1）+11.89308DNR-10.45389DNR（-1）-0.919043ecm （3）

上述误差修正模型常数和误差修正项的t值分别为：

t=（-1.958373），（2.965464）， （3.050599），（2.391702），（2.944830）， （2.952219），（-2.378873），（-2.763881， （-3.109256）

R2 =0.8919 F=21.29877

DW=2.553747

DUS=-14.39142-0.121804DUS（-1）-0.527489DFC-1.25919DFC（-1）+ 1.685201DFO +0.950451DFO（-1）+ 5.010568DNR-1.647784DNR（-1）- 0.591880ecm （4）

上述误差修正模型常数和误差修正项的t值分别为：

t=（-1.978498），（-2.332162）， （-2.402645），（-1.987975），（2.539363），（1.890086），（2.373466），（-2.063968）

R2=0.9124 F=21.419295

DW=2.018500

以上数据说明上述两个模型拟合度较好，变量之间无明显共线性。误差修正项为负，说明均衡误差对短期波动收敛于长期均衡有较好的调节作用。当城市储蓄率和农村居民储蓄率与各影响因素之间出现不适应时，误差项能够在其中起到迅速调节作用。

（四）Granger因果关系检验

为进一步考察年龄结构与居民储蓄率的关系，本文采用Granger因果关系检验法来判断江苏省城镇居民储蓄率和农村居民储蓄率与各影响因素之间的因果关系。检验结果如表3、表4所示。

由表3可知，老年人口负担与城镇居民储蓄在一定程度上不存在因果关系，少儿人口负担和人口自然增长率与城镇居民储蓄率之间存在单向的因果关系。

由表4可知，少儿人口负担比和人口自然增长率与农村居民储蓄率存在双向的因果关系，老年人口负担比与农村居民储蓄率之间存在单向的因果关系。

（五）脉冲响应分析

为了反映少儿负担比和老年负担比对城镇居民储蓄率和农村居民储蓄率之间的长期动态影响，可通过绘制脉冲响应图来衡量。

由图1可知，少儿抚养比对农村居民储蓄的影响是一个长期的过程，大约从第1年持续到第20年，影响最大的是前10年，在第15年后开始逐渐减弱。

由图2可知，老年抚养比对农村居民储蓄的影响持续时间长达15年，影响最大的是前8年，在第10年后开始逐渐减弱。

由图3可知，少儿抚养比对城镇居民储蓄率的影响同样是个长期的过程，影响最大的是前5年，从第7年后影响开始逐渐减弱。

江苏省少儿抚养比对城镇居民储蓄率有显著的负影响，对农村居民储蓄率有显著的正影响，即少儿抚养比的下降使城镇居民储蓄率上升，农村居民储蓄下降，这可能与城乡居民收入水平差距较大有关。江苏省2010年城镇居民家庭人均收入为22944元，农村居民家庭人均收入为9118元，城镇居民家庭人均收入大约是农村居民家庭人均收入的2.52倍。城镇居民收入较高，少儿负担减轻了，在消费水平既定的条件下，能够储蓄的钱相对增加。老年抚养负担对城镇居民储蓄率的影响比较模糊，城镇社会保障政策的相对完善，而且老人有更多的再就业机会等原因，使老年抚养负担的增加对城镇居民储蓄率没有太大的影响。农村居民收入相对较低，除去日常生活消费开支外，能储蓄的钱相对较少。少儿负担的减轻，农村生活条件的改善使农村居民消费能力增强。虽然农村养老保险政策正在逐步贯彻实施，但各地还是存在差别，同时人口抚养负担对农村的影响年限长于城镇，所以农村老年抚养负担对农村居民储蓄仍然存在正的显著影响，预防性养老储蓄在农村还是比较普遍。人口自然增长率对城乡居民储蓄率的不同效应影响，进一步说明了城乡居民收入水平的差距和农村居民养老保障体系的不成熟。

结论

本文对江苏省人口年龄结构对城镇居民储蓄率和农村居民储蓄率的协整关系和Granger因果关系进行检验，发现江苏省少儿抚养负担比和老年负担比对江苏省城镇居民储蓄率和农村居民储蓄率存在长期协整关系。并且少儿人口抚养负担和人口自然增长率与城镇居民储蓄率存在因果关系，老年人口负担和人口自然增长率与农村居民储蓄率存在因果关系。同时绘制脉冲响应图，说明人口抚养比对城乡居民储蓄率的长期动态影响，结果显示，人口抚养负担对农村的影响时间年限长于对城镇的影响时间年限，抚养负担对农村居民储蓄率的影响相对城镇居民储蓄率来说更加深远。

基于本文的研究结论，笔者提出以下建议：在加快经济发展的同时，提高居民消费水平，特别要鼓励城镇居民消费，用消费拉动内需；增加农民收入，缩小城乡差距，促使城乡协调发展；进一步完善社会保障体系，尽快完善和贯彻实施农村养老保障政策。

参考文献：

1.Anselin，L.，Spatial Econometrics； Methods and Models，Kluwer Academic Publishers，1998

2.Loayza，N.，Schmidt-Hebbel，K.and Servn，L.，What Drives Saving across the world，Review of Economincs and Statistics，2000，82（2）

3.Kraay，Aart. Household Saving in China[J].The World Bank Economic Review，September，2000，14 （3）

4.汪伟.经济增长、人口结构变化与中国高储蓄[J].经济学季刊，2009（7）

居民储蓄率论文范文第2篇

自经济体制改革以后，我国国民收入分配的格局发生巨大变化。变化之一是居民收入在国民收入中的比重迅速提高。这使居民的消费和储蓄行为对于经济发展有越来越重要的意义。探讨中国居民储蓄行为的规律，找出主要决定因素，并在此基础上对储蓄的变化趋势做初步预测，成为确定本论文研究题目的宗旨之一。

与西方经济理论比较，我国关于居民储蓄行为的研究尚处于起步阶段。因此，本研究将在较大程度上借助西方主要的储蓄理论，并且针对中国的具体国情做必要的修正。

论文将居民储蓄定义为个人可支配收入减去个人消费的差额。其实物形态有金融储蓄与实物储蓄两部分。金融储蓄包括现金、存款以及各种有价证券的增加量；实物储蓄包括本期购买的各种耐用消费品以及住房等价值非一次性损耗的商品扣除折旧后余额的增加量。但在分析过程中由于数据原因无法沿用此定义时，将做必要的修正。

二、关于研究方法

论文以实证分析为主，根据各种被认为可能会对储蓄产生重要影响的因素，依次对绝对收入理论、生命周期理论和永久收入理论模型进行检验。检验得出两类结果。第一，证实不同理论对于中国居民储蓄行为的适应程度，以及该适应程度随经济环境变化而改变的性质；第二，确定影响中国居民储蓄行为的主要因素，并据此建立预测模型。

被认为可能是决定我国居民储蓄行为模式的主要因素有：强迫储蓄，绝对收入水平，收入增长率，利率与通货膨胀率，社会保障，信贷约束，遗产动机。论文的第三章至第七章分别就这些因素的分析依次展开。各章基本上循理论探讨、建立模型、模型检验和对检验结果分析的思路进行。当对各国素的实证分析依次完成后，即确认出储蓄的主要决定因素。

三、关于基本结论和基本结论形成过程简述

l、我国基本国情决定1979年以前居民储蓄的行为模式主要被绝对收入理论解释。1979年以后这一特征依然存在，但逐渐减弱。生命周期以及永久收入理论这些具有跨时预算约束特征的储蓄理论，对79年以后的居民储蓄行为的解释力迅速增强，并且形成预测的理论基础。

从理论角度考察，绝对收入理论对于1979年以前的居民储蓄应该有较好的解释效果，但数据方面的原因使实证分析结果难以对此给予有力的支持。79年以后对绝对收入理论的检验效果较好。这—现象可以从两方面得到解释。第一，分析期间较短，只有14年，不足以暴露绝对收入理论关于长短期实证结果不一致的矛盾；第二，居民收入水平由很低速提高，可以表现为很好的收入水平决定储蓄的特征。

生命周期理论和永久收入理论对1979年以前的居民储蓄解释效果很差。主要原因在于居民过低的收入水平。1979年以后居民收入水平迅速提高，决定了这两个理论的解释力提高。

在研究过程中发现，的确存在一个收入水平的临界线，在该临界线以下，居民储蓄行为较好地服从绝对收入理论；在该临界线以上，居民储蓄行为较好地服从生命周期理论和永久收入理论模式。论文提出我国居民平均收入的临界线可大致定位于250万元的假定。按照这假定，随我国经济体制改革的深入和经济持续稳定增长，居民储蓄行为应该更好地由跨时预算约束类储蓄理论解释。

2、到目前为止，在劳动生产率增长与人口增长这两个收入增长源中，真正影响居民储蓄的因素是人口增长。更确切地说是劳动人口增长。

在53——92年期间，我国劳动生产率在绝大部分的时间内徘徊于较低的水平只是八十年代以后有所提高，但提高幅度有限，无法对居民储蓄的变化做有效解释。相反，劳动人口增长与储蓄率提高之间有良好的吻合。论文运用由生命周期理论模型为基础得到的人口年龄结构模型进行检验。检验结果很好地证实我国劳动人口增长对于居民储蓄率有重要的作用。同时，这—结果也证实了我国经济学界比较流行的观点，即我国的经济增长主要依靠单纯投入量增加维持，而非投入产出率的提高。这一结论提示，如果其它条件不变，劳动力资源供给状况的改变将会在很大程度上决定社会储蓄的规模，从而影响投资规模和经济增长速度。

3、1955一1978年，强制储蓄是我国居民储蓄中一个不可以忽视的重要内容，但该成份在1979年以后减弱。目前已达到可以被忽略的程度。

分析居民储蓄的强制成份时采用Feldenstein等人的方法，即将被管制的物价水平还原为可以反映市场供求状况的真实价格，建立基本分析模型，考察在真实价格下居民储蓄与在管制价格下居民储蓄的差异，从中发现强制储蓄的程度。由于用这种方法设定的参数a中可能包含因社会货币化程度提高导致高估储蓄被强制程度的因素，需要用货币需求函数做为辅检验模型。检验的结果发现1979年以前货币化程度的变化很小，对货币需求的影响也很弱。79年以后货币化程度提高幅度较大，在较大程度上椎动货币需求的扩张。剔除货币化程度提高的因素后，居民储蓄中强制的成份有79年以前较多、79年以后减少的变化。结合中国社会科学院1986--1987年的居民家庭抽样调查结果，可以大致估计至八十年代中期，强制储蓄占居民储蓄的成份低于1/3。进入九十年代该比重继续下降。由此可以认为，强制储蓄已经不是影响我国居民储蓄的主要因素。

4、利息率和通货膨胀率不构成影响我国居民储蓄的主要因素。

用收入增长的储蓄模型对储蓄率与利息率的关系做回归分析后发现，利率弹性由79年以前的负值转为79年以后的正值。弹性的显著性略有提高，但均未达到显著的程度。由此可以得出我国居民储蓄的利率弹性很低的结论。论文对这一现象的解释主要从利率敏感性和财产的期限结构两个角度进行的。

利率的敏感性指人们对于利率变化的反应程度。很低的利率敏感性必然有低利率弹性。利率敏感性的高低主要取决于收入水平和利率水平。我国居民长期的低收入水平从根本上决定利率的弹性很低，无论是正的弹性还是负的弹性。改革以后居民收入水平迅速提高，但到1991年（本论文的截止分析期），居民财富积累依然有限。这使79年以后利率弹性略有提高但仍未高到足以影响居民储蓄的程度。低于真实利率水平的名义利率也会抑制利率的敏感性。我国长期实行严格的利率管制以及过低的利率水平在很大程度上抑制了利率的敏感性和储蓄的利率弹性。

在利率敏感性既定的条件下，居民财产期限结构是影响利率弹性以及弹性正负方向的重要因素。利率对储蓄的影响有正的替代效应和负的收入效应。利率的弹性则取决于两个相反的效应相互抵消的结果。当财产以长期为主时，利率的替代效应较强；当财产以短期为主时，利率的收入效应较强。我国人口增长的特征、金融市场的发达程度和收入水平决定居民财产以中短期为主，这决定了79年以前利率很弱的负效应和79年以后略有提高但依然很弱的正效应。

按照我国人口增长、收入增长和金融市场的发展趋势，我国未来一段时期内以替代效应为主的利率弹性会略有提高。但可能仍然不会成为影响储蓄的主要决定因素。

实证结果发现通货膨胀对储蓄率有不显著的负效应。对这一现象的解释是我国长期低收入水平下过低的财富积累水平和货币幻觉的作用。1979年以后随我国居民收入水平提高，通货膨胀对储蓄的影响力可能会增强，但货币幻觉的作用又使这一影响力不确定。货币幻觉的存在可以使通货膨胀对储蓄形成两种相反的作用，因而减弱通货膨胀的作用力度。

由分析得出的结论是，无论现在还是将来，都不宜将利率与通货膨胀率作为决定居民储蓄率的重要因素。

5、社会保障程度对我国居民储蓄率起到明显的抑制作用，但不改变居民储蓄率的基本模式。这意味着除非社会保障制度发生变化，否则，该因素对居民储蓄率的变化没有影响。

根据中国现有的社会保障体系主要覆盖城镇国有企业职工的特点，将社会保障对储蓄影响的分析分别就城镇与农村进行。所依据的基本理论是生命周期假说。

研究发现，我国正在进行的社会保障制度变革可能使城镇居民储蓄率略有提高，农村居民的储蓄率则由于农村社会保障制度的发展进程缓慢，在相当长的时期内不会因此发生变化。考虑到农村人口占中国人口的绝大多数，若按人口平均的话，社会保障制度变革对我国居民储蓄的可能影响不大。因此，可以将社会保障的因素排除在决定我国居民储蓄的主要因素之外。

6、信贷约束对我国居民储蓄有一定影响。用永久收入模型检验，发现79年前后信贷约束有从很强到开始缓慢减弱的变化过程。因此判断，79年以前较强的信贷约束可能构成抑制居民储蓄和消费行为的跨时预算约束特征的因素之一。79年以后信贷约束减弱则有助于加强该特征。但是，从79年以后收入大幅度提高与信贷约束缓慢减弱的情况看，信贷约束并不构成决定居民储蓄率变化的主要因素。

7、遗产动机目前不构成我国居民的主要储蓄动机，估计遗产在居民财富中所占的比重很低。遗产动机的强弱以及遗产率（遗产占财产的比重）取决于居民收入分配的非均衡程度。按照我国经济学界的一些研究成果，一段时期内收入分配的非均衡程度将会随收入增长进一步扩大，居民的遗产动机也会和遗产率也会提高。遗产动机对我国居民储蓄的影响会加强。但如果遗产率基本稳定并且遗产不占财产的主要比重，遗产动机的存在基本不影响居民的储蓄模式。根据西方经济学界的有关研究，该假设条件在发达国家存在。由此可以初步认为，居民遗产在我国居民财产中有增加的趋势，但并不影响居民的储蓄行为模式。考虑到遗产动机的大小随收入增长扩大的性质，可以将该因素纳入到收入增长的储蓄模型中一并考虑。

8、对各相关因素做逐一分析后，可以认为在未来的一段时间内影响我国居民储蓄率的最主要因素是收入增长。如果假定社会的劳动生产率不变，用人口变化趋势的有关数据对劳动人口增长的储蓄模型进行趋势预测，发现直到2010年以前，居民储蓄率呈稳定上升的趋势，此后趋于下降。因此，从现在起直至2010年是我国的储蓄和社会财富积累的黄金时期。紧紧抓住这一由人口变动规律创造的机会，为2010年以后的经济持续增长和社会保障奠定丰足的基础，具有十分重要的战略意义。

四、关于基本结论的政策含义

首先，绝对收入水平对目前我国居民储蓄的重要影响意味着高收入阶层的储蓄在—定程度上是我国居民储蓄的重要来源。因此，不必过急地采取消除收入差异的税收政策，以便尽可能多地挖掘储蓄资源。但是，绝对收入对居民储蓄的决定作用正逐渐被收入增长替代的趋势，则意味着高收入阶层对社会储蓄有较多贡献的基础正在减弱。顺应这一趋势，应及时消除意在扩大储蓄的收入差异税收保护。

居民储蓄率论文范文第3篇

关键词：居民收入 通货膨胀率 利率 居民储蓄

中图分类号:F830文献标识码:A

文章编号:1004-4914（2010）12-043-03

一、引言

近几十年来，我国经济总体上保持了持续、稳定、健康的发展态势，居民储蓄也因此而不断增长。截至2009年末，中国城乡居民储蓄存款突破26万亿元（如图1）。对于巨额储蓄的存在，各方观点不一。积极的观点可以总结为：一方面支持了我国改革开放以来大规模的基础设施建设投资的需要，另一方面也说明我国居民生活水平的不断提高；再者，可以支持我国反腐败的进程，因为有关学者认为的款项是储蓄的来源之一（张力生,罗永进，2005）。持批评态度的人认为：巨额储蓄的存在也给我国各方面带来了一些负面效应，例如：储蓄的增加使得居民消费需求下降，迫使政府财政赤字、国家债务连年增加，使得政府的宏观调控不能伸缩自如，财政政策的自动稳定器功能被削弱，仅能通过中央银行的货币政策发挥效力，而根据罗伯特・蒙代尔的政策指派理论，这又使得我国对内的经济调控功能被削弱；另一方面，储蓄的迅速攀升使得我国金融机构的资本充足率不断下降，特别是国有金融机构自身的经营状况又连年处于亏损状态，不能靠自身结余来补充资本金，而通过发行债券、央行贷款，毕竟不是长远之计。不但会造成银行债务的不断积累，而且会造成社会通胀压力。这一系列原因又增大了国有金融机构乃至整个金融行业的经营风险。

已有的储蓄理论将储蓄的变动归因于以下因素：利率效应，如Balassa(1992),Gvlfason(1993),Ogaki,Ostry和Reinhart(1995)等等；经济效应，如Carroll和Weil(1994),King和Levine(1994),Blomstrom,Lipsey和Zejan(1996),Paxson(1996),In和Doucouliagos(1997),Deaton(1997), Vanhoudt(1998)等等;收入效应，如Modigliani(1966),Gupta(1987),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),Chmidt-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。具体到我们转型经济国家，则需进行具体分析。对此，本文考虑主要从居民收入、通货膨胀与利率三个角度来考察一下其对我国居民储蓄的影响，以期得出我国居民储蓄增长的相关解释。

二、理论分析

关于收入增长与储蓄增长的关系，众所周知，是一种正相关关系。在此我们重点分析一下利率与通货膨胀变化对储蓄的影响关系。

（一）利率效应

很长一段时期内，经济学界认为储蓄与利率之间存在简单的正相关关系。高利率可以使储蓄者增加收入，因而刺激储蓄。但在现代经济学中，越来越多的经济学家认为利率与储蓄的关系并不简单，存在利率对储蓄的相反作用，以至于利率对储蓄的最终结果可能是含混不清的。

经济学家们做的大量实证分析似乎也证实了这些观点。在比较典型的实证分析中，伯斯金(Boskin)(1978)、萨莫斯(Summers)(1982)、吉尔法萨(Gylfasa)(1981)、巴拉萨(Balassa)(1989)等人认为利率对储蓄的影响是正的，储蓄的利率弹性在0.3-3.4之间。在赖待(Wright)(1967、1969)、韦伯(Weber)(1970、1975)和莫迪利亚尼（Franco Modigliani）(1990)的研究中，发现利率对储蓄的影响是负相关的或者是含混不清的。

我国经济学界有相当一部分观点认为利率对居民储蓄影响很大，而且是正的影响。如谢平(1993)，徐燕(1992)。在徐燕的实证研究中，发现1978-1987年居民储蓄对实际利率变动敏感，实际利率变化会导致储蓄额同方向变化。也有一些研究认为利率对居民储蓄的影响不大。如刘尚希(1992)，张文中、田源(1990)。在张文中、田源的实证分析中，发现1979-1987年实际利率对居民储蓄的系数小于零但不显著，同期利率对城镇居民储蓄的系数大于零。张文斌(1991)对同期居民储蓄的研究也发现实际利率对储蓄的影响较小，相关系数仅0.56，且为负相关。

以上研究虽然针对同一时期的居民储蓄行为，但结论有较大差异。这与研究者使用的方法以及数据不同有关。但无论怎样，说明理论界早已意识到我国储蓄并没有十分完全地遵循“利多多储，利少少储，无利不储，负利减储”的简单逻辑。进一步探索储蓄与利率的关系，从理论上给予透彻解释，无论对于理论还是实践，均有十分重要的意义。

（二）通货膨胀效应

如同利率一样，现实生活中通货膨胀对于储蓄的影响也是多重的，既可能产生收入效应，也可能产生替代效应，或者，无论哪一种效应均不显著。

大量的实证分析显示出不同的结果。安格斯・迪登(Angus Deaton)的研究发现英国70年代高储蓄率伴随高通货膨胀率，未预料的通货膨胀对储蓄产生正效应；莫迪利亚尼(1970)年的研究发现通货膨胀对几个经济共同体成员国的储蓄率产生负效应；艾荷利勃(Aghevlib)等(1970)对41个发展中国家的实证分析发现这种关系为不显著的正效应。张文中、田源(1990)对中国居民储蓄的实证分析发现1950-1978年间，通货膨胀对储蓄的作用为不显著的负效应，1979-1989年为不显著的正效应。

我国经济学界对这一问题的看法也不尽相同。但较多的观点认为，通货膨胀会抑制储蓄。普遍的解释是：当较严重的通货膨胀发生时，人们会提取存款抢购实物，形成储蓄存款增长减慢，甚至形成负增长。显然，这种观点与居民提款购买实物，用实物储蓄代替货币储蓄有关。按照我国狭义的储蓄概念，储蓄仅限货币存款，实物储蓄未列入储蓄范畴，货币存款减少自然意味着储蓄的减少。如果按照广义的储蓄定义，上述观点应当改为：通货膨胀会使储蓄的结构发生变化，储蓄总额及储蓄率不受影响。因为，人们提取存款购买的实物，多为耐用消费品，或需要长时间消费的日用消费品之类，这些实物量的增加均属于储蓄的范畴。

另有一种观点认为，通货膨胀对储蓄的影响比较复杂，取决于通货膨胀对实际收入的影响程度、人们对通货膨胀的心理承受能力以及对通货膨胀的预期等多种因素。当通货膨胀率超过名义收入增长时，实际收入下降。人们为了维持原有生活水平，会降低储蓄。当通货膨胀的速度低于名义收入增长，实际收入保持增长，储蓄率可能不变其至提高。如果人们对通货膨胀的预期低于实际发生的通货膨胀程度，人们将会在较大程度上调整预期，并调整消费和储蓄，使通货膨胀对储蓄产生较大的影响，反之较小。

三、实证分析

在以上理论分析中，主要提及了与本文有关的利率与通货膨胀效应。在以下的分析中，我们将引入收入因素，结合通货膨胀与利率效应一并对我国居民储蓄的增长问题进行分析。

（一）比率分析

1.数据选择。本文选取居民收入（Y）、通货膨胀率（Л）和实际存款利率(R)1978年到2009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）居民收入（Y），选取国民总收入作为居民收入的代表变量；

（2）居民储蓄（S），选取历年居民储蓄存款余额作为代表变量；

（3）通货膨胀率（Л），将居民消费价格指数换算成历年通货膨胀率作为该变量的数值

（4）实际存款利率(R)，采用一年期定期存款利率减去通货膨胀率代表该变量；

（5）存贷款利差（T），通过一年定期贷款利率减去存款利率而得。

2.数据分析。从居民角度来看，收入的作用主要是：在通货膨胀率既定的条件下，收入的提高会吸引居民储蓄的增加。从金融机构角度来看，主要是指存款的增长有利于激励金融部门积极揽储，扩大盈利资金的来源。利率的作用主要是：在通货膨胀率既定的条件下，存款利率的提高会吸引居民储蓄的增加。而我国实际存款利率自改革开放以来的数据显示是波动不定的，而且某些年份还出现过负利率。从这一点来看，存款利率对我国居民储蓄的影响是微乎其微的。从金融机构角度来看，主要是指存贷利差的扩大有利于激励金融部门积极揽储。据有关学者的观点，相对于存款利率而言，国际上一般通行的银行存贷利差大约是2个百分点，中国的银行保本利差则需要3个百分点（王晓芳，2000）。我国实际存贷利差1999年以前一直低于3个百分点，在1999年以后才开始大于3个百分点（如表1），如果说利差因素起作用，应该是在1999年以后。而我国居民储蓄在1999年以前及以后却一直在增长，这样看来，我国存贷款利差并不是影响我国居民储蓄的主要因素。通过以上分析可以看出，利率因素不是我国储蓄增加的主要影响因素。

从图2可以看出，通货膨胀率的高低对居民储蓄增长率的影响也是变化不定的。在通货膨胀高的时候，储蓄增长率有增有减，而在通货膨胀率低的时候，储蓄增长率也是有增有减的。似乎通货膨胀率与利率对我国居民储蓄的影响都不是主要的。

（二）协整分析

通过以上分析可以看出，收入对我国居民储蓄的增长有一定的协同效应，实际存款利率与通货膨胀率对我国居民储蓄的影响并无一定的规律性，而是变化不定的。在此，本文对改革开放以来我国居民储蓄的通货膨胀与利率效应进行协整分析。

1.S、Y、Л和R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：

由表可知，S、Y、Л和R的水平值均不能在1%（或10%）的水平下拒绝单位根的原假设，表明我国1978―2009年度的S、Y、Л和R均可能是非平稳序列；而其一阶差分在1%（或5%）显著性水平下，ADF检验应拒绝接受的假设，故一阶差分是平稳过程，可进一步检验变量之间的协整性。

2.协整检验。单整检验已经说明，S、Y、Л和R都是非平稳序列，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LR=49.07>41.20（1%显著水平），所以分别拒绝零假设，即认为变量S、Л和R之间存在协整关系。因为LR=20.9967

S=0.0873+1.3229Y+0.1830π+0.3485R

（0.1224） （0.0597） （0.0826）

通过协整公式可以看出，在整个样本期间（不考虑其他影响因素的前提下），收入效应对居民储蓄的影响是明显且主要的正向关系，利率效应次之，通货膨胀率虽有正向影响，但是影响效果较弱。可以理解为，当通货膨胀处于温和状态时，居民不但不会提出存款用于购物，反而会因为名义收入增长率快于通货膨胀率等原因增加储蓄。

四、结论与建议

通过分析看出，在不考虑其他因素的情况下，收入是影响我国居民储蓄的重要因素之一，通货膨胀和利率尽管也是影响我国居民储蓄行为的两个因素，但不是主要因素；利率的影响要强于通货膨胀率的影响，而且实际利率与存贷款之差对储蓄均是正相关。鉴于以上分析，对于我国巨额居民储蓄问题，本文提出以下建议：

1.维持城乡居民收入适度增长。随着我国经济的不断发展，我国城乡居民之间，特别是东西部城乡居民及其之间的收入差距在不断扩大，这不利于我国经济的稳定持续发展，也不利于形成合理的储蓄结构。因此需要维持居民收入的适度增长。比如，每年按照上一年的通货膨胀水平适当加一个比例来提高城乡居民的收入，城市居民可以工薪阶层工资的适度增长为标志，乡村居民可以物价提高水平为基准的同时，不断减轻农民经济压力，适当给予补贴或政策优惠；加大支援西部力度，为西部经济的发展提供优越的政策环境，缩小东西部经济发展差距。

2.保持适度通货膨胀水平。在稳定货币供应量的前提下，维护农民利益，减少收费项目，扩大商品供给；打破地方保护主义限制，减少交通关卡，平衡东西南北物资的调运；居民收入水平维持适度增长，力求不低于通货膨胀水平；当通货膨胀水平较高时，严厉打击囤积居奇者；维护金融机构，特别是银行的信誉，严厉打击违规操作，银行资金挪用、偷盗以及相关诈骗活动，提高从业人员的素质；把握好宏观调控工具，适度干预市场失灵现象；严格控制财政赤字，防止雪上加霜。通货膨胀水平保持在一定水平之内，是稳定我国居民储蓄、避免资金大量流出流入的重要因素之一，进而才能维持市场的正常运行。

3.加深利率市场化改革。加快利率市场化的步伐，尽早实现由市场形成利率的机制。让利率的变动来调节储蓄的增减，充分发挥利率对储蓄的正面引导作用，实现社会资金的有效配置与应用；同时，完善对社会资金的监测手段，严厉打击社会游资的对市场操纵行为，维护我国市场的正常运行。

4.完善配套体系建设。积极促进金融工具的创新与引进，增加居民对金融资产的选择种类，形成居民资产的多元化，消化巨额储蓄；改善金融机构信贷环境，逐步完善银行与信用社等金融机构的信贷机制，放宽信贷标准，鼓励居民进行消费信贷，在拉动内需的同时，以便消化巨额储蓄，将大量闲置资金进行有效率的合理配置，避免资金的闲置，消化金融机构的潜在经营风险；适当增加政府的社会保障，科技教育文化等公益性事业支出，在带动居民对科技教育文化等方面消费需求的同时，进一步减轻城乡居民各方面的经济压力，从而形成居民收入对储蓄增长的正面影响作用。

参考文献：

1.王晓芳.中国金融发展问题研究[M].中国金融出版社，2000

2.郭英彤.我国居民预防性储蓄的理论分析与实证检验[D].吉林大学,2006

3.马双.中国居民储蓄率的内生断点分析:1953～2005[J].数量经济技术经济研究,2008(7)

4.杭斌,申春兰.经济发达地区城镇居民预防性储蓄动机研究――基于微观数据的实证分析[J].山西财经大学学报,2009(6)

5.杭斌,郭香俊.基于习惯形成的预防性储蓄――中国城镇居民消费行为的实证分析[J].统计研究,2009(3)

居民储蓄率论文范文第4篇

关键词：国民储蓄；居民储蓄；企业储蓄；政府储蓄

中图分类号：F832.22 文献标识码：A 文章编号：1003-3890（2010）12-0009-06

一、引论

高储蓄（储蓄占国民总收入即GNI的比重，可以用GNP表示GNI，文中所说的储蓄均是指储蓄占GNP比重）是中国宏观经济的一个典型特征。近年来，中国国民储蓄有增加的趋势，从结构上看，国民储蓄包括居民储蓄、企业储蓄、政府储蓄。深入分析三者在国民储蓄中比例及动态关系，有利于深化对中国高储蓄现象的认识，并且为国民储蓄的调节提供依据。关于这个问题，有一些代表性研究，李扬、殷剑峰（2007）通过资金流量表研究得出主要结论：居民部门的储蓄率仍然显著高于企业部门和政府部门，但呈现长期下降趋势；企业部门的储蓄率总体是上升的；政府部门的储蓄率经过20世纪的低位徘徊之后，21世纪开始迅速增长。Louis Kuijs（2005）也运用资金流量表得出主要结论：中国的高储蓄率更多靠企业和政府来推动。何新华、曹永福（2005）也有类似的分析，得出结论：消费不足的主要原因在于居民可支配收入在国民可支配收入中所占的比重持续下降。这些研究，主要存在如下不足：（1）从研究数据来源看，更多依据“资金流量表”，但资金流量表中的数据存在显著不足（下面将具体分析），从数据来源看，国家统计局公布的最早的资金流量表数据是1992年，因此很难根据资金流量表的数据研究改革开放以来的整体储蓄情况。（2）当前的研究没有将两个问题明显区分开：一是高储蓄的主要原因，二是国民储蓄率呈现上升趋势的原因。上面列举的研究中对上述问题看法不完全一致，例如到底是居民储蓄高还是企业储蓄高。（3）事实上统计数据中反映的高储蓄是直接从GDP（GNP）核算数据中得到的，从数据的一致性看最好从核算数据来推算国民储蓄的结构。笔者认为，资金流量不适合用于测算中国的国民储蓄，本文运用支出法对GDP核算数据进行研究。

二、国民储蓄（居民储蓄、企业储蓄、政府储蓄）与宏观收入分配的测算及内涵

为了说明问题，笔者首先对按照GDP核算数据与按照资金流量表得出的相关数据进行比较（以1997―2007年数据为例），为了表达方便，笔者将之称为“方法一”与“方法二”：

根据表1可以看出：（1）方法一的数据是根据2004年全国第一次经济普查数据进行系统修正以后的数据，因此数据口径比较一致，而“方法二”（即资金流量表）的数据是根据不同年份的《中国统计年鉴》中的数据得到，在2004年之前与之后的数据不具有可比性。从表1中的数据笔者发现，“方法二”中政府消费数据在2004年之前远远小于“方法一”中的数据，由于政府消费数据变小，因此“方法二”可能高估了政府储蓄，两者的差距在2004年后突然消失，同时2004年之后的企业储蓄大幅度上升，进一步说明笔者的观点，反过来证明了资金流量表仅仅在2004年之后的数据才能满足研究问题的要求，（2）从研究问题看，通常我们所说的高储蓄现象主要来源于从GDP核算数据中消费比重低、投资比重高，为了使研究中数据具有一致性，应该使用GDP核算中的政府消费数据。（3）2004年之前固定资产折旧占GDP比重数据小于根据资金流量表得到的企业储蓄占GNP比例，这说明2004年之前资金流量表中关于企业储蓄的统计存在不足，因为企业储蓄应该大于折旧，笔者注意到2004年企业储蓄占GNP比例大幅度上升，说明关于资金流量表中企业储蓄的统计更接近实际。综上所述，依据资金流量表来测算储蓄是不合适的。下面笔者根据GDP核算数据与财政支出数据来对政府储蓄、居民储蓄、企业储蓄进行重新测算。

首先笔者对计算居民储蓄、政府储蓄、企业储蓄（均是占GNP比重）的方法做一说明：选择GNP的原因在于GNP是一个收入概念，包括了国外净要素所得。国民收入分配包括初次分配和再分配，这里测算的是居民、政府、企业在国民收入分配中的最终情况，即各部门最终的可支配收入。（1）居民储蓄：根据国民经济核算表的居民消费数据以及住户调查得到的居民消费倾向，测算城镇居民可支配收入与农村居民可支配收入，得到居民总的可支配总收入，从而得到居民在国民收入中最终分配的份额，相应就计算出居民储蓄占GNP的比重。（2）政府储蓄：政府预算内收入+预算外收入-社会保障支出=政府收入；政府收入-政府消费=政府储蓄。（3）企业储蓄：GNP-居民收入-政府收入=企业收入=企业储蓄，企业储蓄包括国有企业储蓄。具体结果见表2。

根据表3的数据可知，中国的高国民储蓄首要原因是企业储蓄，1986年企业储蓄就上升到第一位，其次是居民储蓄，最后才是政府储蓄。企业储蓄比重高，似乎与我们的经验不符，但人们通常看待企业储蓄，很可能忽略了企业固定资产折旧部分，如将折旧扣除，应该是“净储蓄”，但我们通常所说的中国的“高储蓄”是“总储蓄”意义上的现象。数据还表明，固定资产折旧占GNP比重（与折旧占GDP比重数据相近）相对较高，一般发达国家折旧占GNP比重在10%左右①，而中国在20世纪90年代以来数据明显高于10%（尽管有周期性因素影响）（见表4），这说明在中国较高固定资产投资中有相当比例用于弥补固定资产的损耗，这实质上是中国粗放型经济增长方式的反映：即投资大，但创造的增加值小，固定资产投资折旧在产出中的比重相对较大。

上述测算的居民储蓄、企业储蓄、政府储蓄从现实来看，政府储蓄的内涵十分清楚，值得注意的是这里笔者计算出的政府储蓄高于通常的测算，因为笔者将政府性基金也加入到预算外资金中，根据国务院《关于加强预算外资金管理的决定》要求，从1996年起，将数额较大的政府性基金纳入财政预算管理，政府性基金包括车辆购置附加费、铁路建设基金、电力建设基金、三峡工程建设基金、公路建设基金、民航基础设施建设基金等13项。

居民储蓄和企业储蓄之间的边界则不完全清晰。在西方国家一般将居民储蓄和企业储蓄总和叫做私人储蓄②，在一个纯理论框架中，假定企业被家庭所拥有，假定消费者按照生命周期理论所描述的消费行为安排一生的消费，显然消费行为取决于一生的收入与财富总量，企业的红利到底分配多少给家庭对消费者消费选择并没有影响，其隐含的意义是企业储蓄与家庭储蓄具有完全的可替代性，企业储蓄增加会被家庭储蓄的减少完全抵消，私人储蓄保持稳定，这被一些国家的数据所证实，例如，二战后美国的私人储蓄保持了稳定。从中国实际看，企业储蓄的情况较为复杂。首先，中国存在大量国有企业，尽管从数量上看，国有及国有控股企业不占优势，但国有企业多分布在一些自然垄断产业，利润量在企业储蓄中占据较高比重，显然，居民在进行消费决策时一般不会将国有企业视为自己的财产，因此，中国居民储蓄与企业储蓄的可替代性大大减弱。中国国有企业储蓄可以从国有工业企业利润情况得到一些信息（见表4），显然从1996年以来国有企业储蓄呈现上升趋势，说明国有企业改革已经取得显著成效，国有企业储蓄已经成为企业储蓄的重要组成部分，但国有企业储蓄还是远远小于私有企业储蓄。

从中国现行统计数据中无法直接找到居民储蓄与企业储蓄，因为直到当前，官方公布的统计数据既没有所有企业的未分配利润数据，也没有完善的居民收入总量数据。相比之下，笔者可以根据国家统计局公布的居民收入调查数据和消费数据来推算消费倾向，又通过国民经济核算中的居民消费数据反过来推算居民储蓄、企业储蓄，但这里推算出的储蓄存在如下问题：少数极高收入家庭（拥有私有企业产权的家庭为主）在住户调查时会怎样回答家庭收入？一般来说，高收入者存在隐瞒自己收入的动机，因此可以设想该群体在回答自己的收入情况时并没有反映真实情况。从国家统计局公布的住户调查数据看，以2007年数据为例，最高10%家庭的收入平均每人每年可支配收入为36 784.51元，显然不能反映真实情况，这为笔者说明刚才测算出的居民储蓄的准确意义带来了难度。但国家统计局公布的城乡居民人均收入，从现实情况看，还是能够基本反映出占人口绝大多数的情况，笔者认为这个数据是真实的。如果将居民区分为普通居民以及拥有私有企业产权的少数高收入者，根据居民的消费推算出的收入只能反映出普通居民的收入和储蓄情况，但这里的问题在于必须将少数高收入者的消费去除，而从定量的角度看这些少数高收入者的消费到底占居民消费多大比例没有统计数据，因此从定性角度看，上述测算的居民储蓄还包括了部分少数高收入群体的储蓄，即少数高收入者的储蓄分布在居民储蓄和企业储蓄两部分数据之中。

笔者给出一个简单的理论模型来说明：

根据线性分析结果趋势，笔者对残差进行单位根检验（无趋势和截距项），得到结果见表4。根据该分析结果：残差序列滞后一期的t检验值-3.50＜ -1.95，说明残差是一个平稳序列。

根据该分析结果，笔者得出结论：中国国民储蓄率呈现出确定性上升趋势，平均每年上升0.5个百分点，即从1982―2006年国民储蓄率共上升12.5个百分点。

（二）居民储蓄率（HSR）的分析

HSR单位根检验表明，无论选择哪种类型检验形式，均说明居民储蓄率是一个非平稳序列。如果选择带漂移的单位根检验形式，截距的t检验并不显著，因此HSR是一个随机游走过程，这说明HSR不存在时间趋势。显然，影响居民储蓄率的因素有居民所得份额和居民平均消费（储蓄）倾向，为了进一步说明问题，笔者给出如下分析：

HSR=HIR×APS

HSR表示居民储蓄在GNP中的比重；HIR表示居民收入占GNP比重；APS表示平均储蓄倾向。根据该式可以作如下计算:

?驻HSR=?驻HIR×?驻APS+HIR1（APS2-APS1）+APS1（HIR2-RHIR1）

=?驻HIR×?驻APS+HIR1?驻APS+APS1?驻HIR

笔者可以忽略?驻HIR×?驻APS，

?驻HSR≈HIR1?驻APS+APS1?驻HIR

根据表2的数据，中国城镇居民储蓄倾向变化发生在1990年之后，而农村居民储蓄倾向发生在1997年之后。这样1990年之前，中国居民储蓄率变化为APS1?驻HIR，因为APS1＜0.2，而居民所得份额变化在5个百分点左右，因此这段时期居民储蓄率变化小于1个百分点。而1990年之后显然HIR1?驻APS＞0，而SPS1?驻HIR＜0，两种因素相互抵消，因此居民储蓄率总体上保持了稳定。

（三）国民储蓄率确定性趋势上升原因分析

这样关于NSR的趋势变化只能从另外两个因素来找。显然，政府储蓄率GSR表现出显著的特征是以1994年为分界点，政府储蓄表现为先稳定下降、后稳定上升特征，且与经济周期因素具有不相关的特点。从企业储蓄看，1994年之前表现出显著的上升趋势，而1994年之后则表现出随着经济周期而大幅度波动的特征，例如，1993年、1994年经济处于过热时期，企业储蓄率非常高，到2002年以后进入新一轮经济周期以后，企业储蓄也快速增长。因此需要考虑经济周期因素对企业储蓄的影响，根据刘树成教授的研究，改革开放以来，中国经历了1977―1981年，1982―1986年，1987―1990年，1991―2001年，2002年至今的五轮周期。③

将经济周期因素剔除，笔者可以认为1994年以后企业储蓄率保持了稳定。根据上述经济周期的分析，显然，1994年与2006年具有可比性，因为这两年从周期角度看经济处于“繁荣”期，1996年与2002年具有可比性，因为这两年经济处于“平稳”期。从表3数据看，1994年与2006年、1996年与2002年的储蓄率十分接近。根据中国改革开放的实际，从政府收入来看，改革开放以来实行“放权让利”，政府财政收入不断下降，1994年分税制改革大大增加了政府收入，带来了政府的高收入。企业收入的变动在20世纪80年代（1984年以后）则呈现出大幅度上升，这与改革初期“放权让利”增强企业经营自密切相关。在20世纪90年代则表现出总体相对稳定特点，这更多与经济周期相关，这说明1994年以后随着“放权让利”的结束，市场经济体制的逐步发展，企业储蓄越来越遵循一般市场经济规律。通过这些分析可得出结论：（1）居民储蓄不是中国国民储蓄率上升趋势变化的原因；（2）1982―1994年，国民储蓄率变化的关键原因是政府储蓄率在“放权让利”改革中不断下降，企业储蓄率大幅度上升，将两者放在一起考虑，1996年与1982年（这两年从周期看处于“平稳”期）的数据共相差6.3个百分点，可以说明这段时间的国民储蓄率的变化趋势。1994年后国民储蓄率上升的原因不完全与前一时期相同，其中最重要的原因是政府储蓄率增长较快，而企业储蓄率总体保持了稳定；从数据看，1994―2007年政府储蓄率共上升了9.7个百分点，可以完全说明国民储蓄率的变化趋势。

（四）从宏观经济运行实际看国民储蓄率的变化

从统计数据我们得出上述结论，但上述的结论存在一个明显的不足：从表2的数据发现1982―2006国民储蓄率上升了17.6个百分点（可以认为2007年、2008年宏观经济有一定程度过热，另外，根据刘树成教授对经济周期的分析，我们可以认为1982年宏观经济处于均衡运行状态），尤其是2002年以来的新一轮经济周期中国民储蓄率就上升了10个百分点。这与上面得出的“国民储蓄率平均每年上升0.5个百分点，即从1982―2006年国民储蓄率共上升12.5个百分点”存在一定矛盾。上面笔者运用统计学的方法得出了国民储蓄率上升了12个百分点，实质上隐含了假定2003年宏观经济运行处于正常状态，而2006年则是经济过热，单从统计数据上看，2002年以来的国民储蓄率的大幅度增加会被认为是一个周期性现象。但进一步分析，笔者发现2002年以来的经济增长是高增长和低通胀，宏观经济总体上并没有过热。这样，2002年以来国民储蓄率大幅度上升除经济周期因素以外，还有趋势上升因素。这就涉及到如果笔者从宏观经济运行的实际情况来判断国民储蓄率的变化会与单纯从统计学分析的结论存在差异。统计分析方法本身并无问题，但统计分析掩盖了2002年以来的经济增长与1992―1994年的经济增长存在着本质差异，1994年经济增长速度是13.1％，而2006年是11.6％，更为重要的是2006年与1994年相比价格指数相差巨大，显然1994年宏观经济是在过热状态下运行，而2006年宏观经济处于均衡运行状态（见表7）。

可以认为1997年宏观经济处于均衡运行状态，从1998年中国进入通货紧缩阶段，一直到2003年才走出通货紧缩。根据刘树成教授对经济周期的分析，2003年以后中国进入新一轮经济周期，尽管固定资产投资增长相对较快，消费率也开始下降，与前一轮不同的是，固定资产投资快速增长，但并没有带来明显的通货膨胀；而1991―1992年这一轮经济周期中，固定资产投资增长的速度一旦提高，通货膨胀立即出现。历史上1992年、1993年均发生了严重通货膨胀率，显然投资大于储蓄。因此，笔者认为，2003年以后的新一轮经济周期的显著特征是宏观经济多数年份处于均衡状态运行。从这个角度进行分析，可以得出如下结论：1994年以后国民储蓄率的变化幅度大于1994年以前的变化。如果根据宏观经济均衡发展理论，2006年与1996年国民储蓄率的变化为10.6个百分点，期间，政府储蓄率的变化为4.8个百分点，企业储蓄率有4.6个百分点变化（居民储蓄有微弱影响）。按照这种方法，笔者得出的结论与前面结论差别在于1994年以后国民储蓄率的变化主要有两个因素，政府储蓄、企业储蓄均构成国民储蓄率变化的关键因素，两者的上升带来了国民储蓄率的大幅度上升。

四、结论及政策建议

上述分析得到如下结论：（1）中国过高的国民储蓄首要原因是企业储蓄，中国过高的企业储蓄实质上体现了收入分配差距太大，从宏观分配角度看，中国普通居民在国民收入中分配份额偏低，企业收入偏高，因此增加普通居民在国民收入分配所得份额是一个重要问题。从初次分配来看，根据《中国统计年鉴》的数据，劳动者报酬占GDP比重约为40%，而发达国家一般达60%以上④，因此加强职工工资正常上升机制建设，在企业与居民之间建立更加有利于居民的分配体制，是政府的重要任务，当然这只是长期意义上的政策。（2）中国储蓄率的变化趋势主要应该由企业储蓄、政府储蓄来解释，居民储蓄改革开放以来总体上保持了稳定。1994年之前随着政府“放权让利”改革，政府储蓄不断下降、企业储蓄快速上升，居民储蓄保持稳定，结果是国民储蓄率呈上升趋势；1994年以后，国民储蓄率上升的原因是政府储蓄率、企业储蓄率均呈上升趋势。从短期政策操作看，政府必须控制政府储蓄的快速上升，主要通过调整政府支出结构，将更多资金用于消费。

注释：

①见格里高利・曼昆:《宏观经济学》（第五版），中国人民大学出版社，2005年版，第27页。

②杰弗里・萨克斯，费利普・拉雷恩：《全球视觉的宏观经济学》，上海三联书店，上海人民出版社，2004年版，第72页。

③根据刘树成教授的研究，见刘国光，王洛林，李京文主编：《2005中国经济形势分析与预测》，社会科学文献出版社，2004年版，第4850页。

④根据《国际统计年鉴》2006的数据。

参考文献：

［1］李扬，殷剑峰.劳动力转移过程中的高储蓄、高投资和中国经济增长［J］.经济研究，2005，（2）.

［2］Louis Kuijs，“Investment and Saving in China”［D］.World Bank Policy Research Working Paper 3633，2005.

［3］何新华，曹永福.解析中国高储蓄［J］.世界经济统计研究，2005，（2）.

居民储蓄率论文范文第5篇

本文使用2006年中国综合社会调查(CGSS2006)的微观数据，在综合考虑生命周期一持久收入假说(LC—PIH)和预防性储蓄理论的基础上，对城镇居民储蓄率的影响因素进行了实证研究。主要得出以下结论：(1)持久收入、收入的不确定性与城镇居民储蓄率之间存在着显著的正相关关系，并且收入差距的上升将会导致城镇居民总体储蓄率的上升；(2)与LC—PIH不同，中国城镇居民储蓄率显示出u型的生命周期特征，在考虑了家庭的教育、医疗支出以后，这一特征表现得更加显著；(3)家庭的人口年龄构成对于储蓄率产生了显著的影响；(4)城镇居民的住房财富水平与其储蓄率之间基本没有显著关系，但户主的政治面貌、受教育程度、性别对城镇居民储蓄率存在一定的影响。

关键词 城镇居民 储蓄率 影响因素 中国综合社会调查

一、引言

近年来，中国的居民储蓄率明显高于世界上其他主要经济体(Horioka、Wan，2007)。“高储蓄”现象一方面导致经济增长过于依赖投资需求和净出口的拉动作用，进而增加了经济运行的内在不稳定性。而在另一方面，高储蓄也意味着居民的当期消费水平没有得到有效提高，并直接限制了居民福利水平的改善。因此，中国居民的高储蓄现象及其影响因素一直是社会各界共同关注的热点问题。

考虑到我国城乡居民所面临的社会、经济环境存在明显差异，并且大部分居民储蓄由城镇家庭所持有，近年来有许多文献针对城镇居民的储蓄行为进行了研究。其巾Kraay(2000)使用1978-1995年的数据，发现收入以及收入的增长与城镇居民储蓄率之间存在显著的正相关关系；Hori—oka和Wan(2006)的研究认为少儿抚养比、习惯形成和经济增长对城镇居民的高储蓄产生了重要影响。汪伟(2008)使用1995-2005年的省际动态而板数据综合考察了各种因素对城镇居民储蓄率的影响。鉴于各种不确定性随着经济的转型而逐渐增加的客观事实，宋铮(1999)、龙志和与周浩明(2000)认为预防性储蓄是城镇居民储蓄上升的重要原因，施建淮等人(2004)的研究却表明预防性储蓄动机并没有人们想象的那么强；而邓翔、李锴(2009)则认为城镇居民对于预防性储蓄中不确定性的偏好是逐渐变化的。

需要指出的是，以上研究都是使用全国或省级层面的宏观数据进行的，而Deaton(1992)认为，宏观数据在汇总的过程中可能会损失大量的有价值信息，并且利用宏观数据检验微观的储蓄和消费理论需要施加一些不切实际的假定，因此主流经济学从上世纪80年代开始就强调使用微观数据研究居民的储蓄行为(Browning、Lusardi，1996)。但由于数据的缺乏，国内的相关研究一直较少。其中Chamon和Prasad(2008)使用国家统计局的调查数据，发现收入水平、健康风险、住房状况对城镇居民储蓄率具有重要影响；周绍杰等人(2009)通过几乎同样的数据来源，运用组群方法的实证研究显示，无论年轻组群还是年老组群，其储蓄率均随着家庭收入的增长而提高，并且养老金收入的增长对年老组群保持较高的储蓄率发挥了重要作用。此外，孟昕(2001)、何立新等(2008)、杨汝岱、陈斌开(2009)使用CHIP数据分别讨论了失业、养老金制度和高等教育制度改革对城镇居民储蓄的影响。

从目前的情况来看，使用微观数据和微观计量方法研究中国城镇居民储蓄行为的研究相对较少。而存使用微观数据的研究中，多数文献都是以预防性储蓄理论为中心，从某一方面的不确定性(例如失业)出发探讨城镇居民储蓄的影响因素，很少有研究从生命周期(Life Cycle Hypothesis，LCH)和持久收入理论(Pmwaanent Income Hypothesis，PIH)出发探讨家庭的户主特征、人口年龄结构、财富水平和持久收入水平等因素对储蓄率的影响。而Modi—gliani和Cao(2004)却认为生命周期假说更加适合中同的情况，Honoka和Wan(2006)也认为中国的居民储蓄行为基本符合LC—PIH模型。

因此，本文将使用中国人民大学和香港科技大学组织的2006年中国综合社会调查数据(CGSS2006)，将生命周期一持久收入模型与预防性储蓄理论相结合，综合考察相关因素对城镇居民储蓄率的影响，希望能够更加全面地认识中国城镇居民的储蓄行为。

二、模型设定

一般认为，生命周期和持久收入假说(LC—PIH)是对居民储蓄行为进行分析的理论起点和基本框架(Browning、Lusardi，1996)，尽管两者并不完全相同，但基本思想是一致的。它们都认为：在信息完全、不存在流动性约束、没有遗赠动机等确定性前提下，代表性当事人的决策可以简单地表示为以下最优化问题：

式3的含义在于：理性的当事人在生命周期中各期的消费将产生相等的边际效用。也就是说，尽管收入水平可能会出现较大的波动，但消费者总是试图保持消费水平的平稳，因此居民的消费水平取决于他的终身收入(或持久收入)和财富水平，而不是当期实际收入。此外，由于人们在青少年阶段没有收入，因此进行负储蓄；在进人青壮年以后，随着收入的增加，为了退休以后能够保持较为稳定的消费，他们的储蓄水平也逐渐增加；而在退休之后，由于收入的降低，储蓄也开始下降。因此消费水平在整个生命周期内保持稳定，但储蓄率则呈现出先上升、后下降的倒u形状。

在很长的一段时期内，LC—PIH都是研究居民消费、储蓄问题的主要框架。但是该模型的主要结论是在确定性条件下得出的，而相关条件在现实生活中并不能完全得到满足。Leland(1968)首次从理论上证明了收入的不确定性对消费存在影响，并指出在消费者的边际效用为凸函数，即i阶导数大于0的条件下，未来收入的不确定性将提高未来边际效用的预期值(式4)，为了继续保证式3成立，当事人将降低当期消费，并进行更多的储蓄，以便平滑终身消费，这个额外增加的储蓄就是预防性储蓄(Dynan，1993)。

在此基础上，本文综合考虑生命周期一持久收入假说以及预防性储蓄理论，设定如下计量模型：

三、数据来源与变量界定

本文所使用的微观数据来源于中国人民大学和香港科技大学2006年联合组织的中国综合社会调查(China General Social Survey，CGSS2006)，”本次调查在中国大陆除了青海、宁夏和西藏以外的28个省、自治区和直辖市进行，问卷内容涉及社会、经济、政治和文化等多个方面，一共调查了10151个家庭，包括城镇居民5200户，其中家庭的收入和主要消费信息完整的样本4478户，我们以此作为本文的研究对象。由 于还要排除一些在家庭特征、财富水平等方面数据缺失的样本，因此在具体的研究过程中，样本的数量还会出现一定变化。

本文对计量方程5中主要变量的具体界定情况如下：

1，储蓄率。根据定义，我们一般使用家庭一段时期内(通常是一年)的可支配收入减去消费，从而得到储蓄，储蓄与可支配收入之比即为储蓄率。但是消费的度量存在多种标准，其中最窄的口径仅包括家庭的食品支出，而常见的标准是指家庭的基本生活支出，比较宽泛的口径还包括对耐用品的消费。综合以上各种情况，并借鉴国内同类文献的处理方法(何立新等，2008)，本文采取两种标准对消费加以界定，其中狭义的消费是指城镇家庭的基本生活费支出。此外，考虑到人们对教育与健康问题越来越关注，尤其上世纪90年代中期教育、医疗体制改革以来，教育和医疗支出占中国家庭总支出的份额越来越高，本文在狭义消费的基础上加上家庭的教育、医疗支出，并将其定义为广义消费。相应的，我们得到储蓄率1(Sill)和储蓄率2(SR2)。

2，持久收入和暂时收入。在使用横截面数据的情况下，考虑到家庭成员(尤其是户主)的个人特征和人力资本因素往往和持久收入之间存在稳定关系，相关文献一般使用户主特征(年龄、受教育程度、就业等)和家庭的人口结构构造收入方程，并将方程的预测值和残差分别做为家庭的持久收入和暂时收入(Dynan et aI.2004)。本文也按照以上思路构造收入方程：以城镇家庭的人均实际收入作为因变量，选择家庭成员的平均年龄、平均受教育程度、户主的性别和政治面貌、家庭中的就业人口比例以及所住省份等作为自变量进行OLS回归，并使用该方程的预测值和残差作为家庭的人均持久收入和暂时收入，其中暂时性收入由于不能被家庭成员的个体特征和人力资本因素所解释，因此可以被用来衡量收入的不确定性(Wang，1995)。

3，户主特征。本文主要从年龄、受教育程度、政治面貌和性别等方面对户主特征进行界定：我们使用户主年龄作为家庭年龄的变量，并将户主年龄的平方项也纳入计量方程，以考察城镇居民储蓄率的生命周期特征。而在中国劳动力市场化进程逐步深入的情况下，受教育程度越高的户主，其收入水平也越高，因此家庭的储蓄率可能也会相应提高，但如果家庭的户主为女性，那么家庭收入水平可能相对较低，进而储蓄率也相应降低，并且传统上中国家庭的户主一般为男性，因此女性户主的家庭可能是一些不完整家庭(例如单亲家庭)，而这将导致家庭的收入水平、储蓄能力都相对较弱。最后，在中国目前的现实背景下，党员更容易在政府机关、事业单位或国有企业等国有部门就业，因此工作和收入的稳定性都较高，从不确定性和预防性储蓄的角度来看，这将降低家庭的储蓄率。并且除了年龄以外，本文将户主的受教育程度、政治面貌和性别都设置为虚拟变量。

4，家庭的人口年龄结构。一般认为，家庭中的青少年和老年人口为被抚养人口。在其他条件相同的情况下，这部分人口的比例越高，家庭的支出尤其是教育、医疗支出也相应越高，从而储蓄率越低。与使用宏观数据的研究中统一将O～14岁划分为少儿人口不同，本文将青少年人口划分为0～5岁、6～11岁、12～14岁、15～17岁以及18～21岁等五个年龄段，分别与学龄前、小学、初中、高中(包括技校、中专等，下同)和大学等不同教育层次的适龄人口相对应，并分别计算以上各年龄段人口占家庭总人口的比例，这样不仅可以更加细致地研究各年龄段青少年人口与家庭储蓄之间的关系，而且还可以探讨相关教育支出对城镇居民储蓄率的影响。按照国际通行标准，本文也将65岁及以上人口界定为老年人口，并将其占家庭总人口的比例作为老龄化的指标纳入计量方程。

5，财富水平。财富水平的度量并没有一个统一的标准，但根据罗楚亮等人(2009)的研究：2002年房产净值占城镇居民总财产净值的比重就已经达到64.4％，并且近年来仍然保持进一步上升的趋势，而李剑阁(2007)的研究也显示：房产财富大约占城镇家庭财富总量的三分之二。因此本文使用房产价值作为城镇家庭财富水平的变量。CGSS2006虽然也调查了家庭自评的住房市场价值，但考虑到住房财富在不同地区之间的可比性，本文最终使用人均自有住房的建筑面积来衡量城镇家庭的财富水平。显然，人均住房面积越大，说明该家庭的财富水平相对较高，而对于没有自有住房的家庭(如租房者)，则记为0。

表1显示了以上主要变量的定义、赋值和描述性统计情况。总的来看：城镇居民的SR1、SR2分别为O.415和O.253，总体储蓄水平较高；并且SRl和SR2的标准差都比较大，这在一定程度上说明城镇居民之间存在着较大的储蓄差距。而SRl和SR2之间的差异也反映出教育、医疗支出对城镇居民的储蓄、消费水平产生了重要的影响。

四、计量检验结果

在对个体储蓄行为进行估计的过程中，面临的最主要困难来自于异方差的影响(Wooldridge，2002；万广华，2003)。我们首先使用OLS对计量方程5进行了估计，但怀特检验的结果显示存在确实显著的异方差现象。本文主要通过以下两种方法对此进行处理：一是在OLS估计之后使用异方差稳健标准误(Heteroskedasticity Robust Stand—ard Errm)；二是使用可行的广义最小二乘法(Feasible Generalized Least Squares，FGLS)。具体的估计结果详见表2，从中可以看出：两种方法的估计结果之间尽管存在一些差别，但主要结论是大体一致的。考虑到在有效性方面的优势，以下的分析以FGLS为主展开。

(一)持久收入、收入不确定性与城镇居民储蓄率

在表2的四个模型当中，城镇居民储蓄率与持久收入和收入不确定性(暂时收入)之间均存在显著的正相关关系。以模型2和模型4为例：在其他条件不变的情况下，如果城镇家庭的持久收入和暂时收入分别上升10％，SR1将分别增加O.0118和0.0286；而SR2则分别增加0.0219、O.0375，显然SR2对居民收入的变化更加敏感。

此外，无论对于SR1还是SR2而言，OLS和FGLS的回归结果均显示，暂时收入的系数估计值大约是持久收入的1.7～3.3倍，这说明城镇居民储蓄率对收入的不确定性非常敏感，城镇居民往往将更大比例的暂时收入转化为储蓄，而不是用于提高家庭的消费水平。因此从扩大居民消费，降低储蓄率的角度出发，相关的宏观调控政策应该侧重于提高城镇居民的持久收入，一些临时性收入增加政策的效果可能并不好。例如在2008年下半年到2009年初，为了刺激消费应对国际金融危机，部分地方政府向当地居民发放了一定数额的现金补贴和临时减免了一些税费支出。但根 据以上研究，这些暂时性收入中的很大一部分将转化为储蓄，提振消费的效果并不明显。

由于储蓄率与居民收入之间存在着显著的正相关关系，我们初步认为高收入家庭的储蓄率高于低收入家庭，因此收入分配的格局可能会对城镇居民储蓄产生重要影响。为了进一步考察这种影响，本文根据人均实际收入的高低将城镇家庭分为低收入(P11)、中低收入(P12)、中等收入(P13)、中高收入(P14)和高收入(P15)等五组，并分别设置为虚拟变量(是=1；否=0)，然后使用以上虚拟变量替代持久收入和暂时收入，并重新对方程5进行了估计(表3)。

在表3中：以中等收人家庭(P13)为参照组，模型5中的中低收入、中高收入组家庭的储蓄率与其没有显著差异，但低收入组和高收入组家庭的储蓄率分别显著地低于或高于中等收入家庭；在模型6～8中，SRl、SR2随着收入分组的上升呈现出依次增加的趋势，并且均是统计显著的。以上结果进一步说明高收入家庭的储蓄率相对较高，也是城镇居民储蓄的主要拥有者，因此收入差距的扩大将会导致城镇居民总体储蓄率上升。

(二)户主年龄与城镇居民储蓄率

在表2的模型1～4中，户主年龄及其平方项的系数分别显著小于0和大于0。因此我们初步认为，中国城镇居民储蓄率具有u型的生命周期特征，即随着户主年龄的增加，储蓄率先下降、后上升。这一特点和建立在西方社会、经济条件下的倒u型特征存在明显差异，但和万广华等人(2003)对中国农村居民的相关研究是一致的。为了进一步考察城镇居民储蓄的生命周期特征，我们将户主年龄分成十组并分别设置为虚拟变量(是=l；否=0)，然后用分组年龄变量替代方程5中的headage和headage2，并重新进行了计量检验(表4)。

表4显示：储蓄率在四个模型中均表现出u型的生命周期特征，并且户主年龄在45～49岁的时候达到整个生命周期的最低点。南于储蓄等于收入与消费之差，而随着年龄的增长，收入一般呈现出先上升，后下降(由于年老所导致的劳动能力下降以及退休年龄的到来)的生命周期特征。

对于SR1而言，南于仅考虑了基本生活费支出，因此在户主年龄在30岁以下的年轻家庭中，尽管收入水平可能并不高，但子女一般处于幼年甚至还没有子女，家庭的生活费支出也较少，从而SIR1较高。但随着子女的成长，生活费支出也逐渐增加，其增幅往往超过家庭收入的增幅，从而导致SR1开始下降，随着子女的成长并逐步离开家庭，家庭生活费支出的降幅将超过收入的降幅，因此SR1又呈现出上升的趋势，其中户主年龄在65岁以上的家庭SR1甚至显著高于30岁以下的年轻家庭。

而在考虑了教育和医疗支出以后，SR2表现出更加明显的u型生命周期特征，对应的u型曲线的底部比SR1更宽、更深，这主要是因为家庭在教育方面的大量支出所导致的。并且由于医疗支出的存在，70岁以上老年家庭的SR2与户主年龄在30岁以下的年轻家庭之间没有表现出显著的差异。

(三)家庭人口年龄结构与城镇居民储蓄率

在表2中，家庭O～5岁人口的比例(rchildl)与SR1、SR2之间表现出显著的正相关关系，这主要是学龄前儿童的基本生活费、教育支出都相对较低，从而导致家庭的储蓄水平较高。尽管6～11岁、12～14岁子女的生活费和教育支出可能会出现一定程度的上升，但由于仍处于义务教育阶段，rchild2对SR1和SR2没有产生显著影响，rchild3对SR1没有显著影响，但与SR2之间存在一定的负相关关系(模型4)，这说明初巾阶段的教育支出已经逐渐开始影响城镇家庭的储蓄行为了。

随着子女年龄的进一步增加，基本生活费和教育支出也开始出现了较为明显的上升，并且由于高中阶段(包括中专、技校等)不属于义务教育，rchild4与SR2之间表现出显著的负相关关系，并且对SR2的影响程度明显超过对SR1的影响，其中城镇家庭在15～17岁人口教育方面的支出显然是造成以上现象的主要原因。

家庭中18～21岁人口的影响较为复杂：南于已经结束义务教育甚至完成相关的职业教育，因此部分18～21岁人口已经进入劳动力市场，这将会提高家庭的收入水平、降低抚养比，进而提高家庭的储蓄率；但由于近年来中国高等教育的迅速扩展，也有很大比例的18～21岁人口选择进入大学继续学习，这又将给家庭带来沉重的教育支出负担，从而对储蓄率尤其是SR2产生负面影响。表2的结果与我们以上的分析基本一致：rchild5与SR1之间甚至存在一定的正相关关系(模型3)。但在考虑了教育支出以后，rchild5与SR2之间却表现出显著的负相关关系。以普通的城镇三口之家为例，如果有一个18～21岁的子女(即rchild5等于三分之一)，将导致家庭的SR2下降O.1或0.075，降幅相当于平均储蓄率的30-40％。

此外，65岁以上老年人口的比例(rold)与SR1、SR2之间均表现出显著的负相关关系，这与我们的直观认识基本是一致的：老年人的收入水平相对较低，并且面临着较高的医疗费用支出，因此赡养老人的负担越重，家庭的储蓄率也相应越低。

(四)财富水平、户主特征与城镇居民储蓄率

根据LC—PIH模型，财富水平与储蓄率之间一般存在负相关关系。本文选择人均自有住房的建筑面积作为财富水平的变量，但实证研究的结果却与以上结论并不一致。在表2中：随着人均自有住房的建筑面积的增加，城镇居民的储蓄率没有发生显著变化，甚至还表现出一定的上升趋势。

针对以上结论，本文认为需要结合我国住房制度改革的现实背景，对住房状况与居民储蓄之间的关系进行更加细致的研究。例如，对拥有自有产权住房的城镇家庭，不同的产权获取的不同方式(市场购买或继承等)可能会对储蓄率产生不同的影响；即使是同样的产权获取方式，对于不同年龄家庭的影响方式和影响程度可能也是完全不同的。由于篇幅所限，本文未对以上问题进行深入的研究，但可以作为以后进一步研究的方向。

从表2的结果来看，户主的性别、政治面貌以及受教育程度对居民储蓄的影响与前文的分析基本上是一致的：户主为男性、受教育程度较高的家庭，其储蓄率也相对较高；而户主为中共党员的家庭储蓄率则相对较低。

五、主要结论

本文使用CGSS2006的微观调查数据，在综合考虑生命周期一持久收入假说以及预防性储蓄理论的基础上，对中国城镇居民储蓄率的影响因素进行了实证研究，主要得出以下结论：

首先，持久收入、收入的不确定性与城镇居民储蓄率之间存在着显著的正相关关系，并且收入差距的上升将会导致城镇居民总体储蓄率的上升。因此，降低城镇居民收入的不确定性以及合理的收入再分配措施都是提高居民消费、降低储蓄等宏观经济政策的重要出发点。

其次，本文基于截面数据的实证研究显示：与建立在西方国家社会、经济现实基础上所得到的倒u型曲线不同，中国城镇居民的储蓄率显示出u型的生命周期特征，其中户主年龄在45～49岁之间的中年家庭的储蓄率处于整个生命周期的最低点，而在考虑了家庭的教育、医疗支出以后，这一特征表现得更加显著。

居民储蓄率论文范文第6篇

【关键词】城镇居民；储蓄率变化；储蓄函数

中图分类号：F81文献标识码A文章编号1006-0278（2013）06-047-01

一、引言

文章运用1988―2011年省际动态面板数据研究城镇居民储蓄率的决定因素。计量结果表明：城镇样本较好地支持了永久收入假说，生命周期理论。长期收入增长率是居民储蓄率的基本决定因素，高增长是高储蓄的主要原因通过对该模型的经济含义分析可以得出可支配收入率对储蓄率的影响不大，还有利率对储蓄率的影响很小，值得注意的是，模型中的基尼系数对城镇居民的储蓄影响是相当大的。另外，居民储蓄的行为模式、人口年龄结构、社会保障制度、不确定性、信贷约束以及地区差异都是居民储蓄率的重要决定因素，但这些因素对城镇居民储蓄率的影响存在显著差异。

二、文献综述

李焰的研究指出，由于流动性约束以及较低的收入水平，50%以上的居民储蓄是用于未来特定的支出养儿、防老、购房和预防意外事件，居民储蓄的刚性特征致使利率对储蓄并不具有显著的正效应。袁志刚和宋铮认为，市场化改革不仅加大了居民所面临的系统风险，同时也加剧了居民个人所面对的个体风险。他们认为推动储蓄率不断上升的主要力量是不确定性所带来的谨慎储蓄的上升，以及由于流动性约束所造成的居民住房和教育消费水平的缓慢增长。刘建国对农村消费的一项研究表明，由于产权模糊、政府干预以及农业保险制度不健全等原因导致农民收入的不确定性程度大为提高，造成农村地区较低的消费倾向。万广华等先后运用中国1961―1998年度数据以及大样本农户家庭调查资料研究发现，中国居民消费行为在20世纪80年代早期发生了结构性转变，流动性约束型消费者所占比重的上升以及不确定性的增大，造成了中国目前的低消费、高储蓄现象。这些研究主要是从消费函数出发，强调了利率、预防性储蓄、流动性约束和不确定性等因素对居民储蓄的影响，却没有考虑到习惯、经济增长、人口结构和社会保障等因素对储蓄率上升的贡献。

三、理论分析

一个社会的储蓄总量受很多因数的影响，根据经典西方宏观经济学理论，储蓄水平主要受收入因数、利息率、物价水平、收入分配等因数的影响。

收入是决定储蓄的重要因数，收入的变化会直接决定着储蓄的变化。在其他条件不变的情况下，储蓄与可支配收入之间存在着正方向的变化关系，即居民的可支配收入增加，储蓄量增加；个人可支配收入减少，储蓄量减少。可支配收入是指居民户在支付个人所得税之后，余下的全部实际现金收入。在文章中，我们选用当年的收入增长率来考察收入因数对储蓄率的影响。传统经济学认为，在收入即定的条件下，较高的利息率会使储蓄增加。在文章中，我们选用的利息率是根据当年变动月份加权平均后的一年期储蓄存款加权利率。

物价水平会导致居民户的消费倾向的改变，从而也就会改变居民户的储蓄倾向。文章用通货膨胀率来考察物价水平对储蓄率的影响。凯恩斯认为，收入分配的均等化程度越高，社会的平均消费倾向就会越高，社会的储蓄倾向就会越低。在国际上，衡量收入分配平均状况最常用的指数是基尼系数，文章选用的是中国1988年到2011年的各年的城镇居民收入的基尼系数。

在文章中，我们用城镇居民的储蓄率作为被解释变量。计算方法是：储蓄率=当年城镇居民储蓄增量/当年城镇居民总可支配收入。

四、模型设计

我们的模型是：rsave=c+b1*rgpi+b2*i+b3*rcpi+b4*gini+u的形式。

其中，c度量了截距项，它表示在没有收入的时候人们也要花钱消费，储蓄率为负。b1度量了当城镇个人可支配收入率变动1%时，储蓄增长率的变动。b2度量了当利率变动一个单位，其实也就是1%时，储蓄的增量的变动。b3度量了当通AppWinPhone移动终端专用'; htmlFooter += 'WinPhone AppWinPhone移动终端专用'; } 货膨胀率变动一个单位，储蓄增量的变动。b4度量了基尼系数对储蓄率的影响。这也是文章的重点变量。u是随机误差项。我们的模型数据样本为从1988―2011年。

五、结论

从上述模型中我们可以看出：城镇居民的收入增长率变化对居民的储蓄率变化的影响还是比较明显的，储蓄率对收入增长率的弹性为0.314787，在其他条件不变的情况下，居民的收入变化1%，储蓄率同方向变化0.314787%。利率变动对实际的储蓄率变动的影响并不是十分的重要，弹性仅为0.024487。这方面有很多的原因，其中对未来预期的不确定性是一个很重要的原因，尤其是1998年以后，随着住房、医疗、教育等方面的改革，人们的储蓄倾向受预期的影响更大。这方面从人民银行数次通过降息来调整储蓄量，但是效果并不明显也可以看出来。基尼系数对储蓄率的影响非常大，弹性达到了1.145280。这里可以看出，收入分配的均等程度对储蓄的影响非常明显。这是由于收入高的群体的储蓄倾向要明显的高于收入低的群体。

参考文献：

[1]李静.中国居民储蓄率的决定因素-基于1995-2005年省际动态面板数据的分析[J].统计与决策，2006（11）.

居民储蓄率论文范文第7篇

[关键词] 利率；居民储蓄；虚拟经济

[中图分类号] F832.2 [HT5H][文献标识码] A [文章编号] 1008-4738（2012）05-0048-07

[作者简介]王成进（1979-），男，十堰市非税收入管理局副局长，金融学博士，研究方向：现代金融理论与政策；潘 强（1983-），男，十堰职业技术学院机电工程系讲师；余小敏（1986-），女，十堰市养老保险局会计。

以股市为代表的虚拟经济的膨胀和泛化引起了学界的高度关注。虚拟经济的膨胀和泛化使我们不得不重视虚拟经济对微观经济主体决策行为带来的影响，特别是对于消费者的消费、储蓄决策的影响，需要对主流经济学关于利率变动影响居民储蓄的收入效应和替代效应进行重新认识。

一、虚拟经济下的利率影响居民储蓄的机制

1.虚拟经济影响利率与居民储蓄关系的理论基础

在对虚拟经济本质探讨中目前已经形成了几种具有代表性的观点：刘俊民[1]认为，实体经济按照成本定价，而虚拟经济是以资本化定价行为为基础的价格系统，是以观念支撑的价格系统；刘晓欣[2]提出，由于积累方式由实物积累向“价值化积累”转变，虚拟价值的利润来源与货币供应量有关，用货币因素来解释虚拟经济的本质和特性；成思危从系统论的视角出发，认为虚拟经济是与实体经济相对应的经济活动模式，是寄生于实体经济的系统，具有复杂性、介稳性、寄生性和高风险性。本文认为，生产力的发展是虚拟经济产生和发展的最本质原因，生产力的发展一方面带来了物质产品的潜在生产供给能力的大幅提高，使得人们在扣除物质消费后还有相当的收入剩余，另一方面改变了人们的消费内容，从以物质消费品为主转向物质消费品、精神消费品并重。虚拟经济是生产力水平提高的指示器，是精神消费品、物质消费品潜在供给能力的“包容器”[3]。这样，虚拟经济的发展就和人们的收入、消费密切联系起来，虚拟经济的膨胀和泛化也将影响到与居民收入、消费紧密相连的“利率—居民储蓄”关系。

2.虚拟经济下利率影响居民储蓄的具体机制

虚拟经济膨胀和泛化的背景下，利率的变动主要通过财富效应和替代效应直接影响居民储蓄。由于当前我国还存在相当一部分居民仍然以工资为主要收入来源，所以需要同时考虑利率变动影响投资、特别是民营投资从而作用于居民收入、储蓄的间接影响。

（1）利率变动的财富效应。在美国人的财富中有82%以上是金融资产。劳动者以银行储蓄、债券、股票、金融衍生工具等形式持有家庭财富，这些虚拟财富不仅具有保值的功能，还具有增值的功能，能够给持有者带来一定的收益。

利率的变动会通过影响居民财富的账面价值从而影响居民储蓄。利率变动的财富效应的核心问题就演变成利率变动如何影响虚拟资产的账面价值。传统理论认为，利率上升将引起以股票为代表的虚拟资产的价值缩水。本文认为，需要对这一“常识性”结论进行深入分析。由于利率代表资金的使用成本，与资金的收益率密切相关。一般而言，实体经济的收益率相对稳定，实体经济部门“不差钱”、流动性泛滥已经成为现代经济的一个主要特征，而虚拟经济部门则受资金供给的影响较大。短期内，虚拟经济部门的持续高收益将吸引资金流入，增加资金需求、推高利率水平。因而在短期内利率上升伴随的将是虚拟资产的价值上升而非缩水！虚拟资产的价值上升通过财富效应增加储蓄水平，这一点与Friedman[4]提出的股价波动引起的资产组合效应颇为相似。长期中，利率的上升将使得资金成本上升，虚拟经济部门的吸引力下降，资金流出虚拟经济部门，虚拟资产价值缩水，通过财富效应使储蓄减少。因而需要区分利率波动的长期和短期财富效应。由此得到本文的第一个命题：

命题一：利率变动的财富效应表现为，在短期中利率上升使储蓄增加，在长期中使储蓄减少。

（2）利率变动的替代效应。随着虚拟经济的膨胀与泛化，人们广泛而又深入地参与到虚拟经济中，Binswanger[5]的金融窖藏（Financial Hoarding）理论生动形象地揭示了现代经济中存在着一个与实体经济相伴而生的“金融蓄水池”，它与实体经济互动，可以缓冲实体经济领域中的货币供求冲击，而自身也可能对货币供求产生强烈冲击。刘骏民、伍超明[6]提出了现代经济中的货币流通公式：

在生产力水平低下，人们的基本物质消费需求未能得到有效满足的情况下，储蓄或投资的目的是为了未来更好地消费。随着生产力水平的不断提高，人们的物质消费需求已得到有效满足，这时候再以消费、特别是物质消费为储蓄或者投资的主要目的显然已经不合时宜。新制度经济学的“价值准则”提出 转引自胡代光，等，凯恩斯主义的发展和演变，清华大学出版社，2004年版。，“在高度工业化后，当产品已经相当丰富，甚至消费品已经多得成为人们的一种累赘的时候，……，始终把经济增长当作值得为之奋斗的事情，……，使经济学越来越成为一门可有可无、无关紧要的学科。”本文认为，一方面，人们在物质消费需求得到满足后可能更加注重诸如娱乐、休闲等精神文化消费品带来的效用，继而人们对精神文化消费品的品质要求会不断升级，引导此类精神文化消费品的生产供给无止境地向前发展。另一方面，人们储蓄、投资的目的已经不再仅限于未来消费，从人们长期、大量持有虚拟资产的现状和趋势来看，虚拟资产投资已经演化或异化为一种相对独立的经济行为，其目的就是保值增值。

基于这一认识，利率变动将通过影响虚拟资产和储蓄之间的相对收益率来影响居民储蓄。具体而言，当利率上升时，如前文所述，往往伴随着虚拟资产收益率的上升，在短期中，将增加虚拟资产的吸引力，储蓄流入虚拟经济部门。这与我国2007年股市短期快速上涨、居民储蓄“大搬家”的事实相符。而在长期中，随着利率水平的上升，储蓄相对于虚拟资产的收益率上升，资金回流入储蓄，储蓄增加。因而本文得到第二个命题：

命题二：利率变动的替代效应表现为，在短期中利率上升使储蓄减少，在长期中使储蓄增加。

（3）利率变动影响实体投资的间接效应。凯恩斯认为，利率变动将通过影响投资从而影响国民收入，最终作用于居民储蓄。正如前文所述，在当前全球资本过剩和流动性泛滥的大背景下，利率对投资的影响已被现代经济学所忽略。但对于中国的研究，由于众所周知的金融市场缺陷、投资工具匮乏，储蓄转化为投资的渠道不畅，一方面储蓄高企，另一方面却又存在民营企业、特别是中小企业融资难的问题。李恩平[7]的研究表明，利率减小有利于储蓄资源流向民营经济部门从而增加投资。利率变动影响投资从而作用于储蓄的机制在中国似乎成立。但本文认为，这一影响应当不大，理由如下：一方面，由于中国当前的收入分配问题，储蓄资源主要集中在少数富有阶层手中，在民营企业特别是中小企业中获得工资收入的工薪阶层基本上属于低收入阶层，利率变动、投资变动对总的储蓄影响不大；另一方面，由于中国的高增长，利率水平相对于高投资收益而言仍处于相对较低水平，因而投资对利率的敏感性可能不大。鉴于此，本文得到第三个命题：

命题三：利率变动通过影响投资从而作用于储蓄的机制在中国不明显。

二、实证分析

1.变量、数据与检验方法选择

本文选择银行间债券回购利率（7天）作为名义利率的衡量指标，记作NR。考虑到通胀率的影响，将NR扣除通胀率（CPI）后作为实际利率的衡量指标，用RR表示。

居民储蓄以中国人民银行公布的居民储蓄存款余额作为衡量指标，选择全社会固定资产投资作为投资的衡量指标，分别选择工业增加值、GDP作为居民收入的衡量指标。居民储蓄、固定资产投资、工业增加值、GDP均采用增长率形式，分别记作JMCX、GDZCTZ、GYZJZ、GDP。

本文选择股票市场作为虚拟经济的衡量指标。通过比较上证指数、深圳成指与流通市值的相关系数（见表2），本文选择深圳成指作为股市波动的衡量指标。以深圳成指的收益率作为虚拟经济收益率的衡量指标，记作SZCZ。

本文分别选择月度指标和季度指标作为短期效应和长期效应的衡量口径。在样本区间选择上，考虑到1997年东南亚金融危机和美国次贷危机的影响造成股市的非正常的剧烈波动，本文选择2000-2007年作为实证检验的样本区间。数据来源于高校财经数据库、巨灵金融数据库。

检验方法上，本文使用EVIEWS 6.0软件，分别通过单位根检验、相关性检验、因果关系检验、VAR检验等分析各变量之间的关系。

2.实证过程

（1）短期效应（月度变量）检验。对时间序列进行实证的第一步就是变量的平稳性检验，本文使用ADF单位根检验，并依据AIC和SC最小原则反复检验，各月度变量均通过单位根检验，结果如下：

结果表明：居民储蓄与名义利率显著负相关，相关系数为-0.176；居民储蓄和实际利率相关性不显著；工业增加值与实际利率显著负相关，相关系数为-0.593；固定资产投资与实际利率显著负相关，相关系数为-0.455。

由于相关性并不代表因果关系，本文继续使用戈兰杰因果关系检验来检验各变量之间的因果关系，结果表明，各变量之间存在如下因果关系：

结果表明：名义利率是居民储蓄变动的戈兰杰因果原因，居民储蓄对名义利率的变动敏感；居民储蓄是实际利率变动的戈兰杰因果原因，居民储蓄的变动可能会通过影响资金供给从而影响实际利率；工业增加值是居民储蓄变动的戈兰杰因果原因，工业增加值可能会通过影响居民收入从而影响居民储蓄；深证成指是居民储蓄变动的戈兰杰因果原因，表明虚拟经济的变动已经对居民储蓄产生了实质性影响；固定资产投资则是实际利率变动的戈兰杰因果原因，固定资产投资对实际利率产生了实质性影响。

继续使用VAR脉冲响应函数检验各变量对居民储蓄的影响，结果如下：

结果表明：来自深证成指、名义利率、实际利率的单位冲击都对居民储蓄产生了一个负向作用，虚拟经济的膨胀、名义利率或实际利率的增加都会降低居民储蓄；其中，深证成指的冲击维持了4期，到第5期衰减为0，名义利率的负向冲击在第2期达到最大，大于深证成指的冲击，第3期迅速衰减为0，实际利率的负向冲击明显小于深证成指和名义利率，衰减趋势与名义利率相同，这表明虚拟经济对居民储蓄的影响小于名义利率的影响而大于实际利率的影响，但影响持续的时间比名义利率和实际利率都要长。

（2）长期效应（季度变量）检验。首先检验各季度变量的平稳性，各季度变量均通过单位根检验，结果如下：

结果表明：居民储蓄和固定资产投资显著正相关，相关系数为0.429，和名义利率显著负相关，相关系数为-0.673，和实际利率显著正相关，相关系数为0.376；固定资产投资和实际利率显著负相关，相关系数为-0.404；深证成指和GDP显著正相关，相关系数为0.645；深证成指和实际利率显著负相关，相关系数为-0.336。

在相关性基础上进一步检验各季度变量之间的因果关系，检验发现存在如下戈兰杰因果关系：

结果表明，GDP、名义利率、实际利率、深证成指都是居民储蓄变动的戈兰杰因果原因，这表明，经济增长、名义利率、实际利率和虚拟经济都对居民储蓄产生了实质性影响。

继续使用VAR脉冲响应函数检验各季度变量对居民储蓄的影响，结果如下：

结果表明：来自深证成指的单位冲击对居民储蓄产生了负向作用，这一冲击在第5期达到最大，约持续9期后衰减为0，这表明虚拟经济膨胀会使得居民储蓄持久减少，这一影响持续的时间较长；来自名义利率的单位冲击从第5期开始对居民储蓄产生较为显著的正向作用，到10期后开始逐渐衰减，来自实际利率的单位冲击对居民储蓄产生了较弱的正向作用，大约持续4期后，转化为负向作用，这表明名义利率对居民储蓄的影响大于实际利率对居民储蓄的影响，可能存在忽视通胀率的“货币错觉”；来自GDP的单位冲击对居民储蓄产生了较为持久的负向作用，在第4期达到最大，约持续10期后逐渐衰减为0，这表明GDP的增长并没有增加居民储蓄，相反还减少了居民储蓄。

三、结论和启示

随着虚拟经济的膨胀和泛化，人们越来越多地持有虚拟资产，虚拟资产已经成为影响人们收入与消费、储蓄决策的重要变量。利率变动通过影响虚拟经济改变了主流经济学中利率变动的收入效应与替代效应：主流经济学中，利率上升通过收入效应使储蓄增加，而在虚拟经济下，利率上升通过虚拟经济的财富效应，在短期中使储蓄增加，在长期中使储蓄减少；主流经济学中，利率上升通过（对现期消费的）替代效应使储蓄增加，在虚拟经济下，利率上升通过虚拟经济的替代效应，在短期中使储蓄减少，在长期中使储蓄增加。具体而言：

短期中，利率上升通过财富效应使储蓄增加，通过替代效应使储蓄减少。中国短期数据的实证表明，名义利率和居民储蓄显著负相关，名义利率和深圳成指都是居民储蓄变动的戈兰杰因果原因，名义利率、深圳成指、实际利率都对居民储蓄产生负向冲击。这意味着，在中国，短期中利率变动的替代效应大于财富效应。这一现象符合中国股市大起大落，投机动机大于投资动机、“新兴+转轨”的特征。

长期中，利率上升通过财富效应使居民储蓄减少，通过替代效应使居民储蓄增加。中国的长期数据实证表明，名义利率和居民储蓄负相关，实际利率和居民储蓄正相关，GDP、名义利率、实际利率、深圳成指都是居民储蓄变动的戈兰杰因果原因。深圳成指变动对居民储蓄产生负向作用，名义利率对居民储蓄产生正向作用，而实际利率则对居民储蓄产生较弱的影响。这意味着，在中国，长期中利率变动的替代效应仍大于财富效应，但较之短期而言，替代效应和财富效应之间的差距缩小了，这表明，长期中虚拟经济的财富效应开始显现。而深圳成指无论在短期还是长期都对居民储蓄产生了显著的负向冲击，这也意味着，以股市为代表的虚拟经济的发展确实起到了分流储蓄、使储蓄“脱媒”的作用。

中国的数据实证还表明，利率通过影响投资从而作用于居民收入、居民储蓄的机制并不存在。虽然实际利率与固定资产投资负相关，固定资产投资是实际利率变动的戈兰杰因果原因，但无论是名义利率还是实际利率都不是固定资产投资变动的戈兰杰因果原因。长期中，虽然固定资产投资与实际利率负相关，但固定资产投资与名义利率、实际利率之间均不存在任何因果关系。

中国的数据实证还发现，短期中，固定资产投资和居民储蓄都是实际利率变动的戈兰杰因果原因，这表明，固定资产投资和居民储蓄这两个分别代表资金需求和资金供给层面因素的变动能够有效地影响实际利率水平；名义利率对居民储蓄的冲击作用大于实际利率表明，中国的居民储蓄、投资行为中存在着一定的幻觉效应，即对通货膨胀不敏感；长期中，GDP的高增长对居民储蓄产生了负向作用，这一现象与传统的理论相悖，这可能与收入分配、不同收入区间下储蓄的决定方式不同有关。

重新认识利率变动的收入效应和替代效应。在人们的收入主要用于现期消费和未来消费、储蓄的目的仅仅在于满足未来消费，且投资渠道狭窄的背景下，利率变动的影响仅限于直接对收入的影响和对现期消费与储蓄（未来消费）相互替代的影响，而在当今虚拟经济膨胀与泛化，人们越来越多地持有虚拟资产的背景下，利率变动则会通过虚拟经济影响人们的收入，影响储蓄和虚拟资产之间的替代关系。这就需要在进行宏观调控时，利率调整时不仅仅需要关注利率变动的直接影响，还需要重视利率变动通过影响虚拟经济从而影响人们的消费、储蓄决策，综合考量实体经济和虚拟经济，制定更具针对性的调控政策。

激发虚拟经济的财富效应，适当抑制投机行为。当前我国股市的投机氛围较浓，“价值投资”的理念被严重抛弃，股市中坐庄、黑庄现象严重，垃圾股借题材、概念价格一飞冲天的情形屡见不鲜，借内部消息一夜暴富的神话不断上演，大股东损害小股东利益的事件频频发生，中小投资者参与股市的热情受到抑制。如何做好制度设计，激发股市的财富效应，需要政策当局更大的智慧和勇气。

[参考文献]

[1] 刘骏民.财富本质属性与虚拟经济[J].南开经济研究，2002（5）：17-24.

[2] 刘晓欣.虚拟经济与价值化积累——从虚拟经济角度认识当代资本积累[J].当代财经，2005（12）：10-14.

[3] 何问陶，王成进.消费视角下的虚拟经济——对虚拟经济强波动性和“股经背离”的一个解释框架[J].社会科学研究，2007（3）：34-39.

[4] Friedman M. Money and the Stock Market. Journal of Political Economy， 1988（2）：221-245.

[5] Binswanger M. The Finance Process on a Macroeconomic Level from a Flow Perspective： A New Interpretation of Hoarding[J]， International Review of Financial Analysis， 1987（6）：107-131.

居民储蓄率论文范文第8篇

关键词：预防性储蓄；城镇分组数据；居民储蓄；消费

一、 基于城镇分组数据的预防性储蓄分析

消费疲软、居民储蓄持续增长是当前我国经济的一个突出表现，国民经济中反映消费水平的居民消费率从1992年的47.16%下降到2009年的35.57%，而与不断降低的居民消费率相对应的是我国居民储蓄存款持续增长，1992—2009年间，我国城乡居民储蓄存款余额从11759.4亿元增长到260771.7亿元，增长幅度高达21.2倍之多，平均年增长率达到20%，远远高于同期国民经济的增长速度。尤其是次贷危机以来，出口对经济拉动作用愈加有限的情况下，提高居民消费水平成为保持我国经济快速、稳定、健康发展的根本手段。

二、我国城镇居民储蓄率的分组描述

居民储蓄是指一定时期内居民可支配收入中未用于消费的部分，基于该原则，本文将储蓄率定义为居民储蓄占当期可支配收入的比重。根据1996年至2010年《中国统计年鉴》城市居民家庭平均每人全年消费性支出表的数据，城市居民家庭被分为最低收入户、低收入户、中等偏下户、中等收入户、中等偏上户、高收入户以及最高收入户七组，家庭比例为10：10：20：20：20：10：10，利用不同收入组的人均可支配收入和消费支出计算1995-2009年不同收入组家庭人均储蓄率，结果如表1所示。

利用城市居民家庭平均每人全年消费性支出表中不同分组的被调查家庭总数、户均人口以及人均储蓄数据，根据殷兴山等（2007）的方法对居民总储蓄率进行分解，计算不同收入组对居民总储蓄的贡献。

四、结论及研究展望

本文利用城镇居民家庭收支的分组数据研究预防性储蓄行为对我国城镇居民消费和储蓄行为的影响。本文通过对比每个收入分组的预防性储蓄发现，研究期内，预防性储蓄在储蓄增量中的比重平均仅为24.54%，而考虑预防性储蓄与储蓄存量的关系，预防性储蓄对于居民储蓄增长的解释力度会更加低下，虽然收入分配差距的缩小可以降低预防性储蓄的总量，但是作用有限，预防性储蓄对于解释我国储蓄持续增长和消费疲软的现象十分乏力。

参考文献：

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3.裴春霞,孙世重.流动性约束条件下中国居民预防性储蓄行为分析[J].金融研究,2004(10).

4.任若恩,覃筱.中美两国可比居民储蓄率的计量:1992-2001[J].经济研究,2006(3).

5.施建淮,朱海婷.中国城市居民预防性储蓄及预防性动机强度：1999-2003[J].经济研究,2004(10).

6.陶长琪,齐亚伟.转轨时期中国城乡居民预防性储蓄比较研究——中国城乡居民消费的理论框架及实证研究[J].消费经济,2007(5).

7.宋铮.中国居民储蓄行为研究[J].金融研究,1999(6).

8.殷兴山,孙景德,张超群.制度变迁、不确定性、收入增长与居民储蓄率——基于宁波案例的因子分析[J].金融研究,2007(9).

居民储蓄率论文范文第9篇

关键词？演资金流量表；居民储蓄率；可支配收入

中图分类号？演F832.22 ？眼文献标识码？演A ？眼文章编号？演1673-0461（2013）12-0087-05

近年来，中国过高的储蓄率问题已经成为学术界研究的热点，众多专家学者和政策制定者围绕着中国高储蓄的结构、高储蓄的形成原因以及如何降低过高的储蓄率等问题，展开了深入持久的讨论。进入2007年以后，美国次贷危机引发了全球性金融危机，导致国外需求的减少，中国经济增长受到较大冲击。面对外需不振的形势，中国政府开始把扩大内需、刺激消费作为推动经济平稳较快增长的一项重要措施。刺激消费与降低储蓄是同一个问题的两个方面。因此，进一步理清中国高储蓄率的现实状况并提出具有针对性的解决措施，具有重要的现实意义。本文利用国家统计局2012年最新修订的2000～2009年中国资金流量表的数据，着重对我国居民储蓄率的现状及成因进行分析，以期得出一些新的认识，并提出相应的政策建议。

文章分为四个部分：第一部分是关于居民储蓄率测度问题的讨论；第二部分分析居民储蓄率与国民储蓄率、其他部门储蓄率之间的相互关系；第三部分从国民收入分配的角度分析居民储蓄率攀升的原因；第四部分是结论和政策建议。

一、关于居民储蓄率的测度问题

研究中国居民高储蓄率成因的前提是测度问题，很多研究结论的巨大差异是由居民储蓄率测度方法不同造成的。从已有的文献来看，目前对居民储蓄率的测度方法主要有四种：一是运用国家统计局分城乡的住户调查数据，城镇居民储蓄为城镇居民可支配收入减城镇居民生活消费支出，将其除以城镇居民可支配收入就是城镇居民储蓄率；农村居民储蓄为农村居民纯收入减农村居民生活现金消费支出，将其除以农村居民纯收入就是农村居民储蓄率。Kraay（2000）、Horioka & Wang（2007）的研究就是采用以上的测度方法。第二种方法是利用国家统计局编制的资金流量表数据，将资金流量表中的住户部门总储蓄除以住户部门可支配收入就是居民储蓄率，Kuijs（2005）、何新华、曹永福（2005）、任若恩、覃筱（2006）等人的研究运用了这种测度方法。第三种方法也利用资金流量表数据，稍有不同的是，这种方法将住户部门总储蓄除以住户部门可支配收入定义为居民储蓄倾向，而将住户部门总储蓄除以国民可支配收入定义为居民储蓄率。李扬、殷剑锋（2007）采用了这种定义。第四种方法则是通过估算，将当年居民总财富（包括实物资产和金融资产）的变化量作为居民储蓄，将其除以居民可支配收入即为居民储蓄率，中国人民银行课题组（1999）、Modigliani & Cao （2004）在研究中采用了该方法。

在四种测度方法中，第一种方法中采用住户调查数据同时拥有各省市和分城乡的数据，但其界定的收入和消费的范围偏窄，容易存在低估可支配收入和实际消费的问题；第四种方法则主观随意性较大，估计的准确性很难得到保证。第二和第三种方法的区别在于分母不同，前者的分母是居民部门的可支配收入，后者是用国民可支配收入。根据联合国牵头编制的《国民经济核算体系2008》，其中对储蓄率作出了严谨定义：“储蓄率，尤其是住户部门的储蓄率，是一个很关键的经济变量，通常用各部门的储蓄除以其可支配收入来计算”。① 因此，在本文的研究中，采用第二种定义方法，即用住户部门初次分配和再分配后的余额除以住户部门的可支配收入。

2012年，国家统计局根据财政部提供的全口径财政收支详细资料、国家外汇管理局修订后的国际收支平衡表数据，以及部分交易项目编制方法的调整，系统修订了2000～2008年资金流量表（实物交易），并新公布了2009年资金流量表（实物交易），其中部分历史数据发生了重大变动。我们可以通过下图由中国资金流量表数据计算的居民储蓄率，对未修订和修订后的变动作一简要对比：

通过上图的分析，我们可以明显发现，修订后的居民储蓄率较修订前明显上升，特别是2000～2003年的调整尤其显著，平均上调了近5个百分点。同时，从居民储蓄率的发展趋势来看， 2000年以来中国居民储蓄率一直在稳步上升，特别是发生国际金融危机（2007～2009年）期间，中国居民储蓄率甚至接近40%左右，远高于世界其他国家的水平。通过对修正后的2000～2009年中国资金流量表的分析，有助于进一步深化对中国居民储蓄率的认识，并对以往的研究成果进行重新审视和修正。

二、从国民储蓄结构角度看中国的居民储蓄率

自2005年以来，一些专家学者利用国家统计局定期公布的资金流量表，开展了对中国高储蓄的来源和结构等问题的研究。Kuijs（2005）通过对2001年以前中国资金流量表的分析，发现中国居民部门的储蓄率高于其他国家，同时企业和政府的储蓄率也大幅超过其他国家水平。何新华、曹永福（2005）通过对1992～2001年资金流量表的研究，认为我国居民储蓄率呈现快速下降的态势，国民储蓄率之所以居高不下，主要原因在于企业与政府在国民可支配收入中的比重持续上升以及政府储蓄率过高。国内消费需求不足的主要原因在于居民可支配收入在国民可支配收入中所占比重的持续下滑。李扬、殷剑锋（2007）以1992～2003年中国资金流量表为基础，对居民、企业（包括金融机构部门和非金融企业部门）、政府等3个部门储蓄率的比较分析，发现政府部门储蓄率急剧提高，企业部门储蓄率缓慢上升，而居民部门储蓄率逐步下降。他们认为，居民储蓄率下降的主要原因在于居民部门获得的劳动报酬、财产收入和再分配收入均有所下降。那么，在国家统计局对资金流量表数据进行调整后，这些研究结论是否仍然成立？通过对修订后数据的分析能否为中国居民储蓄率现状提供一些新的认识？本文将对此展开分析。

为了进一步深化对居民储蓄率的认识，我们将从分析国民储蓄的部门构成入手。根据中国资金流量表的编制说明，我国资金流量表（实物交易）将全部经济部门划分为非金融企业、金融机构、政府、住户和国外等五个部门。其中，非金融企业、金融机构、政府、住户等四个部门为国内部门。对于非金融企业部门和金融机构部门而言，他们没有消费支出，其可支配收入就是储蓄。为了便于展开分析，我们将非金融机构部门和金融机构部门合并为一个部门，统称为企业部门。对于住户部门和政府部门而言，他们各自的可支配收入减最终消费就是他们各自的储蓄，将储蓄除以该部门可支配收入便可得到住户部门储蓄率（本文称之为居民储蓄率）和政府储蓄率。我们将企业部门、政府部门和住户部门的储蓄相加的总和称为国民储蓄，国民储蓄与整个国内部门的可支配收入之比就是国民储蓄率。另外，为了更好地分析国民收入分配结构，我们将政府部门储蓄除以国民可支配收入定义为政府储蓄占比，将住户部门储蓄除以国民可支配收入定义为居民储蓄占比，将企业部门储蓄除以国民可支配收入定义为企业储蓄占比。因此，按照以上定义，可得：

部门储蓄占比=部门储蓄率 *部门可支配收入占国民可支配收入的份额

因此，国民储蓄率就等于各部门储蓄占比之和。表1是根据修订后的2000～2009年资金流量表计算的国民储蓄率及各部门储蓄占比情况。

从上表我们可以发现，自2000年以来，我国的国民储蓄率呈现不断上升态势，其中住户部门、政府部门和企业部门的储蓄占国民可支配收入的比重无一下降，呈现出普遍上升的态势。其中，政府部门的储蓄上升尤为明显，自2000年至2009年的10年间，政府储蓄占国民可支配收入的比重上升超过6个百分点，而居民储蓄占比和企业储蓄占比分别上升3个百分点以上。因此，我们认为，中国高储蓄率是居民、企业和政府共同推动的结果，其中政府储蓄的上升最为显著。

下面，我们根据部门储蓄占比的公式，将住户部门、政府部门和企业部门的储蓄占比，分解为部门储蓄率和部门可支配收入在国民可支配收入中的份额（见下表）。

通过上表我们可以发现，自2000年至2009年，我国居民可支配收入占国民可支配收入的份额呈现逐年下降的态势，居民储蓄占比的提高完全是由居民储蓄率的提高带来的。由此可见，虽然中国政府近年来多次提出要刺激居民消费，但实际效果并不理想，一方面居民可支配收入增长低于经济增长速度，导致居民收入占国民可支配收入比重不断下降，另一方面是居民的储蓄倾向不断加强，在短短的十年间居民储蓄率上升了近10个百分点。与此形成鲜明对比的是，政府的储蓄率迅猛上升，从2000年的负储蓄上升到2009年的27%，其主要原因不外乎两点，一是政府财政、税收等收入的大幅增加，这一点从政府可支配收入占国民可支配收入的比重不断上升中可以得到映证；二是政府教育、医疗、卫生等公共支出相对不足。

三、从国民收入分配的角度看中国的居民储蓄率

根据我国资金流量表的编制原理，国民收入核算的起点是各部门的增加值，收入分配可以分为初始分配和再分配两个阶段。对住户部门来说，初次分配收入主要由增加值、劳动报酬净额和财产性收入组成。由于国情特殊性和数据基础薄弱等问题，中国资金流量表中的劳动报酬不仅包括受雇劳动者的劳动报酬，还包括个体经营者的经营净收入和离退休人员的工资收入。因此，为了分析的方便，我们这里所指的住户部门的劳动报酬净额是劳动报酬项来源与运用之差，再减去住户部门生产税净额之后的余值。根据这一定义，住户部门的初次分配总收入就等于住户部门增加值、劳动报酬净额和财产性收入之和。下表是2000～2009年各组成部分占住户部门初次分配总收入比例的变动情况（见下表）。

从上表我们发现，自2000年以来，劳动报酬净额始终是居民初次分配总收入的主要部分，并呈现略有上升的态势。与此同时，增加值所占比例有所下降，财产性收入比例有所上升，但变化不大。由于增加值是由个体经营者在生产过程中创造的价值，增加值比重的下降意味着个体经营者在我国经济中的影响力有所减弱。

下面，我们通过计算各部门在初次分配和再分配过程之后获得的可支配收入在国民可支配总收入中的比重，进一步认识中国居民部门在国民收入分配格局中的状况。表4是我们计算的企业、政府和居民部门在两次分配后获得的可支配收入与国民可支配收入之比。

下表的数据表明，2000年以来的10年间，我国居民部门在国民可支配收入的分配格局中，无论是初次分配还是再分配，均出现了大幅度的下滑，下滑幅度均超过6个百分点。与此形成鲜明对比的是，政府部门和企业部门在国民可支配收入中的比重均有所上升。从收入再分配的情况看，我们可以发现，经过收入再分配后居民部门和企业部门在国民可支配收入中的比重均呈现下降趋势，而政府部门在再分配中的比重进一步上升。

收入再分配主要涉及经常转移项目，下面又分为收入税、社会保险缴款、社会保险福利、社会补助、其他项目转移共5个子项。对政府部门而言，收入税和社会保险缴款是主要的来源项，社会保险福利、社会补助是主要的运用项，其他项目转移一般规模较小。对居民部门来说则正好相反，社会保险福利和社会补助是主要的来源项，收入税和社会保险缴款是主要的运用项。自2000年以来，政府收入税、社会保险缴款的收入不断增加，但社会保险福利、社会补助并未明显增加，导致政府部门在再分配后占国民可支配收入中的比重不断增加。特别是2007～2009年的3年间，政府经过再分配后的可支配收入占国民可支配收入中的比重均提高了近4个百分点。在国际金融危机的大背景下，政府收入不降反增，表明政府公共支出明显不足，很多应该由政府承担的公共服务成本被转嫁到居民身上，这或许是解释居民部门储蓄率不断上升的重要原因。

四、结论和政策建议

通过上述分析，我们可以得出4点结论：

一是自2000年以来，中国居民储蓄率、政府储蓄率和企业储蓄率均呈现逐年上升的态势。这一点显然与何新华、曹永福（2005），李扬、殷剑锋（2007）利用未经修正的资金流量表原始数据得出的结论不同。但政府储蓄率上升速度远高于居民储蓄率和企业储蓄率的事实依然成立。

二是中国居民储蓄在国民可支配收入中的份额呈现上升态势，这种上升是在居民可支配收入占国民可支配收入的比重不断下降的背景下出现的，这意味着中国居民储蓄率更快速度的上升。从这种情况来看，自2007年金融危机以来国家采取有关刺激居民消费的政策并未发挥应有的作用。

三是在国民收入初次分配中，居民部门的主要收入来源是劳动报酬，其在居民部门初次分配总收入中的比重逐步提高，与此同时增加值所占的比重在10年间却下降了近4个百分点，这表明个体经营者群体的影响力逐渐减弱。

四是在收入再分配过程中，由于居民部门的收入税、社会保险缴款不断增加，而社会保险福利、社会补助并未明显增加，导致居民部门在再分配后的可支配收入占国民可支配收入的比重有所降低，与此相对应的则是政府部门在再分配后占国民可支配收入中的比重不断增加。公共支出明显不足是导致居民部门储蓄率上升的重要原因。

针对目前我国居民储蓄率过高的现实情况，我们基于2000～2009年中国资金流量表的分析，提出3点政策建议。

（1）从长远来看，降低居民储蓄率的关键在于提高居民部门收入在国民收入初次分配中的比重。目前，我国政府部门和企业部门在国民收入分配中的比重过高，相当程度上挤占了居民部门的收入增长空间。虽然国家已经将扩大消费作为一项重要政策，但在居民收入增长有限、预期未来存在教育、医疗、养老等刚性支出的情况下，不得不提前进行预防性储蓄。这一点从2007年金融危机以来居民储蓄率不降反升的情况可以得到映证。因此，国家必须采取积极有效的措施，进一步改善收入分配结构，较大幅度地提高劳动报酬，否则刺激消费的愿望难以成为现实。

（2）短期来看，在政府储蓄大幅度增加、公共支出明显不足的情况下，应该进一步发挥财政政策的作用，恢复财政的公共属性，适度增加在教育、医疗、养老、住房保障等方面的公共支出。这一方面可以降低过高的政府储蓄，另一方面也有助于降低居民部门的预防性储蓄，刺激消费增长，从而较好地起到“一石二鸟”的效果。

（3）面对我国居民储蓄率、政府储蓄率和企业储蓄率 “三高”且短期难以根本扭转的形势，国家要进一步理顺储蓄转化为投资的渠道，提高储蓄的利用效率，努力提高储蓄的边际收益。

[注 释]

① 具体内容可参见《System of National Accounts 2008》，Chapter 9：The Use of Income Accounts，Calculating Savings Ratios.

[参考文献]

[1] Horioka，C. and J . Wan.The Determinants of Household Saving in China： A Dynamic Panel Analysis of Provincial Data[J]. Journal of Money，Credit and Banking，2007，39（8）： 2077-2096.

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[4] Modigliani，F. and L. Cao .The Chinese Saving Puzzle and the Life-Cycle Hypothesis[J].Journal of Economic Literature，2004， 42（1）：145-170.

[5] 何新华，曹永福.从资金流量表看中国的高储蓄率[J].国际经济评论，2005（11-12）.

[6] 李扬，殷剑锋.中国高储蓄率问题探究——1992-2003年资金流量表的分析[J]. 经济研究，2007（6）.

居民储蓄率论文范文第10篇

关键词：高储蓄率；成因；人口年龄结构；预防性动机

中图分类号：F830 文献标识码：A 文章编号：1001-828X（2014）03-000-02

一、引言

据国际货币基金组织数据显示，20世纪70年代至今我国国民储蓄率一直远高于世界平均水平，且居民储蓄率仍处于上升趋势。2005年全球平均储蓄率为19.7%，我国储蓄率则高达51%。2013年9月，我国居民储蓄连续3个月突破43万亿元，人均储蓄超过3万元，为全球储蓄金额最多的国家。那么，究竟是什么原因造成我国储蓄率居高不下呢，本文将对已有的具有代表性的研究进行梳理。

二、高储蓄率成因的解释

目前，对于导致我国高储蓄率的成因，学术界除了讨论高经济增长率、高人口增长率两个重要因素外，也对人均收入因素、人口年龄结构、收入分配差距、预防性储蓄动机、宏观经济政策冲击等因素对储蓄率的影响进行了越来越深入的讨论。

（一）经济增长速度。王弟海、龚六堂（2007）认为2000年以前，我国经济学家普遍从实证角度研究储蓄率和经济增长速度之间的关系，缺乏理论基础。因此他们从微观经济学基础出发，在一个持续增长的经济中，建立离散的Ramsey模型推导出长期储蓄率和消费率的一般公式。通过代入中国和美国等国的经济变量数据进行模型合理性的验证，最后在此基础上分析结果显示中国高储蓄率的主要原因之一是中国高经济增长率。因为高经济增长率导致高投资回报率然后提升了居民当期相对消费成本，最终导致了高储蓄率。汪伟（2008）考虑到我国特殊的二元经济环境，利用1952-2006年省级动态面板样本数据，通过向量自回归模型，分析了经济增长率、投资率和储蓄率之间的动态相关性。研究结果显示：经济增长率对储蓄率存在显著的正向影响，但反向因果关系不成立。

（二）人均收入因素。考虑到宏观数据在研究居民储蓄行为上的缺陷，国内经济学家开始用微观数据进行实证分析。殷兴山、孙景德和张超群（2007）对1978年以来我国居民高储蓄率成因进行研究时，采用了宁波市400户家庭数据。他们的创新之处在于在分析出居民储蓄率不断上升主要原因的基础上，给出了量化比例。统计结果表明：不确定性因子、制度因子与收入因子中，收入因子是居民总储蓄率上升的主要推动力。杭斌、郭香俊（2009）认为，国内学者从收入不确定性及流动性约束角度研究高储蓄率现象时，未将习惯形成作为影响因素考虑进来，他们的研究认为，收入不确定性是我国城镇居民高储蓄现象的一个主要推动力。

（三）收入分配因素。一些经济学家从中国总储蓄结构特征出发，运用国家统计局公布的中国资金流量表进行了分析。李扬、殷剑峰（2007），翁媛媛、饶文军、高汝熹（2010），徐忠、张雪春、丁志杰、唐天（2010）等通过建立计量模型对储蓄率变化的原因分部门做了实证检验。他们一致认为，造成我国高储蓄率的两个重要原因是政府部门和企业部门储蓄的不断增加。汪伟、郭新强（2011）认为，目标性储蓄可能是连接储蓄率与收人不平等之间一个重要的理论渠道，收入不平等和居民的目标性储蓄很可能是造成中国居民高储蓄率的重要原因。他们的理论模型得到了两个重要结论：（1）假定时间偏好、消费习惯一致的情况下，由于收入不平等的强化效果对目标消费的影响，高收入者比低收入者的储蓄率低；（2）随着消费习惯的增强和收入不平等程度的加剧，社会经济中的总储蓄率会上升。

（四）人口年龄结构。袁志刚、宋铮（2000）认为在养老保险制度中，养老金收入由收入、未来劳动力的数量以及代际转移比例等因素决定。他们构建了一个两期叠代模型，该模型能够反映中国养老保险制度环境的重要特征。他们的分析表明：人口老龄化会激励居民增加储蓄，中国高储蓄率一个主要推动力可能是人口老龄化。郑长德（2007），钟水映、李魁（2009）基于生命周期理论，运用中国省际动态面板数据，对各地区人口转变及抚养负担变化对储蓄率的影响进行了估计。研究结果均认为少儿抚养比下降会导致居民储蓄率的上升，老年抚养负担对储蓄率的影响则不尽相同。目前，人口年龄结构对储蓄率是否存在影响，影响有多大还是一个需要深入研究的命题。

（五）预防性储蓄动机。消费者一般会为预防风险而进行预防性储蓄，由此会减少消费而增加储蓄。龙志和、周浩明（2000）使用1991-1998年分地区面板数据（收入、消费、物价），运用工具变量和广义矩估计方法进行了估算。结果表明，我国城镇居民确实会为了平滑收入波动而增加储蓄，但他只是对预防性动机本身进行估计，预防性动机对我国城镇居民的影响并没有进行分析。施建淮、朱海婷（2004）则使用消费者预期效用最大化模型，以1999-2003年我国35个大中城市的人均可支配收入、人均消费支出、商品零售价格指数数据为样本进行计量分析。结论表明：预防性储蓄动机可能对居民储蓄行为起重要作用，但实际的预防性动机可能没有预期那么强，可能是由于收入分配不平均导致储蓄在各部门间比例结构失衡。宋振学、臧旭恒（2007）提出了分段递增的边际效用函数假说，该假说从内部原因探索了消费者的预防性储蓄行为。但是，由于预防性储蓄理论仍然是一个有争议的理论，因此它亟需经济学家们继续深入研究。

（六）宏观经济政策。何立新、封进、佐藤宏（2008）采用中国社科院经济研究所1995年、1999年、2002年城镇住户调查数据（包含个人、就业状况、职业特征和等信息），基于生命周期模型分析了中国养老保险制度改革①对居民对家庭储蓄率的影响。因为养老金财富的变化具有外生性，可以使企业员工养老金财富发生变化，于是它可以作为政策因素来分析对家庭储蓄率的影响。他们研究认为：养老金财富对于家庭储蓄存在显著的替代效应，但不同家庭这种替代效应有明显差异。

注释：

①1995-1997年，中国城镇养老保险制度在历经了一次重要的改革，改革的主要内容是从单一的现收现付制转向个人账户与现收现付相结合的模式，最终建立多支柱的养老保险体系。

参考文献：

[1]宋振学，臧旭恒.边际效用分段递增的效用函数与预防性储蓄行为[J].消费经济，2007，1：3-6.

[2]王弟海，龚六堂.增长经济中的消费和储蓄——兼论中国高储蓄率的原因[J].金融研究，2007，12：1-16.

[3]何立新，封进，佐藤宏.养老保险改革对家庭储蓄率的影响：中国的经验证据[J].经济研究，2008，10：117-130.

[4]汪伟.储蓄、投资与经济增长之间的动态相关性研究——基于中国1952-2006年的数据分析[J].南开经济研究，2008，02：105-125.

[5]杭斌，郭香俊.基于习惯形成的预防性储蓄——中国城镇居民消费行为的实证分析[J].统计研究，2009，03：38-43.

[6]汪伟，郭新强.收入不平等与中国高储蓄率：基于目标性消费视角的理论与实证研究[J].管理世界，2011，09：7-25+52.

[7]龙志和，周浩明.中国城镇居民预防性储蓄实证研究[J].经济研究，2000，11：33-38+79.

[8]朱春燕，臧旭恒.预防性储蓄理论——储蓄（消费）函数的新进展[J].经济研究，2001，01：84-92.

[9]殷兴山，孙景德，张超群.制度变迁、不确定性、收入增长与居民储蓄率——基于宁波案例的因子分析[J].金融研究，2007，09：102-112.

[10]李扬，殷剑峰.中国高储蓄率问题探究——1992-2003年中国资金流量表的分析[J].经济研究，2007，06：14-26.

[11]翁媛媛，高汝熹，饶文军.中国高储蓄率部门特征、成因及对策[J].经济学家，2010，03：41-49.

[12]徐忠，张雪春，丁志杰，唐天.公共财政与中国国民收入的高储蓄倾向[J].中国社会科学，2010，06：93-107+222.

[13]袁志刚，宋铮.人口年龄结构、养老保险制度与最优储蓄率[J].经济研究，2000，11：24-32+79.

[14]郑长德.中国各地区人口结构与储蓄率关系的实证研究[J].人口与经济，2007，06：1-4+11.

[15]钟水映，李魁.劳动力抚养负担对居民储蓄率的影响研究[J].中国人口科学，2009，01：42-51+111.

居民储蓄率论文范文第11篇

关键词：储蓄率；重工业增加值；计量检验

中图分类号：F832.22 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2014）08-0036-04

一、问题的提出

中国居民储蓄问题一直受到经济工作者的关注。在拉动经济发展的三驾马车中，投资、出口立下了汗马功劳，但是消费对经济的贡献一直是最低的，而与此相对的储蓄却一直不断地增长，不断刷新纪录。在这样的大环境下，经济发展水平相对落后、人均可支配收入较低的山西省相较于其他地区的居民表现出更强烈的储蓄倾向，有数据表明，绝大多数年份山西省城镇居民储蓄率明显高于全国平均水平，并有不断扩大的趋势。

二、变量选择分析

据西方宏观经济学（凯恩斯的绝对收入消费理论）分析，影响储蓄的因素包括：收入、利息率、物价水平、收入分配的均等化等，但是这些因素无法对此作出让人信服的解释。除此之外，美国经济学家杜森贝利的相对收入消费理论，美国经济学家弗兰科・莫迪利安尼的生命周期消费理论，美国经济学家米尔顿・弗里德曼的永久收入的消费理论等也无法做出完全合理的解释。

那么，到底是什么因素造成了山西省城镇居民的高储蓄？从山西省的实际情况考虑，山西省地处内陆，煤炭资源丰富，全省的各种煤炭总储量占到全国的1/3。自20世纪50年代以来，山西省逐步形成了独特的以煤炭为中心的重工业产业结构，主要表现在山西省工业结构的畸形化，偏重工业化，支柱产业结构单一化。在1992―2012年山西地区生产总值构成中，第二产业平均来说占比超过50%；工业增加值中轻重工业的比例严重失衡，重工业占比接近95%。轻工业的基础薄弱，重工业比例过大，煤炭、冶金、焦化、电力四大重型工业提供的增加值占到了全省工业增加值的80%以上。为此，根据这个特殊经济背景，用重工业增加值/当年工业增加值的比率作为解释变量来试着解释山西省城镇居民高储蓄。影响储蓄的因素还有居民收入、物价水平等，在引入解释变量时，本着选取代表性的指标，可以将居民收入和物价水平整合为一个指标，这样就得出了居民实际收入变量。在历年山西省统计年鉴上，对城镇居民的收入按照收入等级分为低收入组、中等收入组、高收入组，占比分别为20%、60%、20%。可以看出，中等收入组数据对最终居民平均收入的确定具有决定性意义，这一点也可以从历年山西省城镇居民平均每人全年可支配收入和中等收入组的收入中得出。为了使变量更具代表性，选用城镇居民中等收入数据作为城镇居民收入的代表，仍定义为居民收入，引入到模型中。以山西省城镇居民储蓄率（当年城镇居民人均可支配收入-人均消费性支出）/当年城镇居民人均可支配收入）为被解释变量，建立模型来分析山西省城镇居民高储蓄的原因。

三、数据处理

数据整理如表1。

四、模型的建立与检验

六、模型的不足

第一，在该模型中，样本数据只有21年，得出的结论虽然符合经济理论，但是为了模型更加精确，为了确保准确反映山西地区城镇居民储蓄率的变动，应该增加样本数据，使其所建模型更加具有说服力。

第二，影响山西省城镇居民储蓄率的因素有很多，本文只是站在山西省特有的经济背景和产业结构的角度，论证了影响山西省城镇居民高储蓄率的一个非常显著的影响因素，并没有将其他影响山西省城镇居民储蓄率的因素进行组合，用一个合理的模型来解释。

七、政策建议

1.大力加快山西省产业结构优化的步伐。推动第二产业的优化升级，大力发展轻工业，使轻重工业达到合理比例；重点培植新的支柱产业，培养经济增长极；运用高新技术逐步替代落后生产工序，淘汰落后产业。采取措施降低重工业的波动，保持山西地区经济的稳定。

2.大力发展第三产业。出台相应的政策推动山西地区金融业、房地产业、餐饮等服务行业的蓬勃发展；加大对旅游业的资金投入，积极发展旅游业，把山西建设成全国有影响力的旅游大省。

这样一来，给居民创造了一个稳定有序的经济环境，降低了居民收入的不确定性，使居民的预防性储蓄不会过快增长，保持合理比例。这对于解决山西省城镇居民高储蓄问题，保持山西地区经济的健康发展具有积极的推动作用。

参考文献：

[1] 车亮，郭香俊.重化工结构、收入不确定与居民储蓄――来自山西省的经验数据[J].中北大学学报：社会科学版，2011，（5）.

[2] 边叔元.谈山西产业结构调整[J].经济师，2011，（2）.

居民储蓄率论文范文第12篇

【关键词】城镇居民储蓄率 多元线性回归 主要影响因素

一、问题的提出和相关的背景

1978年改革开放之后，我国的储蓄率随着国民经济的发展不断地增长，各方面的原因，导致老百姓有钱但是不敢花，尤其是从20世纪90年代之后，我国储蓄率一直保持着高增长率。高储蓄率对我经济的发展可以说有利有弊，高储蓄率一方面为我国经济发展提供了充足的资金来源，可以说，我国能够顺利度过几次全球性经济危机，都是因为非常坚实的资金支持。但是我们不得不承认，高储蓄率严重抑制了消费，造成了内需不足，也是国内流动性过高，这都会严重的制约我国的经济持续发展。尤其是很多发达国家正好相反，处在储蓄率急速下降的时期，这些现象都值得我们去深入研究。我们需要必须要全面分析每个经济体的储蓄率的不同发展时期，不仅分析自身的发展阶段和影响因素，而且要从其他国家的经验中扬长避短，这些对我国制定相应的财政和货币政策都是非常有益的。

二、文献综述

乔虹（2010）认为宏观经济增长和通货膨胀率，人口结构以及快速城市化带来的收入增长是造成中国出现高储蓄率的原因。中国居民的储蓄收各种政策的影响很大，包括社保，医疗和住房福利的搞个，不发达的金融市场以及年龄群体效应。企业的盈利能力的周期性改善也促进中国企业存款进一步增长。而谭晴（2009）基于Eviews对我国城镇居民的储蓄率进行了实证分析，选取了城镇居民收入增长率，一年期利率，基尼系数，通货膨胀率为解释变量，最终得到的模型的结论为收入分配的均等程度对储蓄的影响是非常明显的，但是利率变动对实际的储蓄率变动不是很明显，其中对未来的不确定性是一个很重要的原因，人们的储蓄倾向受预期影响更大。这些研究主要都强调了利率，预防性储蓄，流动性约束和不确定因素对居民储蓄的影响，在下文中更侧重于在社保，收入不平等上的研究。

三、变量选取和分析

一个国家的储蓄总量受到很多因素的影响，比如收入因素，利率，物价水平，收入分配，消费支出，贫富差距等等。在其他条件不变的情况下，储蓄与可支配收入存在正相关的关系，和消费成负相关的关系。在本文中，我们选用了四个典型的因素，城镇居民收入的增长率，一年期储蓄利率，城镇居民的基尼系数，城镇基本养老保险累计结余的增长率。

首先城镇居民收入是目前决定我国储蓄率一个非常重要的因子，中国的老百姓还没有西方人那种信贷消费的观念，所以存钱养老，存钱买房，存钱医疗都是非常常见的。所有这一要素我们列入模型的解释变量。其次是储蓄利率，利率高了，人民获得的利息多了，自然存到银行的钱就多了。需要指出的是，这里的储蓄利率是一年的加权平均后的加权利率。再次是基尼系数，我们知道在收入分配越公平的国家，它的平均消费倾向就越高，也就是平均储蓄倾向越低。所以我们在本文中选择用基尼系数来衡量一国的收入分配情况，基尼系数越小，收入就越平均，基尼系数越大，收入差距就越大。最后是城镇基本养老保险累计结余的增长率，选择这个因素具有比较强的中国特色。如果一个国家的社会福利体系比较健全，在养老医疗失业方面都有好的保障，人们敢消费，没有后顾之忧，那储蓄率自然就高。而现在的中国国情我们可以看到，用于社会保障的政府支出虽然不断在增加，但是相对于发达国家，还是远远不够的。中国人存钱很大一部分都是用于养老养儿，其中存钱养老占很大的比重。养老保险收入中有一部分是现在的年轻人交上去的养老保险金，一部分是政府划拨的。养老保险收入和支出的差可以反映我国现在社保的发展状况。我们列入解释变量。

四、变量的设定及数据处理

（一）变量的设定

本文的样本容量是从1997年～2007年的，其中

Y代表城镇居民储蓄率

X1代表城镇居民可支配收入的增长率

X2代表一年期储蓄率

X3代表城镇居民的基尼系数

X4代表城镇基本养老保险累计结余的增长率

基于以上数据，我们建立模型：

Y=β1+β2×1+β3×2+β4×3+β5×4+μ

β1度量了横截距，它表示在收入为零的时候人们也要花钱消费，也是有生活必需品消费支出的，储蓄为负。

β2度量了当城镇居民储蓄率每增长1%时，居民储蓄率变动的单位数

β3度量了当储蓄利率变动1%时，居民储蓄率变动的单位数

β4度量了基尼系数对储蓄率的影响

β5度量了当城镇基本养老保险累计结余的增长率每变动1%时，居民储蓄率变动的单位

μ是随机误差项

（二）数据处理

（1）首先利用Eviews7.0对表1数据进行对数据的稳定性进行检验，我们采用的是ADF检验。在对原数据进行检验，数据未通过检测，然后进行一阶差分的检验，有如下结果：

说明该组数据经过了所有检验，是一个平稳序列。

（2）利用Eviews7.0对表1数据进行最小二乘估计，输出结果为如下：

①R2=0.695292，拟合优度偏低，但是初步可以通过经济意义的检验，系数的符号符合经济理论。拟合优度偏低的原因可能是在数据上问题，但又有可能是在解释变量选择的时候不是很好。

②多重共线性检验

但是从X1，X4的P值都不通过T检验，可能存在多重共线的性，为了进一步确定是否存在多重共线性，利用Eviews7.0输出结果：

从输出结果上我们可以看出X1和X2存在共线性的可能性，一般解决共线性的办法有两种，一种是剔除一个变量，一个是差分法。此处我们用第一种方法，我们先剔除了X2，之后再进行最小二乘法检验，X3，X4依旧没有通过T检验，于是剔除X1再进行相似检验。最终我们留下X2，X3得到以下结果

最终，多重共线性不存在，F值为14.66321，模型总体显著，同时T检验中X2，X3两个变量的P值为0.0001和0.0133，都小于0.05，所以变量显著，所以模型统计意义上的检验都通过了。

从经济意义上，常数项为负数，即就算没有收入也会有消费支出，符合经济学的意义，X2和X3的系数为正数，表示储蓄率与利率还有基尼系数都有同方向变动的，也符合经济意义。所以得到模型Y=-0.024649+2.626455X2+0.523625X3

（3）异方差性检验

对得到的新模型进行异方差检验，运用WHITE检验，得到输出结果：

结果显示Obs*R-squared的P值有1.814823>0.05，采用的是没有交叉项的检验方法，接受原假设，也就是说该模型不存在异方差性。

（4）自相关性检验

最后得到的新模型的回归分析输出结果中DW值为1.8898≈2。该模型有两个解释变量，样本容量为18，给定的显著性明显，不存在自相关性。

综上所述，最终得到我国城镇居民储蓄存款模型：

Y=-0.024649+2.626455X2+0.523625X3

（-0.572836）（2.805465） （5.303757）

五、模型结论分析

从上面的测算模型中可以得到：一年期储蓄利率每增长一个百分点，我国城镇居民的储蓄率上涨2.626455%，说明了利率上涨会吸引人们把钱存入银行，利率对储蓄的影响还是比较大的，而基尼系数对储蓄率的影响没有那么大，城镇居民基尼系数每增长一个百分点，我国城镇居民储蓄率将上涨0.523625%，高收入群体的储蓄倾向大大超过低收入群体。

六、本模型的不足

本人因掌握的专业知识和时间有限，在模型中是很想证明一下社会保障对居民储蓄率的影响，但是这一变量因为不显著被舍去了，我觉得有悖于理论研究，所以可能在选择社会保障方面的相关数据的时候存在偏差。另外一国的金融市场发达程度，一国是内向型国家还是外向型国家，国民的整体预期都对储蓄率影响很大的因素，但是由于很难选择代表性数据，所以没有列入解释变量，这个也是有待改进的。

七、针对本模型给出几点建议

中国现在所处的高储蓄的阶段，我们知道过低的储蓄和过高的储蓄都会给经济带来很多弊端。而如今的中国从2002年起，经济就有失衡的趋势，低消费，高投资，高储蓄。储蓄率持续率这把双刃剑，走高的后果是带来消费的萎靡，这对经济的持续增长是有很大阻碍作用的。中国应该及时的调整高储蓄的现状，借鉴其他国家的经验，最大限度的避免高储蓄率对经济的冲击。

（一）全面改革金融体系，大力加强消费市场建设，使消费模式多元化

中国应该加快发展资本市场，建立较为健全的投资融资机制，为老百姓提供更为多元的投资模式，改变人民的投资理念和收益观，使居民的钱不是总流向银行。另外要提高各种资产的收益，增加居民收入，扩大居民的财富积累，最终扩大消费者的消费。政府也应该运用各种政策刺激消费点，如在很多商品的购买商提供补贴或降低税收，对低收入人群和农村人口进行各种保障性消费，如保障房，家电下乡等等。对于贷款的限制也应该适当的放宽，使更多的人能够有能力去消费，从而提高整个社会的消费水平。

（二）政府应提高民生支出比重，完善社会保障制度，尽可能的缩小贫富之间的差距

中国政府除了将资本转移给企业之外，更多的是应该通过财政支出加强在医疗养老失业等公共产品的供给，尽快的讲社会保障普及到全体国民，尽可能的较少国民的后顾之忧。通过调节收入，扩大中产阶级范围，提高低收入群体收入，缩小收入差距，从而提高国民的福利水平。继续调整我国的税收制度，通过结构性税制的改革，完善累计税率值，减轻中低收入人群税收，不断对高收入人群加大征税力度，将税收尽可能的用于对于保障性的政策。提高低收入群体的支付能力，降低消费，增加储蓄。

（三）根据我国国情，积极探索适合中国的储蓄改革之路

中国和世界上其他国家虽然在储蓄率的发展进程上有一定的相似之处，但是中国还有很多独有的特点，比如人口基数过大，人民生活质量还不是很高，老龄化不断深化。这就要求我们在改革储蓄的进程中要稳步前进，一定不可以忽视人口的问题。中的人口老龄化不可逆转，而老龄化必然会使储蓄率不断走低，但是如果储蓄率太低，资本不充足也会对我国的持续发展造成影响。因此，我国在探索储蓄率改革的路上一定要从实际出发，适度的进行调整，保证社会的稳定。

参考文献

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居民储蓄率论文范文第13篇

关键词：居民储蓄；单位根检验；协整检验；脉冲响应函数

中图分类号：F832.7 文献标志码：A 文章编号：1002-2589（2013）19-0095-02

引言

储蓄是社会经济发展的重要影响因素，适度的储蓄为经济的发展提供了充足的后备资金。然而，由于储蓄与消费之间存在此消彼长的关系，过度的储蓄会导致消费需求的不足，给经济发展带来不利影响。因此，深入探讨居民储蓄的影响因素，对于引导城乡居民储蓄向消费和投资转化、促进安徽省经济增长，具有重要的现实意义。

近年来，国内学者采用不同指标，运用不同的计量方法对我国及各省市城乡居民储蓄做了大量研究。林玲[1]通过误差修正模型分析了可支配收入、利率水平、通货膨胀等对我国居民储蓄的影响。王耀青[2]通过构建函数系数模型，刻画了我国居民储蓄各影响因素与储蓄额之间的动态关系。池振球[3]运用线性回归模型研究了广东省城乡居民储蓄的影响因素。但笔者认为以上研究缺乏对数据的平稳性检验，且研究方法大多局限于线性回归。

本文在以上学者研究的基础上，以安徽省为研究对象，首先运用单位根、协整方法检验序列的平稳性及长期均衡关系，接着运用脉冲响应函数研究各因素对储蓄的动态影响，最后，在实证分析的基础上提出相应的对策建议。

一、指标选取与数据来源

（一）指标选取

本文选取以下五个指标：城乡居民储蓄、收入水平、利率水平、通胀及居民赡养负担。

其中，城乡居民储蓄是指居民在一定时期内可支配的货币收入减去即期消费后的余额，包括居民手持现金、银行存款等。由于居民手持现金的数据难以获得，并且随着科技水平的提高以及持卡消费的逐渐普及，居民储蓄中现金持有比例逐渐降低，所占份额较小。因此，本文以城乡居民储蓄存款作为替代变量。为消除价格因素的影响，将年末城乡居民储蓄存款除以安徽省居民消费价格指数（以1990年为基期）后的数据作为被解释变量Y。

收入水平最典型的代表就是居民可支配收入。城乡居民可支配收入是将城镇居民人均可支配收入、农村居民人均纯收入分别乘以非农业人口、农业人口后加总得出，除以安徽省居民消费价格指数（以1990年为基期）之后作为解释变量X1。从理论上看，银行存款利率的高低对于城乡居民储蓄存款应有很大的影响，但由于我国经济发展水平不高，各项社会保障制度不健全，人们储蓄主要为应对未来不时之需，而取息增值动机相对较弱，因此城乡居民储蓄存款额还是持续上升的。本文选择一年期定期存款利率反映利率水平，记为X2。理论上通货膨胀与城乡居民储蓄应该是负相关的。本文中，通货膨胀率以安徽省居民消费价格指数（以上年为基期）减去100%为代表，记为X3。随着人口老龄化的加剧，中青年人群的赡养负担正逐渐加重，一定程度上占用了居民储蓄。本文采用安徽省老年抚养系数，即65岁以上人口与14至65岁人口的比重来衡量安徽省居民赡养负担，记为X4。

研究表明，居民储蓄与其他因素也存在一定关系，如其他投资渠道的发达程度、未来预期的不确定以及社会保障制度等都会对居民储蓄产生影响，但由于重要性及数据可得性等原因，笔者将它们归入随机扰动项u中。

（二）数据来源

本文所选数据来自《安徽省统计年鉴2012》、中国统计年鉴数据库以及中国人民银行网站，并进行相应处理，样本区间为1998-2011年。

二、实证分析

（一）单位根检验

首先运用ADF检验法对序列进行平稳性检验，在5%的显著性水平下，序列Y、X1、X2、X3、X4均未能通过平稳性检验。因此，对原序列进行一阶差分后再进行单位根检验，结果显示，一阶差分序列在5%的显著性水平下拒绝原假设，确定是平稳序列。

（二）协整检验

由单位根检验结果可知，原序列是一阶单整序列，如果序列的线性组合是协整的，则它们之间存在长期均衡关系。本文选用EG二步法对变量进行协整检验，结果显示，原序列回归方程的残差序列是平稳的，即原序列存在长期均衡关系。

（三）脉冲响应函数

由上面的协整检验可以看出，Y与X1、X2、X3、X4是协整关系，故它们之间存在长期均衡关系，因此可以构建VAR模型进行进一步的分析。根据SC和AIC最小化原则确定VAR模型的最佳滞后阶数为2阶，选择VAR（2）模型。在VAR（2）模型的基础上采用脉冲响应函数分析居民收入、利率、通货膨胀、赡养负担对居民储蓄的动态影响。下图是基于VAR（2）模型的脉冲响应图，描述了居民储蓄对于各解释变量一个标准差正向冲击的响应情况，横轴表示脉冲响应的期间，纵轴表示变量的变化值，实线是变量的脉冲响应函数曲线，虚线是正负两倍标准差偏离带。

图1是储蓄对居民收入水平的脉冲响应，收入水平调高一个单位标准差后，储蓄短期内小幅降低，从第二期开始反弹，第三期开始转为正向冲击，收入对储蓄的影响程度不断加大，后期逐步趋于平稳，说明居民收入水平是储蓄的一个重要影响因素。图2是储蓄对利率的脉冲响应，脉冲响应函数曲线几乎与水平轴重合，说明利率的单位标准差冲击对居民储蓄基本不造成影响。图3表明通货膨胀对居民储蓄有正向的冲击。图4表明居民赡养负担对储蓄有反向的冲击，且后期的冲击幅度逐步增大，说明居民赡养负担一定程度上占用了储蓄存款。

三、结论及建议

（一）结论

本文通过对安徽省城乡居民储蓄的影响因素进行实证分析，得出以下结论：

1.收入水平是影响居民储蓄的最重要因素，收入对安徽省居民储蓄有着明显的正向作用，且影响周期较长。

2.利率水平对居民储蓄影响甚微。主要有两方面的原因：一是我国金融投资体系不健全，居民的投资渠道比较狭窄；二是人们的储蓄观念已经从消极的以获取利息为目的转向积极的以预防意外或延期消费为目的。因此利率水平与储蓄的相关性逐步减弱。

3.按照一般理论，居民储蓄与通胀水平应反向变动，即通胀加剧时，居民为实现货币的保值，更倾向于消费和投资而不愿意把钱存入银行。而本文通过分析发现，通胀加剧时居民储蓄反而增加，这可能与我省居民理财观念欠缺以及长期形成的储蓄习惯有关。

4.随着人口老龄化的加剧，人们的赡养负担将会愈加沉重，赡养费用对居民储蓄存款的分流会更加明显。

（二）政策建议

结合以上分析，提出以下建议：

1.要引导人们转变传统的高储蓄习惯，鼓励城乡居民运用个人及家庭收入进行积极、稳健、多样化的投资。同时，政府应建立和完善多层次的资本市场结构，为城乡居民的闲散资金提供更多的投资渠道，为银行储蓄存款向消费和投资的转化创造良好环境。

2.政府要进一步完善社会保障制度，扩大社会保障的覆盖面，提高人们参保的积极性，尤其是促进农村居民参保。从而减轻中青年人群的赡养负担，使其敢于消费。

3.慎重使用利率工具调节储蓄。在我国，利率对储蓄的影响并非理论上那么简单，对某些地区如安徽省的影响并不明显。因此，单纯依靠利率来调节储蓄并不现实。

参考文献：

[1]林玲，王虹.中国居民储蓄的影响因素分析[J].统计与决策，2012，（12）.

[2]王耀青，刘维奇.我国居民储蓄的影响因素分析[J].数理统计与管理，2009，（11）.

居民储蓄率论文范文第14篇

关键词：储蓄;投资;相关性

中图分类号：F045-6 文献标识码：A

文章编号：1000-176X(2007)11-0003-07

一、 引 言

储蓄是投资的资金来源，储蓄―投资的转化是经济学一直关注的一个核心问题。凯恩斯理论分析了影响储蓄和投资的诸因素，并把“投资＝储蓄”看成是经济稳定增长的前提条件，但却没有分析如何实现这个条件。哈罗德―多马模型则认为，只要保证经济有一个“合意的增长率”，储蓄便能自动地全部转化为投资。新古典模型也建立在储蓄完全转化为投资的基础之上。然而，实际经济运行中由于各种因素的影响，储蓄只能部分转化成投资。储蓄能否完全转化为投资，或者说有多大比例的储蓄能够转化为投资，影响到一国经济能否实现稳定增长。

学术界都对储蓄投资相关性问题有着大量的研究，得出的结论也各不相同。Feldstein[4]和Horioka选取了16个OECD国家1960―1974年间的平均储蓄和平均投资数据进行截面回归，发现一国国内的储蓄和投资具有很高的正相关性。他们认为可以把国内储蓄和投资的相关性作为检验国际资本流动程度的标准。这是因为，在封闭经济条件下，国内储蓄是一个国家国内投资的惟一来源；而开放经济条件下，国内储蓄不再是投资的惟一来源，还可以利用国外储蓄。如果国际资本能够充分流动，那么从理论上说，国内储蓄和投资应该是两个独立变动的变量。Feldstein和Horioka还将OECD样本国家总储蓄分为居民、政府和企业三个部分，对各部门储蓄与总投资的相关性进行了简要分析，发现企业储蓄对总投资贡献要大于居民储蓄和政府储蓄。

Feldstein和Horioka的研究引起了经济学界激烈的争论，之后涌现出大量的理论和经验分析[5]。很多文献试图从交易成本、资本市场管制、各种经济周期冲击和国家规模等方面来解释储蓄投资的高相关性[1-11]。而对于储蓄投资相关性作为国际资本流动程度的检验标准，也有不少学者提出了不同的意见。Tesar、Levy和Corbin都认为储蓄投资相关性不包含任何有关实际资本流动的信息，不能用来检验国际资本流动程度[3-10-11]。近年来国内也有不少研究储蓄与投资的关系的文献。武剑[14]、肖红叶和周国富[18]等对中国较低的储蓄投资转化率进行了定性分析。包群等[13]利用脉冲响应函数的方法对居民储蓄、政府储蓄和投资数据进行分析，发现中国居民储蓄在投资转化过程中存在明显的时滞效应。而许雄奇和符涛利用误差修正模型进行分析，发现总储蓄和总投资之间存在长期协整关系和短期动态调整机制。[15]

上述绝大多数文献集中研究的是总储蓄与总投资的相关性，而很少有文献对分部门储蓄与投资的相关性进行经验研究和分析。Kuijs[8]把中国储蓄细分为居民、政府和企业三个部门进行研究，并通过分析得出中国2000年以来的储蓄率上升，主要是归因于企业储蓄率与政府储蓄率的上升。张明也谈到，中国国内储蓄存在着一个独特的现象，即从国际比较来看，中国的居民储蓄、企业储蓄和政府储蓄都并不是最高，但由于这三个部门的储蓄率都居高不下，所以带来了中国的总储蓄率远远高于其他国家，甚至高于其他以高储蓄著称的东亚国家。[20]由此可见，分析中国的储蓄投资问题时，区分出政府、居民和企业这三个不同的部门是非常有必要的。本文试图采用向量误差修正（VEC）模型和一般脉冲反应函数等方法，对中国分部门储蓄与投资的相关性重新进行分析，以期得到有关中国储蓄与投资相关性的更为准确的结论。

二 、理论模型和数据来源

根据封闭经济中的国民收入核算法（SNA），支出法的国民收入可表示为：

其中:(Y-C-T)为私人部门储蓄（Private Saving），(T-G)为政府部门储蓄(Public Saving)。近年来企业储蓄是中国储蓄的重要组成部分，因此，很有必要把企业储蓄也纳入模型。

将私人部门储蓄(Y-C-T)分为居民储蓄和企业储蓄两部分，在封闭条件下根据（3）式则有:

由式（4），本文构造如下模型Feldstein和Horioka（1980）所使用的分部门储蓄与投资相关性估计模型与本文采用估计模型完全一样。：

本文利用向量误差修正模型(VECM) 来对分部门储蓄和投资关系进行分析。本文采用1978―2005年的中国国内总投资率、居民储蓄率、政府储蓄率和企业储蓄率数据（分别为总资本形成额、居民储蓄、政府储蓄和企业储蓄占GDP的比重），数据由UBS根据CEIC数据库数据估算而得。根据张明（2007），Anderson采用了以下方法来计算中国的部门总储蓄率：用支出法GDP统计中的国内总投资和经常账户盈余数据计算出国内总投资率，根据农村和城镇抽样调查数据估算家庭总储蓄率，用财政账户估算政府总储蓄率，而企业总储蓄率则是一个余额。

三、经验检验及结果分析

本文对分部门储蓄与投资的相关性的经验分析包括五个阶段：首先对投资率、居民储蓄率、

政府储蓄率和企业储蓄率进行单位根检验；如果确认各序列有单位根，就进行协整关系检验；如果协整关系存在，就利用向量误差修正模型（VEC）进行估计；然后用Granger因果检验三部分储蓄率与投资率之间的因果关系；最后用一般脉冲响应函数来描述分部门储蓄对投资率的短期和长期动态反应。

（一）单位根检验

一般来说，宏观经济时间序列数据具有不平稳的特征，需要对它们进行单位根检验。表1 给出了这些序列的水平值及一阶差分扩展的ADF检验值，考虑数据是年度数据，我们取2作为最大滞后阶数，并以AIC（Akaike Information Criterion）信息准则和SC（Schwarz Criterion）信息准则来判断实际滞后阶数，以及是否选取趋势项及截距项。

表1si、sp、sg和se四个序列的ADF检验结果

变量

水平检验结果一阶差分检验结果

检验方法如下:首先对序列水平值做单位根检验，再对一阶差分做单位根检验。如果水平值接受单位根原假设，而一阶差分拒绝单位根原假设，我们就认为序列具有I (1) 过程。一般认为，如果一阶差分是平稳的，那么二阶差分也是平稳的，因此，在此不做I(2) 检验。见表1。

投资率1%的水平上接受原假设，其余的数据水平值都在5%的水平上接受原假设，即序列是非平稳的。但是，在一阶差分后，si、sp、sg差分序列在1%的显著水平都是平稳的，se差分序列的差分序列在5%的显著水平是显著的。因此，si、sp、sg和se四个序列都是非平稳的I（1）的过程。

（二）Johansen 协整检验

对于具有相同单位根性质的时序数据，可以利用Johansen 检验来判断它们是否具有协整关系，从而考察si、sp、sg和se四个变量序列之间是否存在长期稳定的变动关系。Johansen 检验的基本原理是采用最大似然法估计包含有关变量一阶差分滞后项和水平量一阶滞后项的向量自回归(VAR) 模型，同时解出其中水平量估计系数矩阵中对应不同秩数的特征根。

首先，建立一个VAR（P）模型：

其次，应当确认模型的滞后阶数p，以便为下一步的协整检验提供一个合适的滞后阶数。无论是在Johansen 协整检验还是向量误差修正模型（VEC），滞后阶数p都是一个重要的参数。实际研究中，比较常用的方法是AIC（Akaike Information Criterion）信息准则和SC（Schwarz Criterion）信息准则。我们用常用的方法，先估计一个向量回归模型（VAR），通过检验它的滞后阶数来选取相应协整分析中的阶数。考虑本文所用数据均为年度数据，滞后阶数超过3表示的意义不大，故最大滞后阶数选为3，因而得到不同滞后阶数VAR模型的AIC和SC值（见表2）。

根据AIC和SC 信息准则，AIC、SC的值越小越好。根据AIC准则判断，滞后阶数应为3，而根据SC准则判断，滞后阶数应该取1。不过考虑到VAR模型回归得到了数个显著的3阶滞后项的系数，因此本文采取AIC准则，VAR模型取3阶滞后。

最后，进行Johansen 协整检验。Johansen 协整检验需要注意的是协整检验是用ΔYt 对ΔYt-1，ΔYt-2，ΔYt-p，及其他外生变量作回归的，此时与原序列的最大滞后阶数要小于1。由上面VAR 模型的滞后阶数判断可知，协整检验的滞后区间应设定为（1，2）。根据本文数据的特性，检验时协整形式选取序列有线性趋势但协整方程只有截距，可得表3。

由表3可知，迹统计量在5%的显著水平上判定存在1个协整关系，极大值检验统计量在10%的显著水平上判定存在1个协整关系。这证明si、sp、sg和se 之间存在协整关系，即投资率、居民储蓄率、政府储蓄率和企业储蓄率之间确实存在长期均衡关系。

（三）向量误差修正模型(VECM) 估计

VEC模型是含有协整约束的VAR 模型，一般用于具有协整关系的非平稳时间序列建模。向量误差修正模型为我们提供了分析长期动态关系的工具，利用Johanson方法对向量误差修正模型(VECM) 进行估计。根据上文的分析，滞后阶数取2，则上文设定的误差修正方程为：

其中，（）内为标准差，［ ］内为t统计量。sg、se两个变量的t统计量不显著，但考虑到该方程中sg、se两个变量对于解释si必不可少，本文予以保留。

用Eviews5-0得到的短期误差修正方程，在5%的显著水平，查表可得自由度为15(n-p-1=15为自由度)时t统计量临界值为1-75（显著水平为10%时t统计量临界值为1-34）。在5％显著水平，剔除不显著回归系数得结果如下：

首先，从协整方程上看，在前人研究中，只考虑整体储蓄或两部门储蓄（居民储蓄和政府储蓄），一般得到的结果是中国储蓄和投资之间存在长期的正相关性。与以往结论不同，在考虑三部门储蓄与投资相关性的情况下，中国居民和企业储蓄与投资存在长期正相关性，而政府储蓄与投资之间存在长期的负相关性。具体来说，一单位的居民储蓄率变动将引起投资率的0-2个单位的正向变动；一单位的政府储蓄率变动将引起投资率的0-19个单位的反方向变动；一单位的企业储蓄率变动将引起投资率的0-4个单位的正向变动。这说明：

（1）中国储蓄与投资的相关系数相对于其他国家来说仍然偏低。例如美国的储蓄与投资相关系数为0-8，瑞士为0-65，大多数国家超过0-6[19]。这说明中国投资储蓄转化率较低，金融体系把投资转化为储蓄的效能有待于改善。

（2）中国企业储蓄对投资的贡献度高于居民储蓄，近年来企业储蓄率不断上升，从1980年的16-2%上升到2005年的30-2%，整整增加了14个百分点。这说明中国的投资之所以居高不下，主要原因是由于企业的储蓄太高、增长速度太快，而企业储蓄一般会直接转化为企业投资。

（3）政府储蓄率上升一个百分点将引起投资率下降0-19个百分点，即中国政府储蓄与投资之间具有负相关性。这可能是因为在由政府储蓄转化而成的政府生产性投资对私人投资存在较为严重的挤出效应。政府生产性投资率增加一个百分点，私人投资率将下降1-19个百分点。另外，UBS对政府储蓄率的计算可能存在低估，因为UBS对政府总储蓄率的计算是基于财政账户余额，并进行了一定调整，可能存在对政府消费性支出的高估。[20]

（4）方程的截距项为0-26，代表国际资本流动对中国投资长期变动的影响，考虑到中国资本市场的开放时间、目前的开放程度以及中国改革开放后外商投资流入的力度，截距项的估计值也基本符合当前中国实际情况。

其次，对短期误差修正方程进行分析结果如下：

（1）方程的vecm系数很大，达到-1-12，这表明一旦投资发生短期波动而出现偏离，其向长期均衡关系回归速度很快，这进一步证明了模型的长期均衡协整关系是比较稳定可靠的。另外，要注意的是，vecm系数的绝对值大于1，这说明在发生短期波动出现偏离时，在向长期均衡关系回归过程中会出现“超调”现象。

（2）投资的短期变动具备自相关性，并且这一自相关性随着滞后阶数的增加而有所增加。方程中Δsi与Δsi-1、Δsi-2的关系密切，相关系数分别为0-69和0-76。这说明投资本身对投资会产生正的效应。换句话说，就是投资本身可以吸引新的投资进入。

（3）滞后1期和2期的居民储蓄率对投资率变动的影响都不显著，说明当期的居民储蓄率对未来的投资率并没有明显的贡献，这反映了中国居民储蓄转化为投资的渠道长期不通畅。

（4）方程中滞后2期政府储蓄的短期变动对投资率的变动影响显著，而滞后1期的不显著。这说明政府储蓄对投资率的影响存在一定程度的滞后，这可能与中国政府储蓄的投向一般是用于长期投资（如基础设施建设投资）有关。滞后2期的政府储蓄率变动与投资率变动具有负相关性，而且系数为-1-91，这再次说明由政府储蓄转化而成的政府生产性投资对私人投资可能存在较为严重的挤出效应。

（5）方程中滞后1期的企业储蓄率变动对投资率变动的影响是显著的，但当期企业储蓄率的增加可能导致下期投资率的反方向变动。

总之，中国的投资行为具有显著的自我累加效应，居民储蓄向投资的转化存在较长的滞后效应，而政府储蓄和企业储蓄在短期内无法拉动投资率的上升。

（四）Granger 因果关系检验

VEC 模型说明的是中国三部门储蓄率与投资率之间存在稳定的长期均衡关系，也具备显著的短期动态调整机制。本部分通过Granger因果关系检验来说明中国三部门储蓄与投资之间的因果关系。对上文的VEC模型进行Granger因果关系检验的结果如表4所示：

从表4可以看出：如果以投资率的一阶差分D（SI）作为因变量，中国的居民储蓄率不是投资率的Granger原因，政府储蓄率和企业储蓄率都是投资率的Granger原因，而三者联合起来同样是投资率的Granger原因。同样，如果分别以D（SP）、D(SG)和D（SE）为因变量，剩余其他三个变量单独以及联合时都不是其Granger原因。

这表明：（1） 中国的居民储蓄与投资之间并不存在双向因果关系。这可能是因为国内金融体制还不健全，发展水平还比较低，居民储蓄投资转化效能还很低下。（2) 企业储蓄和政府储蓄与投资之间存在单向的因果关系。这说明，与居民储蓄相比，中国企业和政府储蓄的转化效率要更高一些。（3）三部门储蓄之间即居民储蓄、政府储蓄和企业储蓄之间也并不存在因果关系。这可能是由于特殊的制度性原因，中国居民储蓄、政府储蓄和企业储蓄有各自单独的形成原因，三者之间不存在相互替代的关系，即不能相互抵消。[20]

(五) 一般脉冲反应函数 (GIR function)

为了进一步详尽地检验投资对各部门储蓄的变动的动态反应(包括短期和长期) ，引入一般脉冲反应函数。脉冲响应函数刻画了在扰动项上加一个标准差冲击，对于内生变量当前值和未来值所带来的影响，并且扰动项对某一变量的冲击影响通过VAR 模型的动态结构传导给其他所有变量。一般脉冲反应函数与传统的正交脉冲反应函数不一样，它有自身的优势，即它不受变量阶数的影响。

本文VAR 模型为包含投资、居民储蓄、政府储蓄和企业储蓄的四变量自回归模型，将投资收益率等其他的一些经济因素对投资的影响通过投资自身的一个标准差冲击对其未来值的影响效应来反映，即投资行为的自我反馈效应。同时，由于VAR模型中所有变量都是内生的，因此投资、储蓄的相互影响也通过模型的动态结构而传递。

上文建立了投资率、居民储蓄率、政府储蓄率和企业储蓄率的VAR（3）模型，直接运用Eviews5得到脉冲反应函数的结果如图1、图2（由于使用的是年度数据，滞后期选取为6年，我们认为超过6年后的影响不再具有实际意义）。

由上面的脉冲反应函数的分期结果以及累积结果图，我们可以进行如下分析。首先，投资行为具有显著的自我累加效应。对于来自投资自身的一个标准差冲击，将引起下三期投资率的正向反馈；虽然之后这一投资自我累加效应明显变弱，甚至从滞后第4 期开始将导致投资率的下降，然而从图2可以初步估算出，投资自身的一个标准差冲击将导致投资率上升幅度超过0-1。这也说明虽然储蓄为资本形成提供了资金支持，然而投资与储蓄并不存在必然的因果关系。

其次，考察投资对居民、政府和企业储蓄一个标准差的冲击反应，可以发现：

（1）居民储蓄的投资转化过程存在显著的滞后效应。可以看出，居民储蓄变化对前两期的投资率影响很小，只有从滞后3期居民储蓄的变化才引起投资率的明显上升，之后影响开始持平，第6期又出现下降。居民储蓄向投资转化的时滞意味着作为投资的来源，中国居民储蓄在一定时期内处于资金闲置的状态。综合考察滞后6期的总情况，居民储蓄变化对投资率的总影响仅为为0-1左右。

（2）企业储蓄在投资转化过程中也存在一定的滞后，但相对居民储蓄更快一些，其在滞后4期内一直处于上升状态，总的影响将导致投资率上升幅度超过0-3，因此，企业储蓄虽然短期不能拉动投资，但是其中长期对投资的拉动效应还是很明显的。

（3）政府储蓄的变化对投资率的影响为负值，且在滞后5期内的影响不断加大，虽然在前三期总影响不大，但其总的负面影响非常大，可以导致投资率下降接近0-3。

总之，居民储蓄率变化对投资率的影响存在明显的滞后，总影响也很小，几乎可以忽略；企业储蓄率的变化在中长期将导致投资率较大幅度正向的变化；而政府储蓄率的变化短期内影响不大，但中长期内则可能导致投资率大幅度反向变化。最后，也可以看到，除了投资自身的累加效应外，政府部门和企业部门对投资率的贡献率明显高于居民部门。这与前面由协整方程分析的结果是一致的，与改革开放以后中国政府引导投资的经济格局是相吻合的。

四、结 论

本文将储蓄分为居民储蓄、政府储蓄和企业储蓄，采用向量误差修正（VEC）模型等方法，对中国分部门储蓄与投资的相关性重新进行了分析。本文揭示了中国的投资与居民储蓄、政府储蓄和企业储蓄三部门之间存在长期均衡的关系，政府部门和企业部门对投资率的贡献率明显高于居民部门，这与中国特殊的政府主导投资机制是相吻合的。本文还反映了中国投资与居民储蓄、政府储蓄和企业储蓄之间具备显著的短期动态调整机制，并从中得出中国的投资行为具有显著的自我累加效应，居民储蓄向投资的转化存在较长的滞后效应，而政府储蓄和企业储蓄在短期内也无法拉动投资率上升的结论。这可能是中国目前储蓄投资转化率偏低的关键所在。

本文认为，要改善中国储蓄与投资转化率较低的现实，需从以下几方面入手：

（1）扩大居民的直接投资领域，实现居民储蓄到投资的直接转化。大力促进金融工具的创新，为居民提供各种适宜的金融资产选择形式，提升居民储蓄的转化率。（2） 进一步完善资本市场，继续推进银行体制改革，推进利率市场化，建立一个高效配置金融资源、满足不同风险偏好的资金需求者和资金供给者的完善的金融市场体系。（3） 调整政府财政投资的事权范围，尽快建立公共财政体制，规范政府职能，为民间投资提供足够的空间。减少国家对一般加工制造业等竞争性行业的投资和补贴，加大对包括农业在内的基础产业及医疗、教育和社会保障的投资力度。 （4） 彻底打破地区分割以及居民、政府、企业三部门之间的体制障碍，使资金、物资能实现向符合市场化要求的方向自由流动，形成良性的储蓄―投资循环流程。

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An Empirical Analysis of China’ Saving and Investment in Three Sectors

Abstract：

居民储蓄率论文范文第15篇

关键词：人口年龄结构；财政影响；储蓄率。

一、引 言。

近些年来，中国保持着非常高的国民储蓄率，2008 年的数据已达到 52. 3%，较 1992 年增加 12. 01%。从变化趋势来看，国民储蓄率自 20 世纪 90 年代初期开始有所下降，到 2000 年开始呈现较为明显的递增走势，从 2000 年到 2008 年，国民储蓄率年均增长 3. 92%。根据国家统计局公布的资金流量表可知，居民储蓄率从 2000 年的16. 5% 增加到 2008 年的 22. 49% ，年均增长 4. 08% ; 企业部门储蓄率从 2000 年的 15. 65% 增加到 2008 年的21. 6% ，年均增长 4. 76% ; 政府部门储蓄率从 2000 年的 6. 36% 增加到 2008 年的 8. 21% ，年均增长 5. 87% 。从部门的截面贡献来看，中国的高储蓄率主要是由居民和企业两个部门带动起来，政府储蓄虽然近几年增长迅猛，但所占比例较小。持续高位运行的储蓄率受到了西方国家的责难，在后危机时代中国强劲增长的背景下，一些西方学者抛出了“中国经济责任论”和“储蓄国责任论”，由此引发了又一轮讨论中国高储蓄率问题的热潮。中国的储蓄率为什么这么高？ 学术界就这个问题给予了不同视角的解释，如人口结构因素［1］［2］［3］［4］［5］、经济增长因素［6］［7］、预防性储蓄［8］［9］［10］［11］［12］、男女比例失衡［13］、部门贡献角度的分析［14］［15］等。

Kraay（ 2000） 通过实证分析，表明未来收入增长率与食品占家庭消费支出之比均对农村居民储蓄率有负向影响，而人口抚养比和未来收入的不确定性却未对其构成影响。［1］Modigliani 和 Cao（ 2004） 运用时间序列数据研究表明，人口抚养比、经济增长率与通货膨胀率这些变量均对居民储蓄率有明显的正向影响。［2］由此看来，Kraay（ 2000） 与 Modigliani ＆ Cao（ 2004） 在人口抚养比对居民储蓄率影响的结论是不一致的。Horioka 和 Wan（ 2007） 在上两篇文献的基础上重新对中国储蓄率的影响因素做了深入分析，结果表明： （ 1） 收入增长率对居民储蓄率的影响为正，且系数较为显著。（ 2） 人口年龄结构对储蓄率并未产生明显的影响。［3］在较近的国内文献中，杨继军（ 2009） 和汪伟（ 2009） 的研究较具代表性。杨继军（ 2009） 研究表明，经济增长率对储蓄率有正向影响，且系数显著； 人口抚养比对储蓄率有负向影响，且人口抚养比每下降 1 个百分点，储蓄率就增加 0. 124 个百分点； 由于人口抚养比的弹性远大于经济增长率的弹性，故人口抚养比是决定储蓄率的主要因素。［4］汪伟（ 2009） 通过实证检验发现，中国的高储蓄率主要是由两个急剧转变的政策共同作用所致： （ 1） 是从 20世纪 70 年代后期实施的改革开放，以 1978 年为界，人均收入增长率的均值由 1953—1977 年的 5. 5% 上升到1978—2006 年的 9. 6% ，经济增长率与储蓄率的变动基本一致。（ 2） 是人口政策的转变，20 世纪 70 年代我国开始实行计划生育政策，这对储蓄率的积累产生了巨大影响，这一转变使得中国迅速实现了人口转型，并通过“人口红利”的集中释放带来高储蓄。经济增长与劳动年龄人口的大幅增加互相影响，又进一步提高了储蓄率。［5］。

 

中国人口年龄结构与高储蓄率的关系到底是怎样的？ 图 1 描述了 1995—2008 年期间国民储蓄率与总人口抚养比的变动关系，根据该图可知，2000 年是这一变化的转折年份，Kraay（ 2000） 与 Modigliani ＆ Cao（ 2004） 在人口抚养比方面的矛盾性可能与他们的数据区间不同有关，同时根据该图可知，杨继军（ 2009） 对 2002—2007 年短期的分析是合理的，即人口抚养比与储蓄率呈现了负向关系。另外，由图2 和图3 可知，人口年龄结构与居民储蓄率的关系有着明显的城乡差异，特别是在城镇地区，杨继军（ 2009） 的结论“人口抚养比对储蓄率有负向影响”在这里被分解为，少儿抚养比对储蓄率有负向影响，而老年抚养比对储蓄率却有着正向影响。为了更为全面的考察这二者的关系，本文借鉴 Horioka 和 Wan（ 2007） 的研究方法，同时考察少儿抚养比和老年抚养比对储蓄率的影响关系，特别关注 2000 年以后的数据特点。另外，我国是一个由计划经济向市场经济转型的国家，在这个转型过程中，财政手段的影响举足轻重，例如税收与财政支出会影响消费、投资与进出口，因此居民储蓄就会因这种影响而发生波动，从这个角度讲，财政政策特别是税收规模或支出规模就会直接或间接地影响储蓄率。基于上述原因，本文引入财政政策这一变量，来进一步考察人口年龄结构与居民储蓄率的关系，以及财政政策所带来的影响。

二、变量、数据与方法。

 

由于本文要考察人口年龄结构对居民储蓄率的影响，同时纳入财政政策，故被解释变量分别选择城镇居民储蓄率（ saving rate of city） 和农村居民储蓄率（ saving rate of rural） ，以区分城乡差别的特点。在解释变量里面，我们首先选择人口抚养比作为人口年龄结构的衡量指标，依据 Horioka 和 Wan（ 2007） 具体选用少儿抚养比（ young_fos-ter） 和老年抚养比（ old_foster） ，以考察不同非劳动年龄抚养比的差别，这里少儿抚养比是指某一地区中少年儿童人口数与劳动年龄人口数之比，通常用百分比表示，以反映每 100 名劳动年龄人口要负担多少名少年儿童。老年抚养比是指某一地区中老年人口数与劳动年龄人口数之比，用以表明每 100 名劳动年龄人口要负担多少名老年人，老年人口抚养比是从经济角度反映人口老化社会后果的指标之一。其次，我们选择政府收入占 GDP 之比（ rev_rate） 和政府支出占 GDP 之比（ sp_rate） ，以反映政府财政政策对储蓄率的影响。以上解释变量为核心变量，在此基础上引入其他控制变量 X，计量模型如下：

saving rate of city = a1 × young_foster + b1 × old_foster + c1 × rev_rate + d1 × sp_rate + M1 × X + e1.

saving rate of rural = a2 × young_foster + b2 × old_foster + c2 × rev_rate + d2 × sp_rate + M2 × X + e2.

在控制变量的选择方面，首先，根据发展经济学的观点，一国在工业化的过程中应该有必要的储蓄率保证，因此这里引入 GDP 增长率（ gdp_growth_rate） ; 其次，由于我国是一个转型国家，故应该纳入表征转型特点的指标，故引入第三产业比重（ third_ratio） 和二三产业比（ trans_rate） 以控制转型国家数据模型的稳健性； 再次，从微观角度来看，居民储蓄率同人口自然增长率有着一定的关系，故这里引入人口自然增长率（ natural_rate） ; 此外，不同地区城市化水平有着明显的差异，这里将纳入城市化指标（ urban_rate） ，具体使用地区城市人口占地区总人口比重来测度。

以上变量所需数据均来源于 CEIC 数据库以及《中国统计年鉴》，数据区间为 1999—2009 年，原因是： （ 1） 由于本文考察财政政策影响，受个别省份的财政收支数据的限制，省际财政收入与财政支出从1999 年开始有完整的统计数据，从而保证了 31 个省市自治区的完整度。（ 2） Modigliani 和 Cao（ 2004） 等文献主要考察了 2000 年以前的情形，这里为了对比其结论的代表性以考察2000 年以后的情形为主。（ 3） 根据图2 和图3 可知，分析2000 年以后的数据特点更能揭示出人口年龄结构与中国高储蓄率的真实相关性。

本文使用 31 个省市自治区的面板数据来考察人口年龄结构对储蓄率的影响，在这个影响机制中，特别引入了财政收支比重，以分析当财政政策发生变化时，人口年龄结构的储蓄效应是否受到明显的影响。具体而言，根据杨继军（ 2009） 的结论，人口抚养比对储蓄率有负向影响，这个由图 1 就可看出，但再观察图 2 和图 3 就会发现，少儿抚养比与老年抚养比的储蓄效应是截然相反的，并且这个特点在城镇地区极为明显，那么这个差异是否与财政政策的变化有关联？ 不同地区的地方财政情况有明显的差异，因此本文再引入省际财政收支比重，以考察财政手段是否构成对“非劳动年龄抚养比的城乡储蓄效应”这一传导机制的影响。

三、实证结果与分析。

我们使用省际面板数据来考察人口年龄结构、财政影响与储蓄率的关系，根据 Hausman 检验，本文只报告固定效应，结果如表 1 所示。

模型（ 1） 和（ 2） 为基本回归方程，意在分别考察忽略财政政策时的少儿抚养比与老年抚养比对城镇和农村居民储蓄率的影响。然后引入控制变量： GDP 增长率、第三产业比重、二三产业比、人口自然增长率以及城市化水平五个指标，同时引入财政收入比重与财政支出比重，形成模型（ 3） 和模型（ 4） ，以考察两种抚养比，以及财政政策调整对城镇居民和农村居民储蓄率的影响。进一步地，本文通过引入财政收入比重与少儿抚养比、财政收入比重与老年抚养比、财政支出比重与少儿抚养比、财政支出比重与老年抚养比的交叉项来考察财政政策影响的强弱，针对城镇居民与农村居民储蓄率分别形成模型（ 5） 、（ 6） 、（ 7） 和（ 8） ，并且计算财政收支规模的最优门限值，为后面的财政收支区间分析作准备。

根据模型（ 1） 和（ 2） 可知，少儿抚养比与老年抚养比对城乡居民储蓄率的影响系数均非常显著，少儿抚养比对城镇居民储蓄率的影响为负，而老年抚养比对城镇居民储蓄率的影响为正，两种抚养比的储蓄效应形成巨大反差，这与图 2 所显示的特点是一致的； 少儿抚养比对农村居民储蓄率的影响为正，而老年抚养比对农村居民储蓄率的影响为负，这个情况刚好与城镇居民储蓄率相反，这说明人口抚养比的储蓄效应存在明显的城乡差异。

为了稳健性起见，模型（ 3） 和（ 4） 引入财政收入比重与财政支出比重，同时加入了 5 个控制变量，少儿抚养比对城镇居民储蓄率的影响系数由原来的 －0. 472 增加至 －0. 276，老年抚养比对城镇居民储蓄率的影响系数由原来的 0. 602 减小至 0. 575; 少儿抚养比对农村居民储蓄率的影响系数由原来的 0. 373 增加至 0. 51，老年抚养比对农村居民储蓄率的影响系数由原来的 －0. 559 减少至 －0. 781。数据虽有少许变化，但总体上仍在 1%的水平上显著，且与原来的影响方向一致，说明人口抚养比对城乡居民储蓄率的影响作用是稳健的，这与 Horioka 和 Wan（ 2007） 的分析结果相反。当引入控制变量后，在影响城乡居民储蓄率的几个因素中，最为突出的是二三产业比，它对城镇居民储蓄率与农村居民储蓄率的影响系数分别为 8. 81 和 6. 85，前者在 1%的显著水平上通过检验，后者在 10%的显著水平上通过检验，其次是少儿抚养比与老年抚养比。这说明影响城乡储蓄率的主要因素是二三产业比，它衡量了不同地区的转型特点对储蓄率的积累特性，其中的第三产业比重在城镇居民储蓄率的影响中系数较为显著，但在农村居民储蓄率的影响中并不显著，由此可知二三产业比更适合控制转型特征。在模型中，GDP增长率在城镇方面通过了显著性检验，而农村方面却未通过检验，为此我们对模型（ 3） 和（ 4） 做了 GLS 回归，结果表明，该系数的 t 值概率分别为 0. 509 和0. 031，城镇居民方面未通过检验，而农村居民方面却较为显著，这个城乡差异不足以说明 GDP 增长率对储蓄率的影响，这与 Horioka 和 Wan（ 2007） 的结论相反。城市化水平对城镇居民储蓄率的影响系数较为显著，而对农村居民储蓄率的影响系数却不显著，这说明，城市化的储蓄效应只在城镇地区较为明显，而在农村地区不明显，这个结论也是显而易见的。

考虑财政政策影响的情况，城镇储蓄率方面，引入的财政收入系数为 0. 644，财政支出系数为 －0. 706，两个系数均在 1%的水平上显著，易见收入规模的扩张有利于城镇居民储蓄率的增加，而支出规模的扩张却会导致储蓄率的下降，且幅度较大。农村储蓄率方面，少儿抚养比与老年抚养比的系数也较为显著，系数正负与模型（ 2） 和（ 4） 一致，在引入的 5 个控制变量中，只有二三产业比和人口自然增长率通过了显著性检验，引入的财政收入系数为 －0. 415，而财政支出系数为 0. 748，容易发现这与城镇储蓄率的情形正好相反。根据模型（ 3） 和（ 4） 可知，引入财政收支比重后，少儿抚养比与老年抚养比对城乡储蓄率的解释力度仍较强，同时财政收支对城乡储蓄率的影响也存在着明显的城乡差异。

下面通过引入财政收入比重与少儿抚养比、财政收入比重与老年抚养比、财政支出比重与少儿抚养比、财政支出比重与老年抚养比的交叉项来考察财政政策影响的强弱，由此分别形成模型（ 5） 、（ 6） 、（ 7） 和（ 8） ，根据我们计算的财政收支规模门限值可得到表 2 和表 3，通过分析不同的财政收支区间来反映抚养比对城乡储蓄率的影响。

 

根据表 2 可知，随着税收规模的不断增加，少儿抚养比对城镇居民储蓄率的影响是先减小后增大，最优税收规模为 46. 5%，而对农村居民储蓄率的影响是先增大后减小，最优税收规模为 71. 3%，城乡储蓄率存在着相反的特点。随着支出规模的增加，少儿抚养比只对城镇居民储蓄率有影响，且影响是先减小后增大，最优支出规模为39. 9% ，而对农村居民储蓄率没有影响。剔除西藏数据后，省际财政收入比重的均值为 19. 11，标准差为 7. 57，最小值为 8. 51，最大值为 55. 76，平均来看，财政收入比重没有超过 46. 5%，故验证了图 2 中少儿抚养比对城镇居民储蓄率的负向影响。类似的，农村居民储蓄率的最优税收规模为 39. 9%，而省际财政收入比重的均值为 19. 11%，也未超过这个门限值，故验证了图 2 中少儿抚养比对农村居民储蓄率的正向影响。省际财政支出比重的均值为16. 01，标准差为 6. 42，最小值 6. 3，最大值 45. 02，平均来看，财政支出比重远超过门限值 8. 6% ，故验证了表 1 中老年抚养比对农村储蓄率的系数值 －0. 559。

根据表 3 可知，随着税收规模的增加，老年抚养比只对农村居民储蓄率有影响，且影响是先增大后减小，最优税收规模为 8. 4%，而对城镇居民储蓄率没有影响。随着支出规模的增加，老年抚养比也只对农村居民储蓄率有影响，且影响是先增大后减小，最优支出规模为 8. 6%，而对城镇居民储蓄率无影响。

从表 2 和表 3 可知，人口年龄结构对城乡居民储蓄率的影响不是简单的单向关系，而是受到财政收支规模的制约，不同的税收规模与支出规模可能对应着相反的储蓄率效应。另外，人口抚养比对储蓄率的影响也存在着明显的城乡差别。

一般来讲，人口老龄化会影响居民储蓄率，其原因如下： （ 1） 在经济领域，老龄化会对消费、储蓄、投资、税收等发生冲击，在公共政策的视角下，仅仅依靠调节人口政策或某一部门的政策都不足以全面应对老龄化问题。［17］在这个宏观系统的调整过程中，财政政策的作用直接或间接地平衡着储蓄与消费的互动，比如财政支出尤其是消费性支出（ 如中国政府部门的三公消费） 的增加通过挤出效应使得居民消费减少，从而改变了居民的储蓄水平。（ 2）根据莫迪利安尼的研究，随着年龄的增大，居民在年轻时会多储蓄而到年老时就会拿出储蓄部分来消费，因此人口老龄化的加剧应使得居民储蓄率不断下降。（ 3） 人口老龄化过程导致了劳动力年龄结构的老化，劳动力年龄人口的中位数大幅增加，劳动力供给减少，收入就会随之减少，因而储蓄也相应减少。［18］。

但是，根据中国数据的测算，结合表 1 可知，人口年龄结构的老龄化趋势使得城镇居民储蓄率不断增大，而使农村居民储蓄率不断减小，可能的解释如下： （ 1） 我国养老保障制度的二元结构。我国现有的养老保障制度设计是以城镇职工为主，对城镇职工实行社会养老保障，即个人、企业和政府三方责任共担的企业职工基本养老保险制度。近年来，我国各地积极探索农村养老保障制度改革，但由于没有统一的指导性文件，各地区改革在制度和标准上都不统一，农村社会养老保险的“碎片化”趋势较为严重。目前全国 31 个省（ 市、自治区） 的农村养老保险共有 1900 多个县级统筹单位，标准大多是“一地一策”，这样导致的结果是，不仅正在试点的新农保制度互不相同，即使是一地的农村社会养老保险也同时存在多种制度。另外，没有纳入试点的农村居民仍然只能依靠个人养老方式。从这个角度看，农村养老保障制度在各方面仍远不如城镇养老保障制度完善，这样的城乡二元结构保障制度使得城镇老龄人口每月能得到一定数量的养老金，这在一定程度上保证了老年人的收入不减，近年来政府又提高了养老金的支付额度，使得城镇老年人的腰包越来越鼓，故其储蓄份额有所增加，但农村地区的养老保障制度仍未完善，出现的问题也较多，故农村居民在收入保障上远远不如城镇居民。（ 2） 劳动力年龄结构的老化。人口老龄化促使劳动力年龄结构的老化，这在城乡都是一致的，但城乡就业岗位性质的差别在于，城镇地区的岗位多以脑力劳动为主，而农村地区的岗位多以体力劳动为主（ 相对而言） ，这就使得城镇老年人仍可以有机会或有时间继续工作，以获得薪金收入。而农村老年人就会因身体的原因而走下岗位，收入也随之减少。这样的结果导致城镇老年人仍有一定量的收入储蓄起来，而农村老年人就失去了储蓄的重要来源，因而农村储蓄率必然下降。（ 3） 财政政策的影响。我国的财政政策主要体现为城市偏向性的财政政策，［19］因而较容易地导致城乡收入差距，例如社会保障支出较多地使城镇老年人受益，而使农村老年人得益甚少。表 3 却明确说明了人口老龄化的储蓄效应只在农村地区受到财政政策的影响，在城市地区却无影响，可见财政压力对农村老年人的影响更大，财政收支比重稍微增加一点，农村老年人的收入就可能减少，这就影响到其储蓄水平。

关于少儿抚养比的储蓄效应，可能的解释是，少儿年龄人口不具备劳动能力，因而没有收入来源，少儿抚养比的增加使得社会负储蓄增加，以提供足够的经济能力抚养少儿年龄人口。然而，少儿抚养比对储蓄率的影响在城乡之间有着明显的反差，其原因可能是： （ 1） 抚养小孩成本的城乡差异。一般认为，小孩需要抚养的阶段是指从一个孩子的出生直到其具备独立的生存能力。抚养一个小孩需要的成本包括产前费用、生产费用、衣食住行、医疗费用、教育费用，以及其他不可预期的费用，而我国城乡地区在这些成本支出项目上都存在着明显的差距。据研究，城镇居民基本生活线为 5942. 86 元，而农村居民基本生活线为 1968. 01 元，后者仅相当于前者的 33. 12%。［20］这说明农村整体上的消费水平都远低于城镇，城镇的高消费水平使得城镇家庭抚养小孩的开销大大增加，从而可储蓄的部分就会相应地减少。而农村因其较低的消费水平而较小地影响其储蓄能力，但农村居民储蓄率的储蓄效应系数为正数，也就是说，小孩数量的增加反而会提高农村家庭储蓄水平。我们给出的解释是，在农村一直都有养儿防老的传统，所以农村家庭小孩多（ 尤其是男孩） 的父母就会进行预防性储蓄，以保证自己老了有人所养。

（ 2） 财政政策影响。一方面，财政收入的增加，如所得税或消费税的调整，很容易使城镇劳动者的收入发生改变，而这却较小地影响到农村劳动者，因而抚养小孩数量明显会造成城乡家庭储蓄的巨大差异； 另一方面，财政支出所具有的挤出效应（ 主要是消费性支出的挤出效应） 会影响到城镇居民而不会影响农村居民，因而少儿抚养比对城镇居民储蓄率的影响受到财政支出挤出效应比较大，而对农村居民储蓄率则不会产生影响。

四、结论性评述。

本文以 1999—2009 年的省际面板数据为样本，对人口年龄结构、财政政策与高储蓄率的关系进行了分析，结果表明： （ 1） 影响我国高储蓄率的主要因素不是人口的年龄结构，而是经济体的转型特征，产业结构的调整从宏观角度改变了拉动经济的投资消费比例，从而传递到居民部门，影响其储蓄行为。（ 2） 人口年龄结构对我国储蓄率的影响存在着明显的城乡差异，其中少儿抚养比对城镇居民储蓄率的影响为负，而对农村居民储蓄率的影响为正； 老年抚养比对城镇居民储蓄率的影响为正，而对农村居民储蓄率的影响为负。（ 3） 财政收支比重对城乡居民储蓄率的影响也存在着明显的差异，税收规模对城镇居民储蓄率的影响为正，而对农村居民储蓄率的影响为负；支出规模对城镇居民储蓄率的影响为负，而对农村居民储蓄率的影响为正。

中国从 1978 年改革开放到现在，经济体的运行具有明显的转型特征，这个特征不仅体现在产业结构调整上，而且也体现在微观层面上，加之20 世纪70 年代实行的计划生育政策，又改变了中国的人口年龄结构，这在很大程度上配合了转型调整所带来的储蓄效应。在这个过程中，财政政策通过宏观层面对经济进行干预，使得城乡居民的收入与消费行为发生改变，进一步影响到储蓄能力。从以上原因来讲，我国高储蓄率的发生有其必然性和合理性。然而根据发展经济学的观点，经济的发展将伴随着储蓄的减少，但就现状而言，中国是世界上最大的发展中国家，中国仍处于并将长期处于社会主义初级阶段，不能单凭改革开放后中国经济总量快速的增长而忽视中国发展阶段的实质。随着中国人口老龄化的不断加深，人口红利的优势将逐渐释放直至消失，在此过程中国家调控的方向应是以优化产业结构、转变经济增长方式、加快人力资本积累等途径为主，这些措施虽然看似较为传统，但考虑到中国高储蓄这个发展特点，它们的实施对促进中国经济增长与发展仍具有重要的意义。

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