居民储蓄率论文范文
时间：2023-03-15 09:29:14
居民储蓄率论文范文第1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。
其次，鉴于利率对储蓄的作用不显著的实证结果，试图以利率手段调节消费需求基本上是无效的。因此，至少目前不宜使用该政策工具。今后利率的弹性可能会随经济环境变化、居民收入水平提高以及人口年龄结构进一步老化在一定时期内略有提高。根据那时利率弹性的变化，对货币政策手段再做调整也不为迟。
居民储蓄率论文范文第2篇
关键词：城镇居民储蓄水平;利率;可支配收入;基尼系数
中图分类号：F83 文献标识码：A
收录日期：2015年1月14日
改革开放以来，我国经济呈现蓬勃发展趋势，人民生活水平普遍提高，与此同时，我国居民的储蓄也随之快速增长。进入90年代以后，我国居民储蓄存款余额始终保持在两位数的增长速度。我国居民储蓄率一直是世界上最高的，这一现象引起国内各经济学家及政府的广泛关注，较高的居民储蓄直接影响到我国整个经济的运行，所以对我国居民储蓄存款的问题进行研究很有必要。我们可以对研究的结果进行分析，并制定相应的政策方针，使整个国民经济更好地发展。
一、变量分析与选择
在此之前，已有很多经济学专家学者对此问题做过相关模型分析，但各自选定的变量各有差异，笔者通过对前人的研究成果进行比较分析，最后选定城镇居民家庭人均可支配收入、一年期存款利率、恩格尔系数以及基尼系数这四个主要影响因素建立了模型。以下是对选择这几个影响变量的原因分析：
（一）城镇居民家庭人均可支配收入。城镇居民家庭人均可支配收入指最终消费支出和其他非义务性支出以及储蓄的总和，即居民家庭可用于自由支配的收入。居民储蓄的根本来源就是居民的可支配收入，居民可支配收入越多可以存入银行的钱也就越多，也就直接影响到居民的储蓄率，所以可支配收入这一因素必须首先选取为模型的解释变量。
（二）一年期存款利率。存款利率对居民储蓄的影响也不容忽视，在西方经济学里，利率通常和储蓄成正比，因为利率越高居民得到利息越多，就更愿意把钱存入银行，所以模型中也将这个因素选入解释变量。本模型中选取的利息率数据是一年的变动利率加权平均后的利率。
（三）城镇居民基尼系数。基尼系数是用来定量测定收入分配差异程度，综合考察居民内部收入分配差异状况的一个重要分析指标。在西方经济学中，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。所以，把基尼系数选入作为解释变量。
另外，价格指数和通货膨胀率也对储蓄率有一定影响，鉴于数据无法完整得到，放弃对其分析。
理论模型设计如下变量：Y代表城镇居民储蓄率;X1代表人均可支配收入;X2代表一年期存款利率;X3代表城镇居民基尼系数。建立模型：
Y=B0+B1×X1+B2×X2+B3×X3+u
B0表示必要消费，它表示在收入为零时人们也要花钱消费，也就是有生活必需品消费支出，储蓄率为负。
B1表示当城镇家庭人均可支配收入变动1元时，城镇居民储蓄率相对应的变动单位数。
B2表示当一年期利率变动一个百分点时，城镇居民储蓄率相对应的变动单位数。
B3表示基尼系数对储蓄率的影响。
u表示随机误差项。
二、回归与结果
对被解释变量Y利用Eviews做回归，得到结果表1所示。（表1）
Y=7.64969949347+0.0035404995432×X1+3.16814664514×X2-51.7918002873×X3
（1.101819） （7.352915） （7.636951） （-2.154779）
R2=0.926053 调整可决系数=0.907566
F=50.09249 DW=1.899527
三、模型的检验与修正
（一）对于模型的经济意义的检验。一般来说，居民的可支配收入越多，储蓄率越高;储蓄利润率越高，居民储蓄率也高;而基尼系数越大，即贫富差距越大，储蓄率降低。且B0的值为正值，说明居民有必要的消费需求。回归方程中的各个系数符合经济意义检验。
（二）多重共线性检验。对回归模型的三个解释变量，利用Eviews做出相关系数矩阵。（表2）
可见，X1和X3之间的相关系数为0.9，方程存在明显的多重共线性。
分别作Y与X1、X2、X3之间的回归。（表3、表4、表5）
（1）Y=16.8918025136+0.00171673279686×X1
（2.992426） （3.213209）
R2=0.424454 DW=0.500368
（2）Y=27.5718524824+1.43569625505×X2
（5.08838） （1.26638）
R2=0.100279 DW=0.304658
（3）Y=12.0109181049+53.2651787897×X3
（0.967642） （1.759758）
R2=0.181131 DW=0.524350
可见，居民储蓄率受居民可支配收入的影响最大，与经验相符，因此选定（1）为初始回归模型。
逐步回归：
通过Eviews软件，将回归结果在EXCEL中列出如表6所示。（表6）
当引入变量X2时，各系数的t检验通过，但是其方程的常数项C的值为-5.44423，由于定义中常数项B0的经济意义为必要的消费支出，即即使举债也要进行的消费额，例如大米、油、盐，所以常数项的值必须为正值。因此解释变量X2有误。
去掉X2，直接引入X3，得到回归方程：
Y=40.7414847949+0.0037990950×X1-109.587368639×X3
各系数符号符合经济意义，且t检验通过。确定回归模型为F（X1，X3）。
但是，对该回归方程进行D.W.检验，求得D.W.值=0.472311，大于0而小于DL=1.1。表明其存在正的自相关性。下面对于方程进行自相关性的修正。（表7）
得到修正后的确定的回归方程为：
Y=0.00379909505925×X1-109.587368639×X3+40.7414847949
（8.602061） （-2.848015） （2.472056）
R2=0.566650 F=8.499407 D.W.=0.472311
其中：Y代表城镇居民储蓄率;X1代表人均可支配收入;X3代表城镇居民基尼系数。
四、结论与建议
通过以上数据分析和回归模型的建立，我们可以发现，在不考虑其他条件和因素的前提下，城镇居民的储蓄率与居民的可支配收入存在正相关关系，可支配收入增加一元，储蓄率上升大约0.17%，同样，储蓄率与利率和基尼系数同样存在一定的相关关系。然而，通过模型的修正和优化，本文得出的最终回归方程中并没有包含最初的解释变量X2，说明存款利率对于储蓄率的影响并不显著或者相对于其他解释变量解释力度过低，被模型舍弃。
不可否认，仍然有许多的其他因素影响着储蓄率的变化，例如通货膨胀率、商品的价格指数等等，然而考虑到很多数据的不可得性，本文并没有对其进行讨论分析。就修正得到的最终模型可以看出，F检验所对应的P值为0.004360<0.01，通过了F检验，说明该回归模型在1%的显著性水平下，模型的线性关系显著成立。可以大致的认为，城镇居民的储蓄率与可支配收入和基尼系数的关系如结论方程所示。
基于上述模型问题的讨论，笔者对于城镇居民的储蓄提出两点建议：首先，一个国家的储蓄额反应的是国民对于国家发展的期望值，是国家进行投资发展的重要经济来源，所以应该通过宏观或者微观等经济手段，例如提高人均可支配收入，加大政府购买和转移支付的力度，将国民储蓄率保持在一个良好的水平之下。其次，一个国家的经济发展离不开市场经济的发达，过度的储蓄会降低市场购买，抑制商品经济的发展，国家应当通过调控手段，例如减小基尼系数，缩小贫富差距，刺激购买和消费，保证市场活力和经济流通速率，确保居民日常经济活动正常运行。
主要参考文献：
[1]《中国统计年鉴》2011期数据统计.中国人民银行官网.
[2]唐军.中国居民储蓄主要结构性问题研究[J].中国社会科学院研究生院硕士学位论文，2012.
[3]孙晶.我国居民储蓄的利率效应实证分析[D].西南财经大学硕士学位论文，2012.
[4]谢勇.中国城镇居民储蓄率的影响因素研究[J].2011.4.
居民储蓄率论文范文第3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：
We divided domestic saving into three sectors: household saving, enterprise saving and government saving- By applying the Vector Error Correction model and the impulse response function, we analyze the correlation between saving and investment in the three sectors in China- We find that China’s investment and household saving, enterprise saving and government saving exists a long term equilibrium relationship- The contribution of government and enterprise saving to investment is much higher than that of the household saving- China’s investment also has a significant self enhancing mechanism- There is a time lag for household saving to be transferred to investment, government and enterprise saving can not increase investment in the short term-
居民储蓄率论文范文第4篇
摘要：论文以1999―2009年的省际面板数据为样本，对人口年龄结构、财政影响与高储蓄率的关系进行了实证分析。研究发现：（1）影响我国高储蓄率的主要因素不是人口年龄结构，而是经济体的转型特征。（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。上述发现对于中国未来的改革取向具有重要的启示。
关键词：人口年龄结构；财政影响；储蓄率
Population Age Structure, Fiscal Policy and High Saving Rate in China
WANG Qilinga, LAI Xiaoqionga，b
(a. School of Economics; b. Wang Yanan Institute for Studies in Economics, Xiamen University, Xiamen, Fujian 361005, China)
Abstract：This paper uses the sample of provincial panel data for 1999―2009 to make an empirical study of the relationship between population age structure, fiscal effect and high saving rate. The findings are as follows: (1) The main determinant of high saving rate in China is not population age structure, but the transitional features of the Chinese economy. (2) There is a distinct urbanrural difference in the effect of population age structure on saving rate, in that child dependency ratio has a negative impact on urban household saving rate and a positive one on rural saving rate, while oldage dependency ratio has a positive impact on urban household saving rate and a negative one on rural saving rate. (3) There is also a marked disparity in the effect of the share of fiscal revenue and expenditure on household saving rate. The scale of taxation has a positive effect on urban saving rate and a negative one on rural saving rate, while the scale of expenditure has a negative effect on urban saving rate and a positive one on rural saving rate. The above findings provide important reference for China’s future reform.
Key words：population age structure; fiscal effect; saving rate
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523%，较1992年增加1201%。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392%。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165%增加到2008年的2249%，年均增长408%；企业部门储蓄率从2000年的1565%增加到2008年的216%，年均增长476%；政府部门储蓄率从2000年的636%增加到2008年的821%，年均增长587%。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0124 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55%上升到1978―2006年的96%，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。
图2城镇居民储蓄率与少儿、老年抚养比的关系图3农村居民储蓄率与少儿、老年抚养比的关系二、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_foster）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-0472增加至-0276，老年抚养比对城镇居民储蓄率的影响系数由原来的0602减小至0575；少儿抚养比对农村居民储蓄率的影响系数由原来的0373增加至051，老年抚养比对农村居民储蓄率的影响系数由原来的-0559减少至-0781。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881和685，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0509和0031，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0644，财政支出系数为-0706，两个系数均在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-0415，而财政支出系数为0748，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465%，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713%，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399%，而对农村居民储蓄率没有影响。剔除数据后，省际财政收入比重的均值为1911，标准差为757，最小值为851，最大值为5576，平均来看，财政收入比重没有超过465%，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399%，而省际财政收入比重的均值为1911%，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1601，标准差为642，最小值63，最大值4502，平均来看，财政支出比重远超过门限值86%，故验证了表1中老年抚养比对农村储蓄率的系数值-0559。
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84%，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86%，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594286元，而农村居民基本生活线为196801元，后者仅相当于前者的3312%。［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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收稿日期：2011-10-12
基金项目：教育部人文社会科学重点研究基地重大项目(08JJD790134)
居民储蓄率论文范文第5篇
本文试图通过对我国1978年以来居民储蓄与利率关系的考察，分析利率对我国居民储蓄的作用。
一、经典经济理论对储蓄利率弹性的见解
储蓄利率弹性指利率变化对储蓄变化的影响程度。我国经济界对储蓄和利率的关系有一个通俗的说法，即“利多多储，利少少储，无利不储，负利减储”。这种说法与西方古典经济学的观点是一致的。
按照古典经济学的观点，利率对于储蓄的作用是单一的、正方向的和十分有力的。所谓单一和正方向，是指利率对储蓄的作用只有一个，即利率的提高可以刺激储蓄、抑制消费；利率的降低则抑制储蓄，刺激消费。
现代经济理论对利率与储蓄的作用的解释与古典经济学有很大不同。现代经济理论提出，利率对储蓄的作用可能是双重的，既有正向作用，也有反向作用。正向作用同古典经济学的解释完全一样，指利率的变化对储蓄的作用方向一致；反向作用指利率的变化对储蓄的影响完全相反，当利率提高时，储蓄反而会下降。
现代经济理论似乎将古典经济学阐述得十分清晰的一个问题搅得含混不清了。当然，经济理论的争论探讨绝非空穴来风。现实经济生活的复杂性使理论探讨必须深入，并因此趋于复杂。
二、利率对储蓄单正向作用的理论说法从未得到完美的实证检验结果
经济学家们进行了大量的实证分析，试图检验利率与储蓄之间的简单正向关系，实证检验的对象有发展中国家，如巴拉萨（Balassa，1989）等人的研究；也有发达国家，如莫迪里安尼（Modighani，1990）等人的研究。实证检验的结果十分不同。有人的研究发现利率对储蓄的影响是正的，储蓄的利率弹性在0.3—0.4之间；有人的研究结果则表明，利率对储蓄的影响是负的，或者是含混不清的。
我国经济界对此问题的实证研究结果也不尽相同，如谢平（1993）、徐燕（1992）。在徐燕的实证研究中，发现1978—1987年我国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、田源的研究中，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则大于零。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。
本人在对1952—1992年期间我国居民储蓄行为的实证研究中，也发现储蓄倾向与利率之间的关系是不清晰的，其中1952—1978年利率与储蓄之间存在微弱的负效应，1979—1992年出现不显著的正效应（李焰，1999）。但自1992年以来，我国经济环境又发生了较大的变化，并且利率的变动更加频繁，储蓄与利率之间的关系是否也发生了变化，需要进一步研究。
三、对我国1978—1998年间利率对居民储蓄作用的实证分析
实证分析所需要的数据包括1978—1998年期间的实际利率和居民储蓄率。按照储蓄是收入扣除消费后所余部分的定义，居民储蓄可以从居民可支配收入中扣除当期消费后得出。但困难的是，现有总量统计数据中无法直接找到符合定义的居民现期消费数据和可支配收入数据。为此，用两个办法近似得出居民储蓄额：
办法一：用国家统计局提供的城乡居民家计调查资料，将生活费收入（城市）和纯收入（农村）扣除生活消费部分，得出当期按城、乡分别计算的人均储蓄。但这套数据是抽样调查得出的，并且其中城市居民的样本期间较短，只能从1981年开始。为此，本文研究选用第二套数据做为补充。
办法二：选用中国人民银行研究局课题组提供的数据（人民银行研究局课题组，1999）。该数据相对完整地提供了1978—1997年我国居民储蓄的情况，其计算方法与本人对1952—1992年期间我国居民储蓄实证研究中采用的方法基本一致。
关于利率的数据，本文选用一年期银行存款利率做为名义利率。对于物价指数，选用商品零售物价指数，零售物价指数以上一年为100。
用两套数据检验利率与储蓄率的关系时，本文先采用以下两个模型：
1.S＝a＋bY＋cr＋df
2.s＝a＋by＋cr＋df
其中，S为居民储蓄率；Y为居民实际收入水平；y为居民实际收入增长率；r为名义利率；f为通货膨胀率。
用两套数据对以上模型做回归分析，得出以下结果：
从检验结果中可以发现：
第一，居民绝对收入对储蓄率有影响，但影响远远低于收入增长率。尤其在总量分析中，绝对收入对储蓄率作用的显著性很低；
第二，居民收入增长对储蓄率的影响显著。与1952—1992年的分析结果（李焰，1999）比较，该显著性有明显提高。
第三，名义利率对储蓄率的影响为不确定。其中总量分析结果显示，名义利率的参数为0.00638，但显著性很低，T检验值为0.932（见表1第8行）。其它检验结果均为正，但系数均较低，不超过－0.024。与收入增长的系数比较，明显偏低（后者最低为0.177）。说明在影响储蓄率的诸多因素中，首要者为收入增长，利率并非重要的因素。
第四，通货膨胀对储蓄有影响，但总体上影响较弱，且不显著。表1对1978—1998年居民储蓄率与名义利率关系回归分析结果
1978—1998年行数收入增长y绝对收入Y名义利率r
总量数据(数据10.189-0.015
源自人民银行)2(4.05)(-2.479)
30.000000457-0.000893
4(0.286)(-0.1178)
城市居民人50.1842-0.00995
均数据6(2.0398)(-1.18)(-0.565)
70.00001590.00638
8(3.34)(0.932)
90.1646-0.024
农村居民10(2.46)(-2.997)
人均数据110.0000389-0.0105
12(2.99)(-1.97)
1978—1998年行数通涨率fAR(1)R[2]D.W
总量数据(数据1-0.024-0.8640.9252.09
源自人民银行)2(-0.273)(16.298)
3-0.1730.83760.862.56
4(-1.441)(7.63)
城市居民人5-0.008010.6880.73920208
均数据6(4.84)
7-0.002040.26580.722.04
8(-1.3895)(0.88)
90.0014940.77980.761.973
农村居民10(1.148)(6.6)
人均数据110.00004740.4570.7351.97
12(0.039)(2.286)
为了考察名义利率与通胀率对储蓄率的综合影响，将实际利率做为自变量引入检验模型，有：
S＝a＋bY＋cr[,r]
S＝a＋by＋cr[,r]
其中r[,r]为实际利率。实际利率＝［（1＋r）／（1＋f）］－1。通货膨胀率f是以上一年为基数计算的。
对模型选用数据进行检验，结果如下：
表2对1978—1998年居民储蓄率与实际利率关系回归分析结果
行数YyR[,2]AR(1)AR(2)
城镇居民10.0000150.1630.358
2(2.66)(1.23)(1.31)
30.10080.2490.714
4(1.424)(2.098)(4.28)
农村居民50.0000460.111120.72-0.08
6(1.91)(0.84)(2.59)(-0.3)
70.216-0.2241.429-1.08
8(4.28)(-1.68)(7.76)(-4.96)
行数R[2]D.W.
城镇居民10.72.09
2
30.692.43
4
农村居民50.671.93
6
70.7161.53
8
从检验结果看，实际利率对储蓄的影响比名义利率提高，其中对城市居民储蓄率的影响力明显提高，尤其是第3行将城市居民收入增长及实际利率做为自变量进行检验，效果似乎很理想。但同期对农村居民的检验效果则不同。在第7行实际利率对储蓄率的影响甚至为负，第6行显著性不到1。
考虑社会保障制度改革的因素，对城市储蓄模型检验结果的相信程度需要打一定折扣。1995年以来，社会保障制度改革速度加快，使城市居民为养老、失业、医疗、子女教育等项目积蓄的金额迅速增加，表现为储蓄率迅速上升。与此同时，1993年以来经济增长速度持续下滑导致物价指数迅速下降，实际利率上升。结果，形成储蓄率与实际利率完全一致的变化趋势。必须指出，尽管这种一致的变化表现为二者间很强的相关性和回归效果，但仅仅是一种偶合。为了剔除制度变化对储蓄率变化的影响，本文将对城市居民储蓄率的检验期缩短至1995年。检验结果如下：
s＝0.12＋0.165Y＋0.155r
（4.91）（1.73）（0.956）
R[2]＝0.6
D.W.＝2.04
（其中括弧内数据为T检验值。）
从检验结果中可以看出，实际利率的系数由0.249降至0.155，显著性由2.098降至0.956。因此可以认为，当剔除制度性因素以后，实际利率对城市居民的影响力明显减弱。
总结以上实证分析的结果，可以得出以下三点结论：
1.自1978年以来，收入增长对储蓄率的影响程度明显加强；
2.收入增长对居民储蓄率的影响明显大于利率；
3.利率对于储蓄率的影响不确定。从名义利率看，有微弱的负效应，从实际利率看，有不显著的正效应。我国居民储蓄的利率弹性依然很低。
四、对我国居民储蓄有低利率弹性的理论解释
1.基本分析思路
储蓄是以收入使用形态的方式表示的收入的一部分。储蓄也是延迟的消费。人们决定是否延迟消费，以及延迟多少消费，要视这样做所取得的效用。显然，延迟消费最终要符合效用最大化的原则。何谓效用最大化？可以有不同的理解。如使目前或较短的时间内享受最舒适的生活，这可能意味着较高的现期消费，形成当前低的储蓄率；或使未来享有最舒适的生活，这意味着增加延迟消费，表现为高的储蓄率；或者，使人的一生能够保证有一个平稳的消费水准，这可能意味着或高或低的储蓄（随收入水平变化）率。显然，对于大多数理智的、打算平稳渡过一生的人来说，最后一种理解是最普遍的。因此从一般的意义上说，为了保证一生中稳定的消费水准，人们的储蓄率可能会随当前的收入变化，也可能随预期未来的或预期一生的收入变化而变化。
储蓄率随当前收入（绝对收入水平）变化还是随预期永久收入或生命周期而变化，这是一个理论上处于争议的问题。一些研究指出，收入水平是一个重要的标尺。当收入水平很低，或处于贫困线以下时，绝对收入水平是影响储蓄率的主要因素。在这种环境下，人们对未来总是不乐观，储蓄以备不时之需是主要的动机。一旦收入下降，人们首先想到的是从本来很低的消费中再挤出一块用于储蓄，以防后患。保持消费不变从而降低储蓄是不敢奢望的。但是，当收入水平提高，且在较长时间内持续提高时，人们对未来基本是看好的，或对自己谋取收入的能力充满信心。此时，有一时的收入下降，人们可能继续维持原消费水平，除非收入持续下降，以致人们对未来的信心动摇。因此，这时的储蓄率变化主要取决于预期未来收益或永久收入。在实证分析中，可以选择收入增长率做为永久收入的近似替代。
我在以前的研究中发现，1979年以前，我国居民的绝对收入水平是影响居民储蓄率的显著因素，1979年以后至1992年，收入增长因素的显著性有明显提高。本文对1978—1998年实证分析的结果则显示收入增长的显著性进一步提高。因此，我们可以循着居民储蓄与消费服从永久收入或生命期收入假说的思路，考察利率对储蓄的作用。
2.利率对储蓄作用的传递渠道是财富
按照这样的思路，利率是否可以影响储蓄，关键看利率的变化是否影响了决定个人消费及储蓄行为的永久收入或生命期内的收入。利率变化可以改变的是个人财富的价值和财富的收益。显然，当利率变化以后，财富价值与财富收益因之发生的变化是相反的。利率的上升有财富价值下降和财富收益增加两个结果。财富价值的增加和财富收益增加，无不意味着个人更富有了。反之，则有收入减少的感觉。当某个确定方向的利率变动发生后，对个人收入的影响实际上是通过财富价值与财富收益两个反向变化相互抵销后形成的。如果两个变化抵销的结果是总收入减少了，那么，按照个人储蓄、消费均服从生命期总收入资源（或永久收入）的原则，人们会增加储蓄，以保证消费的稳定；反之，若总收入增加了，人们会减少储蓄。因为按照收入增加的状况，为保证生命期消费的稳定，必须储备的部分可以少些。
这样一来，利率变化对于储蓄的影响变得复杂了。在某个特定的经济、社会环境中，利率的上升会使财富价值下降幅度大于财富收益上升幅度，于是有储蓄的增加；在另外一个特定的环境下，利率上升可能会有财富价值下降幅度小于财富收益上升幅度，于是有储蓄的下降。但若二者变化的幅度相当，储蓄会不升也不降。于是，同样方向的利率变化可能产生三种结果（见图示1）：
附图{图}
图1利率对储蓄的作用通过财富渠道传递
以上分析在一定程度上解释了为什么利率的变化可能会导致不同的储蓄变动效果。接下来的问题是，究竟什么原因会使一定经济环境下的财富价值变动或大于、或小于、或等于财富收益变动？搞清楚这个问题，就可以解释为什么我国1952—1978年和1979—1997年间利率对储蓄的作用有微弱的负效应和正效应。
3.收入水平低、资本市场不发达是目前制约利率对我国居民储蓄作用的主要障碍
在以上的阐述中，我们对利率之于储蓄作用的渠道归纳为财富，将作用力的方向简化为财富价值与财富收益两个相反变化相比较的结果，但对作用力度尚未触及。其实通过以上分析，我们会很容易地发现，利率对储蓄作用的力度取决于三种悄况：第一，财富价值与财富收益顺应利率变化的幅度均很大，但二者势均力敌，以致于双方相抵后储蓄的利率弹性很弱；第二，财富价值与财富收益的变化一大一小，以致于出现明显的负效应或正效应，利率弹性很大；第三，财富价值与财富收益的变化均不大，二者相抵以后的力量——储蓄的利率弹性也很弱，表现为弱的负效应和正效应。在第一和第二种情况下财富价值与财富收益中至少有一个对利率的变化十分敏感，这表明利率之于储蓄作用的渠道基本是畅通的；在第三种情况下，财富价值与财富收益对利率变化均不敏感，表明利率作用的传递渠道有很大障碍，这从根本上制约了利率对储蓄的作用。
本研究提出，导致利率对储蓄作用传递渠道障碍的原因，主要是一个国家的收入水平和资本市场发达程度。低的收入水平和不发达的资本市场环境下，财富价值和财富收益对利率的变化均不敏感，这决定了很弱的储蓄利率弹性。
收入水平低会从两个方面阻碍传递渠道。第一个方面是储蓄的积累——财富水平过低，使利率无论怎样变化，都不能导致财富价值或财富收益产生足够大的变化，诱惑人们改变消费以及储蓄行为。第二个方面是储蓄刚性。低收入水平下储蓄多用于购买大件、应付意外事件和婚丧嫁娶等明确目标，并且，低收入水平国家多存在信贷约束，这更增加了储蓄量的不可调整性。在储蓄刚性下，利率的降低很难使个人压缩这部分用于未来支付而储蓄的量；利率的提高也很难令居民从维持生存和温饱的消费部分中压缩一块用以增加储蓄。因此，在低收入国家，居民储蓄对利率的变化从根本上说是不敏感的，利率对储蓄的作用必然很低。
资本市场的发达程度同样会制约储蓄的利率弹性。资本市场不发达，在某种意义上就是金融管制和金融压制过强，表现为：过严的利率与汇率管制、资本市场狭小、交易品种少、流动性低。利率管制使利率长期处于低水平，波动幅度小且频率低，这使财富收益的变化范围很小，即便利率有些微调整，人们也不会因此认为财富收益有大的改变。利率管制也抑制了市场的流动性。市场流动性低会产生两个效果。其一，人们不认为利率的变化会使所拥有财富的价值发生变化。譬如，农民住房世代为自己家庭所有，基本不存在市场交易，这使房主无从感受利率下降对住房价值提高的现实好处。这种情况也同样存在于城市，不过情况略微好些。流动性很低的金融资产中也存在相似的情况。因此，发达国家中由于降息而产生的财富效应，在市场不发达的国家是很难看到的。其二，低市场流动性会使人们持有的金融资产倾向于短期化，如人们更倾向于持有现金、活期存款等。资产期限结构短期化，使利率变化对财富价值的影响程度大大降低。
总之，无论利率管制，还是低市场流动性，均使得利率变化对于财富收益和财富价值的影响大大减弱，这也从根本上制约了利率对储蓄的影响力度，降低了储蓄的利率弹性。
我国自1978年以来，改革与开放大大促进了经济的发展，居民收入水平迅速提高。但是到目前为止，制度变革尚在进行中，人均收入水平距发达国家依然有一定距离。因此，以上分析中谈到的有关制约储蓄利率弹性的两个障碍依然存在。
按照人民银行的统计，1997年我国居民名义人均收入为1583元人民币，相当于191美元。这个数字比1979年人均收入224元人民币提高了6倍（李焰，1999），但与发展中国家中居于前茅者比较，依然有差距。居民储蓄中用于养儿、防老、购买大件、防意外事件等动机所占比重，依然在储蓄总额中占半数以上。纯食利部分储蓄比以前有大幅度提高，但依然不占大的比重。储蓄刚性依然存在。
1978年以来，居民财富积累随收入水平提高而迅速增加，但总体上还处于低水平。其中农村居民财富内容以不流动的房产为主，城市居民以金融资产为主。但金融资产中又以期限相对短的通货和银行存款为主。从全国平均水平看，1995年居民储蓄总额中48％为实物资产，并且主要是流动性差的住宅投资，52％为金融资产。在金融资产增量中，货币与银行存款净额（扣除借款）占总量的比重为91.8％。因此，我国居民财富的总体特征是，财富积累水平依然不高，财富中近半数依然是流动性很差的住宅与实物资产；金融资产多为中短期银行存款。这些特征决定了利率变化通过财富渠道传递到储蓄的作用力依然不大。
五、未来我国居民储蓄利率弹性的变化趋势与利率作用方向
从未来看，目前制约我国利率对储蓄作用传递机制的一些因素将逐步消除。具体为：居民收入水平进一步提高，使储蓄刚性弱化；财富积累增加，使财富收益与价值对利率变化敏感度提高；金融压抑过程逐步消除，其中，利率市场化使居民对利率价值收益变动的反应程度提高；资本市场发展将通过流动性提高和交易品种增加，提高财富效应。另外值得说明的是，随金融深化，信贷约束将逐步减弱，这会进一步消除储蓄刚性，扩大投资性储蓄在储蓄中的比重。因此，未来利率对影响我国居民储蓄各相关因素的作用力将迅速提高。但必须强调，这并不意味着储蓄的利率弹性肯定提高。
到目前为止，我们又回到一般性的分析框架中，即不考虑由于制度、经济落后等因素导致利率弹性低的一般性分析。
按照一般性分析，利率对于影响储蓄的财富价值和财富收益可能都有很大的影响，或至少对其中之一有很大影响。假定在一定的财富水平下，如果利率对财富收益的影响既定，那么，利率对储蓄的影响最终取决于财富的期限构成。若财富期限构成主要为中长期，如主要是养老性积蓄、房产、长期投资的股票、债券等，则利率变化会大幅度影响财富价值。在财富收益水平既定下，一旦财富价值变化幅度超过财富收益变化幅度，就会形成利率对储蓄或强或弱的正向作用。但是，究竟哪些因素会影响财富期限结构的变化，因而影响利率对储蓄的作用力度与方向，是一个更加复杂的问题，在本文中不拟做进一步探讨。
到目前为止，可以得出的一个基本结论是，未来利率对于我国居民储蓄的传导渠道将逐渐畅通，无论财富价值还是财富收益，其适应利率的变化均将比以前更敏感。但对利率之于储蓄究竟会有怎样的总体作用力度和作用方向，还是无法作出清晰的判断。
六、政策建议
我国近年来数次下调利率以刺激消费需求的政策操作，显然是以利率对储蓄有显著正效应为依据的。本论文的研究结果对这种做法提出了相反的意见，认为到目前为止，我国尚不存在利率对储蓄的显著正效应，以利率变动调节居民储蓄和消费的做法缺乏理论和实证检验的依据。而且，在未来一段时期内，利率政策对于调节储蓄和消费是否强有力是难以判断的。在这里，甚至不排除存在与利率调节目标相反的政策效果之可能（如存在利率的负效应）。因此，需要慎重考虑运用利率工具调节储蓄，从而调节消费需求的做法。近期政府推出征收利息所得税，其对居民储蓄的影响，本质上同于利率变化的影响。因此，如果寄希望于此举可以降低储蓄，刺激消费，则又过于简单化了。
在目前利率对储蓄作用很弱的情况下，应考虑运用其它手段刺激消费，如（1）增加消费信贷。此做法有助于降低储蓄刚性，提高储蓄中投资的成分；（2）提高居民对未来收入的预期，因为收入增长预期已成为我国居民消费及储蓄的主要决定因素。
居民储蓄率论文范文第6篇
自1998年以来，提高消费需求以带动经济增长，成为政府部门及理论界议论的焦点。降息以抑制储蓄、挤出消费的思路，形成一些宏观经济政策实施的重要原因。自1996年至1999年上半年以来，中央银行已连续7次降息。降息幅度之大和频率之高是新中国成立以来的首次。但降息的政策效果似乎并不理想，居民储蓄率依然很高，并有加速增长的趋势。政策实践对理论界提出了问题：我国居民储蓄到底是否受利率的影响？为什么？在这种背景下，研究居民储蓄的利率弹性问题，显得十分现实和迫切。
本文试图通过对我国1978年以来居民储蓄与利率关系的考察，分析利率对我国居民储蓄的作用。
一、经典经济理论对储蓄利率弹性的见解
储蓄利率弹性指利率变化对储蓄变化的影响程度。我国经济界对储蓄和利率的关系有一个通俗的说法，即“利多多储，利少少储，无利不储，负利减储”。这种说法与西方古典经济学的观点是一致的。
按照古典经济学的观点，利率对于储蓄的作用是单一的、正方向的和十分有力的。所谓单一和正方向，是指利率对储蓄的作用只有一个，即利率的提高可以刺激储蓄、抑制消费；利率的降低则抑制储蓄，刺激消费。
现代经济理论对利率与储蓄的作用的解释与古典经济学有很大不同。现代经济理论提出，利率对储蓄的作用可能是双重的，既有正向作用，也有反向作用。正向作用同古典经济学的解释完全一样，指利率的变化对储蓄的作用方向一致；反向作用指利率的变化对储蓄的影响完全相反，当利率提高时，储蓄反而会下降。
现代经济理论似乎将古典经济学阐述得十分清晰的一个问题搅得含混不清了。当然，经济理论的争论探讨绝非空穴来风。现实经济生活的复杂性使理论探讨必须深入，并因此趋于复杂。
二、利率对储蓄单正向作用的理论说法从未得到完美的实证检验结果
经济学家们进行了大量的实证分析，试图检验利率与储蓄之间的简单正向关系，实证检验的对象有发展中国家，如巴拉萨（Balassa，1989）等人的研究；也有发达国家，如莫迪里安尼（Modighani，1990）等人的研究。实证检验的结果十分不同。有人的研究发现利率对储蓄的影响是正的，储蓄的利率弹性在0.3—0.4之间；有人的研究结果则表明，利率对储蓄的影响是负的，或者是含混不清的。
我国经济界对此问题的实证研究结果也不尽相同，如谢平（1993）、徐燕（1992）。在徐燕的实证研究中，发现1978—1987年我国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、田源的研究中，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则大于零。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。
本人在对1952—1992年期间我国居民储蓄行为的实证研究中，也发现储蓄倾向与利率之间的关系是不清晰的，其中1952—1978年利率与储蓄之间存在微弱的负效应，1979—1992年出现不显著的正效应（李焰，1999）。但自1992年以来，我国经济环境又发生了较大的变化，并且利率的变动更加频繁，储蓄与利率之间的关系是否也发生了变化，需要进一步研究。
三、对我国1978—1998年间利率对居民储蓄作用的实证分析
实证分析所需要的数据包括1978—1998年期间的实际利率和居民储蓄率。按照储蓄是收入扣除消费后所余部分的定义，居民储蓄可以从居民可支配收入中扣除当期消费后得出。但困难的是，现有总量统计数据中无法直接找到符合定义的居民现期消费数据和可支配收入数据。为此，用两个办法近似得出居民储蓄额：
办法一：用国家统计局提供的城乡居民家计调查资料，将生活费收入（城市）和纯收入（农村）扣除生活消费部分，得出当期按城、乡分别计算的人均储蓄。但这套数据是抽样调查得出的，并且其中城市居民的样本期间较短，只能从1981年开始。为此，本文研究选用第二套数据做为补充。
办法二：选用中国人民银行研究局课题组提供的数据（人民银行研究局课题组，1999）。该数据相对完整地提供了1978—1997年我国居民储蓄的情况，其计算方法与本人对1952—1992年期间我国居民储蓄实证研究中采用的方法基本一致。
关于利率的数据，本文选用一年期银行存款利率做为名义利率。对于物价指数，选用商品零售物价指数，零售物价指数以上一年为100。
用两套数据检验利率与储蓄率的关系时，本文先采用以下两个模型：
1.S＝a＋bY＋cr＋df
2.s＝a＋by＋cr＋df
其中，S为居民储蓄率；Y为居民实际收入水平；y为居民实际收入增长率；r为名义
利率；f为通货膨胀率。
用两套数据对以上模型做回归分析，得出以下结果：
从检验结果中可以发现：
第一，居民绝对收入对储蓄率有影响，但影响远远低于收入增长率。尤其在总量分析中，绝对收入对储蓄率作用的显著性很低；
第二，居民收入增长对储蓄率的影响显著。与1952—1992年的分析结果（李焰，1999）比较，该显著性有明显提高。
第三，名义利率对储蓄率的影响为不确定。其中总量分析结果显示，名义利率的参数为0.00638，但显著性很低，T检验值为0.932（见表1第8行）。其它检验结果均为正，但系数均较低，不超过－0.024。与收入增长的系数比较，明显偏低（后者最低为0.177）。说明在影响储蓄率的诸多因素中，首要者为收入增长，利率并非重要的因素。
第四，通货膨胀对储蓄有影响，但总体上影响较弱，且不显著。表1对1978—1998年居民储蓄率与名义利率关系回归分析结果
1978—1998年行数收入增长y绝对收入Y名义利率r
总量数据(数据10.189-0.015
源自人民银行)2(4.05)(-2.479)
30.000000457-0.000893
4(0.286)(-0.1178)
城市居民人50.1842-0.00995
均数据6(2.0398)(-1.18)(-0.565)
70.00001590.00638
8(3.34)(0.932)
90.1646-0.024
农村居民10(2.46)(-2.997)
人均数据110.0000389-0.0105
12(2.99)(-1.97)
1978—1998年行数通涨率fAR(1)R[2]D.W
总量数据(数据1-0.024-0.864;0.9252.09
源自人民银行)2(-0.273)(16.298)
3-0.1730.83760.862.56
4(-1.441)(7.63)
城市居民人5-0.008010.6880.73920208
均数据6(4.84)
7-0.002040.26580.722.04
8(-1.3895)(0.88)
90.0014940.77980.761.973
农村居民10(1.148)(6.6)
人均数据110.00004740.4570.7351.97
12(0.039)(2.286)
为了考察名义利率与通胀率对储蓄率的综合影响，将实际利率做为自变量引入检验模型，有：S＝a＋bY＋cr[,r]
S＝a＋by＋cr[,r]
其中r[,r]为实际利率。实际利率＝［（1＋r）／（1＋f）］－1。通货膨胀率f是以上一年为基数计算的。
对模型选用数据进行检验，结果如下：
表2对1978—1998年居民储蓄率与实际利率关系回归分析结果
行数YyR[,2]AR(1)AR(2)
城镇居民10.0000150.1630.358
2(2.66)(1.23)(1.31)
30.10080.2490.714
4(1.424)(2.098)(4.28)
农村居民50.0000460.111120.72-0.08
6(1.91)(0.84)(2.59)(-0.3)
70.216-0.2241.429-1.08
8(4.28)(-1.68)(7.76)(-4.96)
行数R[2]D.W.
城镇居民10.72.09
230.692.434
农村居民50.671.93
670.7161.538
从检验结果看，实际利率对储蓄的影响比名义利率提高，其中对城市居民储蓄率的影响力明显提高，尤其是第3行将城市居民收入增长及实际利率做为自变量进行检验，效果似乎很理想。但同期对农村居民的检验效果则不同。在第7行实际利率对储蓄率的影响甚至为负，第6行显著性不到1。
考虑社会保障制度改革的因素，对城市储蓄模型检验结果的相信程度需要打一定折扣。1995年以来，社会保障制度改革速度加快，使城市居民为养老、失业、医疗、子女教育等项目积蓄的金额迅速增加，表现为储蓄率迅速上升。与此同时，1993年以来经济增长速度持续下滑导致物价指数迅速下降，实际利率上升。结果，形成储蓄率与实际利率完全一致的变化趋势。必须指出，尽管这种一致的变化表现为二者间很强的相关性和回归效果，但仅仅是一种偶合。为了剔除制度变化对储蓄率变化的影响，本文将对城市居民储蓄率的检验期缩短至1995年。检验结果如下：
s＝0.12＋0.165Y＋0.155r
（4.91）（1.73）（0.956）
R[2]＝0.6
D.W.＝2.04
（其中括弧内数据为T检验值。）
从检验结果中可以看出，实际利率的系数由0.249降至0.155，显著性由2.098降至0.956。因此可以认为，当剔除制度性因素以后，实际利率对城市居民的影响力明显减弱。
总结以上实证分析的结果，可以得出以下三点结论：
1.自1978年以来，收入增长对储蓄率的影响程度明显加强；
2.收入增长对居民储蓄率的影响明显大于利率；
3.利率对于储蓄率的影响不确定。从名义利率看，有微弱的负效应，从实际利率看，有不显著的正效应。我国居民储蓄的利率弹性依然很低。
四、对我国居民储蓄有低利率弹性的理论解释
1.基本分析思路
储蓄是以收入使用形态的方式表示的收入的一部分。储蓄也是延迟的消费。人们决定是否延迟消费，以及延迟多少消费，要视这样做所取得的效用。显然，延迟消费最终要符合效用最大化的原则。何谓效用最大化？可以有不同的理解。如使目前或较短的时间内享受最舒适的生活，这可能意味着较高的现期消费，形成当前低的储蓄率；或使未来享有最舒适的生活，这意味着增加延迟消费，表现为高的储蓄率；或者，使人的一生能够保证有一个平稳的消费水准，这可能意味着或高或低的储蓄（随收入水平变化）率。显然，对于大多数理智的、打算平稳渡过一生的人来说，最后一种理解是最普遍的。因此从一般的意义上说，为了保证一生中稳定的消费水准，人们的储蓄率可能会随当前的收入变化，也可能随预期未来的或预期一生的收入变化而变化。
储蓄率随当前收入（绝对收入水平）变化还是随预期永久收入或生命周期而变化，这是一个理论上处于争议的问题。一些研究指出，收入水平是一个重要的标尺。当收入水平很低，或处于贫困线以下时，绝对收入水平是影响储蓄率的主要因素。在这种环境下，人们对未来总是不乐观，储蓄以备不时之需是主要的动机。一旦收入下降，人们首先想到的是从本来很低的消费中再挤出一块用于储蓄，以防后患。保持消费不变从而降低储蓄是不敢奢望的。但是，当收入水平提高，且在较长时间内持续提高时，人们对未来基本是看好的，或对自己谋取收入的能力充满信心。此时，有一时的收入下降，人们可能继续维持原消费水平，除非收入持续下降，以致人们对未来的信心动摇。因此，这时的储蓄率变化主要取决于预期未来收益或永久收入。在实证分析中，可以选择收入增长率做为永久收入的近似替代。
我在以前的研究中发现，1979年以前，我国居民的绝对收入水平是影响居民储蓄率的显著因素，1979年以后至1992年，收入增长因素的显著性有明显提高。本文对1978—1998年实证分析的结果则显示收入增长的显著性进一步提高。因此，我们可以循着居民储蓄与消费服从永久收入或生命期收入假说的思路，考察利率对储蓄的作用。
2.利率对储蓄作用的传递渠道是财富
按照这样的思路，利率是否可以影响储蓄，关键看利率的变化是否影响了决定个人消费及储蓄行为的永久收入或生命期内的收入。利率变化可以改变的是个人财富的价值和财富的收益。显然，当利率变化以后，财富价值与财富收益因之发生的变化是相反的。利率的上升有财富价值下降和财富收益增加两个结果。财富价值的增加和财富收益增加，无不意味着个人更富有了。反之，则有收入减少的感觉。当某个确定方向的利率变动发生后，对个人收入的影响实际上是通过财富价值与财富收益两个反向变化相互抵销后形成的。如果两个变化抵销的结果是总收入减少了，那么，按照个人储蓄、消费均服从生命期总收入资源（或永久收入）的原则，人们会增加储蓄，以保证消费的稳定；反之，若总收入增加了，人们会减少储蓄。因为按照收入增加的状况，为保证生命期消费的稳定，必须储备的部分可以少些。
这样一来，利率变化对于储蓄的影响变得复杂了。在某个特定的经济、社会环境中，利率的上升会使财富价值下降幅度大于财富收益上升幅度，于是有储蓄的增加；在另外一个特定的环境下，利率上升可能会有财富价值下降幅度小于财富收益上升幅度，于是有储蓄的下降。但若二者变化的幅度相当，储蓄会不升也不降。于是，同样方向的利率变化可能产生三种结果（见图示1）：附图{图}
图1利率对储蓄的作用通过财富渠道传递
以上分析在一定程度上解释了为什么利率的变化可能会导致不同的储蓄变动效果。接下来的问题是，究竟什么原因会使一定经济环境下的财富价值变动或大于、或小于、或等于财富收益变动？搞清楚这个问题，就可以解释为什么我国1952—1978年和1979—1997年间利率对储蓄的作用有微弱的负效应和正效应。
3.收入水平低、
资本市场不发达是目前制约利率对我国居民储蓄作用的主要障碍在以上的阐述中，我们对利率之于储蓄作用的渠道归纳为财富，将作用力的方向简化为财富价值与财富收益两个相反变化相比较的结果，但对作用力度尚未触及。其实通过以上分析，我们会很容易地发现，利率对储蓄作用的力度取决于三种悄况：第一，财富价值与财富收益顺应利率变化的幅度均很大，但二者势均力敌，以致于双方相抵后储蓄的利率弹性很弱；第二，财富价值与财富收益的变化一大一小，以致于出现明显的负效应或正效应，利率弹性很大；第三，财富价值与财富收益的变化均不大，二者相抵以后的力量——储蓄的利率弹性也很弱，表现为弱的负效应和正效应。在第一和第二种情况下财富价值与财富收益中至少有一个对利率的变化十分敏感，这表明利率之于储蓄作用的渠道基本是畅通的；在第三种情况下，财富价值与财富收益对利率变化均不敏感，表明利率作用的传递渠道有很大障碍，这从根本上制约了利率对储蓄的作用。
本研究提出，导致利率对储蓄作用传递渠道障碍的原因，主要是一个国家的收入水平和资本市场发达程度。低的收入水平和不发达的资本市场环境下，财富价值和财富收益对利率的变化均不敏感，这决定了很弱的储蓄利率弹性。
收入水平低会从两个方面阻碍传递渠道。第一个方面是储蓄的积累——财富水平过低，使利率无论怎样变化，都不能导致财富价值或财富收益产生足够大的变化，诱惑人们改变消费以及储蓄行为。第二个方面是储蓄刚性。低收入水平下储蓄多用于购买大件、应付意外事件和婚丧嫁娶等明确目标，并且，低收入水平国家多存在信贷约束，这更增加了储蓄量的不可调整性。在储蓄刚性下，利率的降低很难使个人压缩这部分用于未来支付而储蓄的量；利率的提高也很难令居民从维持生存和温饱的消费部分中压缩一块用以增加储蓄。因此，在低收入国家，居民储蓄对利率的变化从根本上说是不敏感的，利率对储蓄的作用必然很低。
资本市场的发达程度同样会制约储蓄的利率弹性。资本市场不发达，在某种意义上就是金融管制和金融压制过强，表现为：过严的利率与汇率管制、资本市场狭小、交易品种少、流动性低。利率管制使利率长期处于低水平，波动幅度小且频率低，这使财富收益的变化范围很小，即便利率有些微调整，人们也不会因此认为财富收益有大的改变。利率管制也抑制了市场的流动性。市场流动性低会产生两个效果。其一，人们不认为利率的变化会使所拥有财富的价值发生变化。譬如，农民住房世代为自己家庭所有，基本不存在市场交易，这使房主无从感受利率下降对住房价值提高的现实好处。这种情况也同样存在于城市，不过情况略微好些。流动性很低的金融资产中也存在相似的情况。因此，发达国家中由于降息而产生的财富效应，在市场不发达的国家是很难看到的。其二，低市场流动性会使人们持有的金融资产倾向于短期化，如人们更倾向于持有现金、活期存款等。资产期限结构短期化，使利率变化对财富价值的影响程度大大降低。
总之，无论利率管制，还是低市场流动性，均使得利率变化对于财富收益和财富价值的影响大大减弱，这也从根本上制约了利率对储蓄的影响力度，降低了储蓄的利率弹性。
我国自1978年以来，改革与开放大大促进了经济的发展，居民收入水平迅速提高。但是到目前为止，制度变革尚在进行中，人均收入水平距发达国家依然有一定距离。因此，以上分析中谈到的有关制约储蓄利率弹性的两个障碍依然存在。
按照人民银行的统计，1997年我国居民名义人均收入为1583元人民币，相当于191美元。这个数字比1979年人均收入224元人民币提高了6倍（李焰，1999），但与发展中国家中居于前茅者比较，依然有差距。居民储蓄中用于养儿、防老、购买大件、防意外事件等动机所占比重，依然在储蓄总额中占半数以上。纯食利部分储蓄比以前有大幅度提高，但依然不占大的比重。储蓄刚性依然存在。
1978年以来，居民财富积累随收入水平提高而迅速增加，但总体上还处于低水平。其中农村居民财富内容以不流动的房产为主，城市居民以金融资产为主。但金融资产中又以期限相对短的通货和银行存款为主。从全国平均水平看，1995年居民储蓄总额中48％为实物资产，并且主要是流动性差的住宅投资，52％为金融资产。在金融资产增量中，货币与银行存款净额（扣除借款）占总量的比重为91.8％。因此，我国居民财富的总体特征是，财富积累水平依然不高，财富中近半数依然是流动性很差的住宅与实物资产；金融资产多为中短期银行存款。这些特征决定了利率变化通过财富渠道传递到储蓄的作用力依然不大。
五、未来我国居民储蓄利率弹性的变化趋势与利率作用方向
从未来看，目前制约我国利率对储蓄作用传递机制的一些因素将逐步消除。具体为：居民收入水平进一步提高，使储蓄刚性弱化；财富积累增加，使财富收益与价值对利率变化敏感度提高；金融压抑过程逐步消除，其中，利率市场化使居民对利率价值收益变动的反应程度提高；资本市场发展将通过流动性提高和交易品种增加，提高财富效应。另外值得说明的是，随金融深化，信贷约束将逐步减弱，这会进一步消除储蓄刚性，扩大投资性储蓄在储蓄中的比重。因此，未来利率对影响我国居民储蓄各相关因素的作用力将迅速提高。但必须强调，这并不意味着储蓄的利率弹性肯定提高。
到目前为止，我们又回到一般性的分析框架中，即不考虑由于制度、经济落后等因素导致利率弹性低的一般性分析。
按照一般性分析，利率对于影响储蓄的财富价值和财富收益可能都有很大的影响，或至少对其中之一有很大影响。假定在一定的财富水平下，如果利率对财富收益的影响既定，那么，利率对储蓄的影响最终取决于财富的期限构成。若财富期限构成主要为中长期，如主要是养老性积蓄、房产、长期投资的股票、债券等，则利率变化会大幅度影响财富价值。在财富收益水平既定下，一旦财富价值变化幅度超过财富收益变化幅度，就会形成利率对储蓄或强或弱的正向作用。但是，究竟哪些因素会影响财富期限结构的变化，因而影响利率对储蓄的作用力度与方向，是一个更加复杂的问题，在本文中不拟做进一步探讨。
到目前为止，可以得出的一个基本结论是，未来利率对于我国居民储蓄的传导渠道将逐渐畅通，无论财富价值还是财富收益，其适应利率的变化均将比以前更敏感。但对利率之于储蓄究竟会有怎样的总体作用力度和作用方向，还是无法作出清晰的判断。
六、政策建议
我国近年来数次下调利率以刺激消费需求的政策操作，显然是以利率对储蓄有显著正效应为依据的。本论文的研究结果对这种做法提出了相反的意见，认为到目前为止，我国尚不存在利率对储蓄的显著正效应，以利率变动调节居民储蓄和消费的做法缺乏理论和实证检验的依据。而且，在未来一段时期内，利率政策对于调节储蓄和消费是否强有力是难以判断的。在这里，甚至不排除存在与利率调节目标相反的政策效果之可能（如存在利率的负效应）。因此，需要慎重考虑运用利率工具调节储蓄，从而调节消费需求的做法。近期政府推出征收利息所得税，其对居民储蓄的影响，本质上同于利率变化的影响。因此，如果寄希望于此举可以降低储蓄，刺激消费，则又过于简单化了。
在目前利率对储蓄作用很弱的情况下，应考虑运用其它手段刺激消费，如（1）增加消费信贷。此做法有助于降低储蓄刚性，提高储蓄中投资的成分；（2）提高居民对未来收入的预期，因为收入增长预期已成为我国居民消费及储蓄的主要决定因素。
根据人民银行1999年的研究报告，发现利率变化对于调节金融资产的结构有比较明显的作用。1999年5月份降息以来，主要城市的银行存款增量的确下降很快，资金主要流向股票市场。但这种居民储蓄结构的变化能否最终影响投资需求，还取决于进入股市的资金能否帮助企业扩大实业投资。但这个环节的关系似乎是不确定的。根据上市公司的情况看，许多上市公司从股市上募集资金后，往往改变原定使用计划，将资金存于银行或留在二级市场上炒做股票。除非产品市场看好，否则企业不轻易扩大投资。显然，储蓄存款降低与储蓄降低对于消费的作用并非一回事。
【参考文献】
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居民储蓄率论文范文第7篇
【摘要】现阶段我国居民储蓄的主体城镇居民储蓄持续、飞速增长。储蓄的高增长是一把“双刃剑”。一方面,为经济、金融的发展提供了强大的资金保障;另一方面不仅给整个经济的持续发展带来了隐患,而且在开放条件下也影响了资本市场的发展、以及加重了银行经营成本和负担。本文在分析完城镇居民的消费行为后将结论应用于居民储蓄行为的研究:前瞻型消费者的储蓄行为是我国储蓄快速增长的原因。在获得中国城镇居民储蓄行为结论后对储蓄的变动进行了预测并提出政策建议。
【关键词】消费;储蓄;馈赠性储蓄
1我国最终储蓄率的发展
第一阶段:上世纪80年代初到90年代中期,我国的最终储蓄率稳步增长,在15年的时间内上涨了10个百分点。
第二阶段:在上世纪90年代中后期,我国的最终储蓄率呈现下降的趋势,5年的时间内下降了3.6%。
第三阶段:进入21世纪后,我国的最终储蓄率又进一步抬头。
2前瞻型居民的储蓄行为
中国国内的居民可以分为两类:前瞻型居民和短视型居民。本文主要讨论前瞻型居民的储蓄行为。居民前瞻性储蓄大致可以分为三类:预防性储蓄、馈赠性储蓄和生命周期储蓄。各种类型的储蓄动机是不同的。因此与当期收入的关系也不相同。
2.1前瞻性储蓄中的预防性储蓄:预防性储蓄是用来预防未来的不确定性。导致预防性储蓄产生的因素分为两类,第一类:不确定性因素。在不确定因素下(比如,收入的不确定性)居民会直接增加储蓄,从而防止消费的剧烈波动所造成的效用下降。这种影响是直接的,居民受这种不确定性的影响直接调整储蓄。而在我国收入的不确定性不影响前瞻型居民的消费即不会引起预防性储蓄的产生。
第二类:保障性因素。在低保型因素下(比如,不健全的社会保障体系或者低收入的保障)前瞻型居民的消费会变得非常有耐心,会尽量的节省,从而减少当期的消费增加预防性储蓄。这种影响是间接的,保障因素通过影响居民的耐心,进而影响居民的储蓄。第二类因素其实质是一种与不确定性因素相对的变量。这类因素可以提高抗风险的能力。具体来讲:当期收入的总量(规模),各种社会保障制度(如:养老保险制度,失业保险制度,医疗保险制度等)。制度因素暂不讨论,当期收入规模对预防性储蓄的影响表现为两个方面:一方面,当期收入的规模越大,其抗风险的能力就越强,进行预防性储蓄的动机就越弱,边际储蓄倾向就越小。因为收入波动对消费的影响小,会被收入的规模所抵消,不会存在消费的波动,从而就不需要大量的预防性储蓄来防止消费的波动。另一方面,当期收入的规模越小,其抗风险的能力就越弱,进行预防性储蓄的动机就越强,边际储蓄倾向就越大。因为收入波动对消费的影响大,而收入的的规模不能抵消这种影响,为了防止消费的波动,实现效用最大化,居民变得非常有耐心,从而减少当期消费,增加预防性储蓄来防止消费的波动。因此当期收入规模与预防性储蓄成反比。
2.2前瞻性储蓄中的馈赠性储蓄:馈赠性储蓄是赠送给他人(特别是子孙后代)的储蓄。决定馈赠性储蓄的因素包括主观因素和客观因素。主观因素主要是居民的心理因素,包括个人对馈赠性储蓄的偏好,这暂不讨论。决定储蓄的客观因素有两个,收入的规模和收入分布。
收入规模和收入分布对馈赠性储蓄的影响:收入规模和馈赠性储蓄成正比,收入规模的增长会导致消费的增长,进而导致消费的边际效用的减少,因此收入规模的递增会导致消费边际效用的递减;馈赠性储蓄也会增加总的效用,并且随着收入规模的增加,馈赠性储蓄的边际效用会增加。当消费的边际效用低于馈赠性储蓄的边际效用时就会产生馈赠性储蓄。因此收入规模的增加会降低消费的边际效用,提高馈赠性储蓄的边际效用,从而产生馈赠性储蓄。收入分布对馈赠性储蓄的关系。在收入规模不变的情况下,收入的变动会影响馈赠性储蓄的变动。衡量收入分布的主要标准为基尼系数。收入的基尼系数越大,说明小部分的人占有了大量的当期收入,表现了社会的不公平程度。收入的分布越不平均,基尼系数就越大,小部分居名的收入规模比较庞大,因此会产生大量的馈赠性储蓄。因此基尼系数与馈赠性储蓄成正比。
2.3前瞻性储蓄中的生命周期储蓄:莫迪格利安尼、布伦博格假设消费者面对现在和今后一生总消费的效用函数。试图将自己一生的全部收入在消费和储蓄之间分配,从而达到效用最大化。消费者在决策过程中不仅会考虑当期收入,而且会考虑今后一生的收入。但是行为人却是一个短视的行为人。因为现实生活中收入是变动的,在适用性预期的框架下,前期的收入是预测未来收入的主要指标。因此消费会受到持久性收入的影响。而持久性收入又是当期收入和前期收入所决定。消费最终还是受当期收入的影响。但是无论消费是否受当期收入的影响,储蓄总是与当期收入相关。只有当消费受当期收入影响时,收入的变动会部分的转为储蓄,储蓄的增长就比较缓慢;当小费不受当期收入的影响时,收入的变动完全转化为储蓄,储蓄的增长就比较快。
3对我国近段最终储蓄率发展的解释
第一阶段:前瞻型居民在解决了温饱问题以后,收入规模的逐渐增强导致了预防性储蓄倾向增强、预防性储蓄快速增长。而且其增长速度远远超过了消费的增长速度,因此最终储蓄率在这一段时间内稳步增长
第二阶段:前瞻型居民的收入和预防性储蓄总量都达到了一定的规模,与此同时,馈赠性储蓄的边际储蓄倾向还不是很强,因此城镇中前瞻型居民的总储蓄倾向减弱。导致了最终储蓄率的下降。
第三阶段:由于馈赠性储蓄的边际储蓄倾向变大所导致的,馈赠性储蓄倾向的变大是由于城镇中前瞻型居民的收入规模进一步扩大、城镇居民收入的基尼系数进一步加大而导致的。
4改进城镇居民储蓄行为的政策建议
国内生产总值的增长是城镇居民收入增长的主要保障。我国作为最具有发展前景的国家,其国内生产总值在今后的一段时间内将保持稳定、持续增长的趋势,因此城镇居民的收入水平也会相应的的持续稳定增长。另外,从现阶段来看。城镇居民的收入增长率平均在11%左右,上下浮动没有超过2%,特别在最后两年基本保持在11%的水平上,因此从现阶段的收入数据和我国的基本经济形势两个方面来看,城镇居民的收入水平会持续稳定增长,从而储蓄也会快速增长。中国储蓄的稳定增长对中国经济的长期发展具有非常重要的意义。居民储蓄的稳定增长是中国经济保持高增长的资本来源。另一方面,中国储蓄的高速增长也给中国经济的短期增长带来了一定的不安因素。消费作为国内生产总值的重要部分,是经济稳定发展的重要支柱。然而消费偏低不仅会导致内需不足,而且会突显投资在经济中地位,进而增加经济的大幅波动。
4.1运用税收政策。一方面通过个人所得税、遗产和馈赠税能够直接缩小贫富差距;另一方面,政府也能为此而筹集足够的资金,有利于其他收入再分配政策的实施。
4.2运用财政支出政策。在短期,政府直接通过转移支付手段防止贫富差距的扩大。在长期内,政府通过教育支出,从而调节由于教育差距、知识差距而导致的贫富差距。
居民储蓄率论文范文第8篇
关键词：利率政策;政策效果;居民储蓄存款
中图分类号：F8
文献标识码：A
文章编号：1672-3198（2011）06-0011-02
1 引言
在2010年的中共十七届五中全会上通过的“十二五”规划建议中,扩大内需成为未来五年我国发展的第一要务。但是长期以来,我国经济增长主要靠投资和出口拉动,最终消费率总体呈下降的态势,投资从1992年的36.6%逐步提高到2009年的46.8%,消费率则从1992年的62.4%逐步下降到2009年的48.6%,远低于世界平均水平。而同一时期,居民储蓄存款年增长速度都在10%以上,远高于同期居民收入及社会消费品零售额的增长速度。2008年的我国GDP总量是1993年的7.59倍,但居民储蓄存款年底余额却是1993年的13.33倍,二者差异巨大。尽管改革开放以来居民收入水平有所提高,而且国家采取了各种刺激消费需求的政策,但居民储蓄倾向仍然很高。根据实际货币基金组织公布的材料,中国的国民储蓄从20世纪70年代至今一直居世界前列。其中1989――1993年居民储蓄占国民生产总值的35%以上,居世界之首。2005年国内储蓄率高达51%,而全球平均储蓄率仅为19.7%,2009年1月末,我国居民储蓄余额已经突破了18万亿,储蓄率在全世界排名第一,人均储蓄超过1万元。
从1993年开始中国人民银行开始加强了对利率的调控,至2008年为止,利率的调整先后经历了上升、下降、再上升、再下降四个阶段。活期存款利率由1993年的2.16%下调至2008年的0.36%,一年期定期存款利率由1993年的9.18%下调至2008年的2.25%,但这是在此期间,利率对居民储蓄的影响效果不大。
黄怀亮(1999)认为,在我国经济体制改革时期,储蓄存款的增长主要是由于个人收入水平的增长、经济货币化程度的提高和人们未来收入不确定性而导致的。至于利率的高低、通货膨胀的程度与储蓄存款的关系,不能说没有丝毫影响,但影响不大。
赵尚梅(2001)指出,总体上看,一般居民的储蓄量和储蓄结构对利率的变动反应迟钝,利率调整对储蓄量和储蓄结构的作用并不大,二者不具有明显的正相关性。居民基本以银行存款的形式进行储蓄,利率政策的储蓄效应不显著。
张珊珊(2007)认为,一年期实际存款利率与居民消费水平增长率之间为负相关关系,但回归系数为-0.7778,表明两者之间存在微弱的负相关性。可见,存款利率的变动对我国居民的消费行为影响较微弱。
储蓄是利率的增函数的理论是在假设其它因素不变,或者其它因素的变化对储蓄存款的影响小于利率变化对储蓄存款的影响时才成立的。我国在这一阶段所出现的居民储蓄存款的利率弹性小的现象,说明了还有其他因素对储蓄存款的影响比利率的影响更大。
2 我国利率水平调整效果不明显的原因
2.1 居民储蓄动机的分析
2.1.1 居民储蓄的预防性动机
在1996年至2008年这一阶段,我国市场化改革逐渐深入,由传统福利制度所提供的保障逐步转移给市场,居民更多地依靠自身的物力和财力解决医疗、住房、教育、失业、养老等方面的问题。同时,由于劳动就业制度改革,企业出现大规模下岗分流,失业率上升。人们不仅要面对可能而来的长时间失业,还要直面医疗、住房以及子女教育的“新三座大山”。因此,居民的消费支出更多地考虑未来消费,因而个人储蓄存款增加。1998年国家统计局对“居民储蓄动机”的问卷调查表明,我国预防性储蓄比例高达82.4%。在八次降息后,有关部门又对此进行了相应的调查,结果表明：在城乡居民储蓄存款目的的排序中,前五位为“子女教育、购房、养老、应付事业及生活不测事件的发生、医疗”,全部属于预防性动机,表明当时我国城乡居民的储蓄存款结构是“以预防性储蓄为主,投资性储蓄为辅”的。这种储蓄结构导致了我国居民储蓄的低利率弹性,从而也就决定了我国的储蓄存款难以因利率的下调而有明显的减少。
2.1.2 居民储蓄的盈利性动机
随着居民收入的增长,人们对财富的追求使得人们希望通过手中的货币获得更大的收益。金融产品的日益多样化使得人们投资时有了更为广阔的选择空间,但相对于储蓄而言,股票投资需要一定的专业知识和技巧,而且还存在风险,对于失业的人们来说,绝对不会再冒这种风险。债券虽然风险相对较小,但由于当时部分企业债券在兑付上出现困难,再加之企业普遍效益不好,因此居民购买企业债券的热情并不高。而投资于国债又受时间、空间和数量的制约,不能随意买卖。因此,对于工作不稳定的人们来说,既能保值,又能在一定程度上增值的储蓄自然成为首选,以此防患于未然,避免在未来当不确定的风险真正发生时无钱可用。
2.2 从行为经济学的观点来分析居民储蓄行为
传统经济学中的期望效用理论认为收益的效用是以获得该收益的概率为权重的,即获得该收益的概率越大,这份收益所带来的效用在期望效用中的比重就越高。而事实上,行为经济学创始人Kahneman发现人们在面对确定性收益和风险时,人们会高估确定性收益,低估风险收益,而不是根据收益与损失的价值理性地对待这两者。同时,Kahneman和Tversky提出的前景理论认为：（1）人们不仅看重财富的绝对量,更加看重财富的变化量;（2）当人们面临条件相当的损失前景时,更加倾向于冒险,此时人们是风险偏好的;当人们面临条件相当的盈利时,更加倾向于确定性的盈利,此时人们是风险规避的;（3）一定量的财富减少带来的痛苦程度大于等量的财富增加带来的快乐程度。
由此,我们也可以解释为何我国利率水平的调整对居民储蓄存款的影响并不显著。
绝大多数人都是损失厌恶型的,人们厌恶任何形式的损失,并尽量使这种损失不再发生。人们在决策的过程中赋予损失的权重明显大于赋予获得的权重,即对于100元的收益和损失来说,失去100元的痛苦要大于获得100元时所带来的快乐。对于投资股票来说,其收益是不确定的,可能会有10%甚至是100%的收益,但同时损失也可能达到100%。相比之下,储蓄是100%会带来收入的,至少是名义上的收入。同时,2001年6月股市开始出现下跌,虽然年底出现反弹,但进入2002年,下跌继续,到2002年一月底,在为期将近七个月的下跌中,指数由最高的2245.43点一路下挫到1339.20点,跌幅达40%。“沪深股市出现深幅调整,股票投资风险加大,股民资金回流银行储蓄”。因此,当人们面临选择时,更倾向于确定性盈利,因此,居民在投资工具的选择上更加钟爱储蓄。
3 提高我国利率水平调整效果的建议
3.1 拓宽居民的投融资渠道
应当进一步推进金融投资工具的创新,使金融资产日趋多样化,摆脱金融资产结构单一的局面,同时,完善资本市场改革,使金融资产之间的转换日趋便利。随着近些年我国利率逐步实现市场化,证券和债券市场的波动也将更加频繁,风险将继续增加。而证券市场和债券市场的发展,关系到国计民生。因此,国家应积极支持证券市场的发展,丰富投资工具的数量与结构,以满足不同收入水平、不同风险偏好的投资者的需求。在居民传统的投资渠道如存款、保险、股票以外,可以发展多种金融市场产品,逐步实现储蓄分流。随着证券投资基金市场的日趋完善,以及陆续推出的融资融券、股指期货等将进一步构建起多层次的资本市场,同时,也为我国投资者提供了风险对冲和套期保值的工具。
另一方面,积极推动消费信贷发展,增加贷款品种,完善信贷担保制度。开拓对居民的信贷业务,调整其资产结构,扩大其参与金融活动的深度,改变居民金融资产过度集中于银行储蓄的状况。
3.2 建立完善的社会保障制度
哈伯德、斯金纳和扎德斯等人(Hubbard,Skinner and Zeldes,1995)的研究表明,完善的社会保障制度可以有效地提高居民(特别是低收入居民)的消费水平。2008年中央经济工作会议过后,中国青年报社调中心通过数字一百调查公司,对3201人进行的调查表明,60.9％的人表示只有健全社会保障体系,人们才敢于消费。因此,完善的保险保障体系能够降低居民对未来的不确定性预期,进而减少居民的预防性储蓄存款,使之转化为以收益为目的的储蓄投资,从而提高居民储蓄投资和消费行为对利率变动的敏感性。应建立和完善独立于企事业单位之外、资金来源多元化、保障制度规范化和管理服务社会化的多种形式、多层次的社会保障体系;拓展社会保障的覆盖面,特别是要加强农村社会保障体系的建立和完善,突出社会保障的互济功能。只有加快医疗、养老、失业等保险的改革进程,消除他们的后顾之忧,才能稳定居民对未来各项支出的预期,使居民在适应社会保障体系的基础上形成理性预期,增强其即期消费的欲望,提高居民的消费倾向。
3.3 完善市场基础建设
居民是选择当期消费是储蓄,是选择以银行存款的形式储蓄,还是以持有股票、债券、保单的形式储蓄,完全是在现有市场条件下自发的自利行为,其中自有其合理性。我们只能在充实市场供给和完善市场基础建设方面做工作,而不能引诱或强迫人们做出不合意的选择。因此,应当进一步完善市场的法律制度,增强其信息公开和透明度,提高上市公司的质量,加大对操纵市场、内幕交易等违法违规案件的查处,为我国个人投资者提供一个健康良好的投资环境,提高广大居民的投资热情。达到能真正吸引广大投资者长期投资的目的,从而从根本上分流银行系统的居民储蓄,资本市场也得以健康发展,而不是由于种种负面新闻而使有意投资的人对市场望而却步。
参考文献
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居民储蓄率论文范文第9篇
关键词：居民储蓄；变迁因素；未来预测
中图分类号：F832 文献标志码：A 文章编号：1000-8772（2013）15-0076-03
一、研究背景
自改革开放以来，中国经济发展迅速，国民收入不断增长，生活水平不断提高，储蓄率也在不断提升，因此很多学者就影响我国城镇居民储蓄的原因做过很多研究，但是分析的差异很大，仁者见仁，智者见智。确实在当今社会，经济所涉及的概念很广，任何一种理论或模型都会导致不同的看法和分析。目前较为普遍的观点是，储蓄水平主要受居民可支配收入、未来预期收入、通货膨胀率、储蓄利率、消费者支出、收入分配、居民贫富等情况影响。
例如，戴有根在论文《家庭储蓄影响因素分析》（1991）中阐述了影响家庭储蓄的主要因素，包括收入、价格、利率、社会消费风气、心理预期、金融资产规模和结构、个人及家庭的生命周期、商品生命周期、储蓄服务工作水平和储蓄所网点建设等九个方面。陆佳怡的论文《浅析影响我国居民储蓄的因素》（1991）指出，居民消费物价水平、收入水平、利率、证券市场对资金的吸纳程度等因素都会对居民的储蓄水平有一定的影响。胡瑶在《我国城镇居民储蓄影响因素分析》（2009）一文中认为，城镇居民可支配收入增长率、一年期储蓄利率、通货膨胀率、城镇居民基尼系数、恩格尔系数等因素都会影响居民的储蓄状况。欧阳文辉和徐佼在《我国居民储蓄变动的影响因素及实证分析》（2008）中则详细分析了居民可支配收入、利率、通货膨胀和通货膨胀预期这几大因素对储蓄的影响程度。林薇在《我国城乡储蓄影响因素分析及政策建议》（2007）中，综合分析了名义利率、居民可支配收入、上期储蓄、通货膨胀、股票市值和国家财政用于农业的支出对当期储蓄的影响。
由此可见，影响居民储蓄的因素千变万化，既有客观因素，也有主观因素；尤其是不同个体的生活环境，背景，经历，价值观念都会对其储蓄行为有所影响。本文试图在前人研究的基础上，着重分析影响国内居民储蓄几个重要因素，并且较为客观地对这些因素进行归纳总结，并提出相应的建议和措施。
二、影响储蓄的变迁因素
目前人们普遍认为，居民储蓄水平很大程度上受到居民可支配收入、储蓄利率以及物价水平的影响，但是果真如此吗？下文将就这个几方面的问题进行具体探讨。
（一）居民可支配收入
居民可支配收入泛指人均可支配收入，是指居民家庭可以用来自由支配的收入，是总收入中扣除应缴纳的所得税和个人交纳的各种社会保障支出以后的收入（不包括借贷收入）。可支配收入=实际收入一家庭副业生产支出一记账补贴一个人所得税。一般来说，人均可支配收入与生活水平成正比，即人均可支配收入越高，生活水平则越高。根据1978年～1999年我国居民人均可支配收入与人均储蓄存款的数据调查，人均可支配收入对居民储蓄的影响是一个重要因素，即，随着人均可支配收入的增加，居民的储蓄存款也在增加，这两者有着紧密联系，但是影响城镇居民储蓄行为还有一些无法预测的变迁因素。
（二）储蓄利率
利率变化直接影响到居民储蓄存款资金的增殖能力。一般来说，利率上升，居民的利息收入增多，储蓄存款就会随之增加，反之，利率降低，居民就会减少储蓄存款。因此，在理论上，居民储蓄存款的增长情况必然与利率存在着正相关关系。但是，很多学者认为在我国经济发展过程中，由于许多因素制约着居民的储蓄行为，储蓄存款增长率与实际利率是否还存在着正的相关关系，则有必要进行更多的实证分析。
根据古典经济理论（19世纪末到20世纪30年代的西方利率理论），利率的变动对储蓄影响是正向的、单一的；利率提高，人们增加存款；利率降低，减少存款。储蓄和投资都是利率的函数，利率的功能仅在于促使储蓄与投资达到均衡。储蓄由“时间偏好”等因素决定；投资则由资本边际生产率等决定，利率与货币因素无关，利率不受任何货币政策的影响。当利率降低时，预期回报率大于利率的可能性增大，所以投资需求也会不断增大，形成投资利率递减函数。只要货币利率与投资的预期回报率存在差异，资本就会在储蓄和投资两者之间发生移动。因此，在古典利率学派看来，货币政策是无效的。利率具有自动调节经济，使其达到均衡的作用：储蓄大于投资时，利率下降，人们自动减少储蓄，增加投资；储蓄少于投资时，利率上升，人们自动减少投资，增加储蓄。
然而，在当今社会现实生活中，利率对储蓄的影响是否如古典利率理论预测的一样是正相关呢？根据廖庆在《浅析我国利率变动对储蓄的影响》一文中的分析，1991年到1995年的利率对总储蓄额是正相关关系，而从1995年到2003年则是负相关关系。这说明，在中国利率与储蓄的关系并不是如古典经济理论认为的那样是正向的、单一的，而是不确定的。其原因是，1995年是我国利率对储蓄的影响由正变负的一年，原因在于1995年我国进行了社会保障制度改革。之前我国城镇居民的储蓄意识较弱，由于住房、医疗等都由国家负担，储蓄的主要目的是为了获取利息，因此，利率的变动对居民的储蓄有正的影响，利率的上升促使居民的储蓄增加。1995年以后，我国实行了社会保障制度改革，取消了福利分房，医疗制度也在改革，城镇居民不得不自己买房子、花钱看病，而这部分支出相对于收入而言，是相当大的一部分，收入风险增加和未来的收入不确定的增加导致居民的储蓄倾向增加。储蓄的目的是为了买房、养老、子女教育等，出于这种目的的储蓄，利率的降低并不能使其减少，因此，这一时期储蓄的利率与储蓄是具有负的相关性。由此，我们可以得出结论，利率与储蓄并无直接的联系。
（三）物价水平
物价的变动，也即通货的变化，物价上涨也就意味着通货膨胀，会导致货币购买力逐渐下降，出现货币贬值；物价下跌则意味着通货紧缩，使货币购买力上升，即货币升值。由于现代银行制度在创造信用流通技术方面可以做到在数量上不受限制，因而商品价格脱离商品价值波动即物价总水平的波动的现象经常发生。那么对于储蓄而言，物价总水平上升，单位货币所代表的价值实体就会减少。假定利率水平不变，即储蓄者预期所得的利息报酬水平不变，则物价总水平上涨使储蓄者的实际利益减少。这种情况下居民储蓄倾向相对应的将会下降。
张文中在《物价、利率与储蓄增长》（1998）一文中利用全国零售物价指数和储蓄存款增长率作相关分析：1954-1978年相关系数为0.39，而1979-1987年则为0.56，即前者为显著负相关，而后者为显著正相关。1954-1978年间，全国零售物价指数上升，则储蓄存款增长率随之下降，而1978-1987年间，情况反了过来，当全国零售物价指数上升时，储蓄存款不但不下降，反而高增长。后者的正相关程度比前者的负相关程度还要高。
一些经济学家认为，1979年以来，我国经济体制改革先后在农村、城市展开。国民收入分配格局由此发生较大变化，居民货币收入迅猛增长，年均增长率达20%以上，收入增长率大大高于物价上涨指数。这一时期的特点是，物价指数高增长与储蓄存款高增长并存。储蓄存款高增长在一定程度上也是物价上涨，即货币高增长的结果。而货币的高增长与居民名义收入高增长是同义的。从这个角度讲，将物价指数作为唯一的解释变量去阐释储蓄增长，是有缺点的。
实际上，我国居民储蓄存款增长率与物价上涨率之间的负相关程度在时间上愈往后愈高。其成因可能与居民的金融意识随市场开放程度愈高而愈强有关，也与愈来愈高的物价强刺激有关。改革开放前，国家对市场物价实行严格管制，居民消费后收入节余也很少，利息收入很少，物价对利息收入的影响也很小，改革开放后，居民收入迅速增加，消费后节余增加更快，加上利率提高以及物价上涨幅度提高，市场价格对利息实际收入的影响愈来愈大，居民金融意识也随之增强。于是产生了居民储蓄倾向对物价上涨率更加敏感的事实。
三、影响储蓄的其他主客观变迁因素
在实际生活中，个人储蓄必然还会受到主观经历与客观环境等因素的影响，而这些因素是无法通过数据计算来分析的，需要我们来探讨。
（一）社会消费风气
社会消费风气是指在某一时段，某一居民群体对于消费偏好的行为。不同的消费风气必然会导致不同的储蓄情况。在收入一定的情况下，崇尚节俭的社会风气将会让居民有更多的闲余资金，使储蓄增加；崇尚奢侈的社会风气则相反，致使居民储蓄减少。消费风气的形成与多种因素有关，例如，历史，文化，政策等因素都将影响某一居民群体的消费风气。比如中华民族素有节俭的美德，因而相对于生活在不同观念的国外居民而言，中国人民群众的储蓄水平较高。相反，如果社会消费风气超前，人们偏向于及时行乐，则会有很多人会选择贷款消费，这不仅会使个人储蓄下降，更会使负债上升。改革开放以来，外国消费风气逐渐传入国内，潜移默化地使沿海地区人们的消费观念发生变化，人们对高档奢侈品的追求有所提高，因而这一地区人们储蓄水平又有所下降。如在我国改革开放初期，人均收入仅300美元的时候，彩电，冰箱等高档生活设备的普及率已经相当高了。这种超前消费现象也给消费需求的总量带来了很大压力，使得消费市场不断扩张，最终导致消费和需求都膨胀。
（二）未来预期
经济学的预期理论主要涉及人们根据自己的经验和理性对未来的有关经济变量做出判断，做出有利于自己的决策。这种理论早期有两种：1）外推法预期，例如当物价逐年上涨4%、6%和9%时，人们就预期下一年物价还会上涨。上涨多少，不同的人可能有不同的判断，如有人可能根据第二年比第一年上涨两个百分点和第三年比第二年上涨三个百分点的趋势，预期下一年会比第三年上涨四个百分点，即物价上涨13%，也可能有人根据第二年和第三年均分别上涨50%，于是预测下一年仍会上涨50%，即物价上涨13.5%。外推法基本是根据近期经验做出的。2）清应性预期，这种预期是指人们在对过去预期错误的检讨和在分析各种信息的基础上对未来做出预期。例如某人用同一种方法预期下一年的物价上涨率，但都预测错误，那么在下一次的预测中他就会摒弃过去失误的预测方法；又如，为了他自己的利益，他会收集有利于他判断形势发展趋势的各种信息，进行综合分析。由于这种预期是有理性的，不仅仅是根据经验，所以又称理性预期。
把预期理论应用于分析我国影响储蓄的因素，我们可以获得充足的实证依据。以1988年为例。由于1986、1987两年全国零售物价比上年连续上涨8.8%和6.0%，根据简单外推，居民对1988年的价格发展趋势就不会乐观。当年第一季度，上海上调861种工业品价格，由此波及南京，4月份就发生了商品抢购风潮。面对群众心理预期的这种变动，当时决策者没有引起足够的重视，相反，舆论宣传价格改革会进一步升级，结果导致居民对价格的心理预期进一步高涨，由此爆发了全国性的抢购风潮。抢购刺激价格上涨，价格上涨又反过来刺激抢购，由此形成恶性循环。1988年全国零售物价比上年上涨18.5%，社会商品零售总额比上年增长27.8%，双双为1951年以来最高峰。由于在高通货膨胀条件下居民消费倾向猛升，储蓄倾向自然下跌。1988年全国城乡储蓄存款增长率比上年猛降13.8个百分点，下跌幅度达37%。这在很大程度上就是居民心理预期变化所造成的。
（三）生命周期
个人及家庭的生命周期也对居民的储蓄有很大影响。一个人在孩童时期，只有消费，没有储蓄，完全由父母抚养；成年后，开始工作并开始积累储蓄，此时的储蓄水平由多种因素决定，如果膝下无子女，也不需要赡养父母，个人的收入将会用于日常消费和投资中，因而，储蓄水平会相对较高。如果大部分收入用于抚养子女和赡养父母，那投入储蓄的资金就会少许多。扩大到社会，如果一个社会正处于生育高峰期，那么儿童的比重较高，在保持社会消费水平不变的前提下，社会的储蓄水平将会降低。同样，在老龄化严重的社会当中，储蓄水平也会有相同的变化。此时，国家性的政策也会发生效用，如我国的计划生育政策等，也会起到影响储蓄水平的作用。
四、结论
通过上述分析和讨论我们得出，自从中国改革开放以来，影响我国居民储蓄的因素是多重的、变化的，主要归纳如下：
（1）居民可支配收入对居民储蓄有着重要影响。储蓄增长的基本因素就是居民的可支配收入水平提高，两者呈高度正相关关系；大部分居民的收入除了日常开销和投资以外，都以储蓄形式保留。
（2）储蓄利率的提高，必然会使我国居民的储蓄存款余额增加，但并不会造成居民储蓄水平急剧上涨。我国居民储蓄的目的主要是为了医疗、养老、购房、子女教育做准备，而不是获取储蓄利息，因而利率变动对储蓄影响不大。
（3）物价水平与储蓄呈负相关关系。近年来，居民收入和物价都在上涨，居民的金融意识也在增强，因此居民的储蓄上涨率随着物价上涨率的变化而降低。
（4）地域性文化、历史、政策、价值观等对当地储蓄情况也有十分显著影响，包括社会风气、未来预期以及社会年龄结构等因素在内的主客观条件都会对储蓄水平产生影响。
由于我国现今的储蓄情况还有许多待改善的地方，以下是提出的几点具体建议：
（1）健全我国社会保障体制。我国居民储蓄率居高不下的一个主要原因就是我国社会保障体制不健全，致使很多居民需要通过储蓄来应对未来的突况，以备不时之需。社会保障体制的完善将会保证居民生活的安定，消除后顾之忧。
（2）保持适当的利率水平。虽然本文分析中阐明，利率对居民储蓄影响不大，但是利率的稳定有助于保持经济的平稳发展，利率的不断变化也必然会使居民产生经济动荡的幻觉，不利于经济发展。
（3）稳定物价水平。物价水平的稳定有利于宏观经济的发展。政府通过结合货币政策和财政政策，将物价稳定在一个平衡的位置上将会起到刺激生产和消费的作用。
（4）增设银行储蓄网点。目前，我国较为偏远的农村地区银行网点并不多，仍有一部分居民无法享受到储蓄利息福利。让更多居民进行储蓄自然有助于居民更好地理财消费。
居民储蓄率论文范文第10篇
[论文摘要]经济增长有赖于储蓄的增长，但高的储蓄率并不必然带来高经济增长率。在我国，过高的储蓄已转化成为一种基金，社会保障制度和金融创新的滞后阻碍了居民消费的增长。通常存在两种储蓄向投资转化的渠道，市场和政府“看得见的手”，在社会上存在大量闲置资源的条件下，借助于政府“看得见的手”，将资源配置于一些基础性产业，可以有效发挥政府支出的“挤入效应”。最后，笔者提出了一些健全我国储蓄投资转化渠道的制度安排。
发展经济学倾向于把经济增长的动因归结为资本、劳动力、土地等因素，并认为资本的积累程度和状况从根本上制约着经济增长的速度。而要解决资本对经济的制约可以通过两个途径来达到：提高本国的积累率；吸引国外资本流入。新世纪中国经济保持了较高速度的增长，国民储蓄虽有2006年的短暂下滑；但总体上仍是较高速发展。过高的储蓄余额与萎靡的国内投资状况向我们展示了我国经济存在的一个重要问题：储蓄转化为投资的有效渠道不畅通。
1储蓄与经济增长的关系
根据哈罗德－多马增长模型，增长率等于储蓄率与资本产量的比率，高储蓄率自然意味着高增长率。这个结论看起来似乎非常合理，但目前的现实情况是日本、东亚经济实体的储蓄率仍然很高，其高速的经济增长却已风光不再。
正如凯恩斯所言，储蓄和投资分别是由不同的经济主体出于不同的目的而做出的，投资并不必然地等于储蓄。就其核心来说，哈罗德－多马模型可以被视为这样一个命题：如果投资等于储蓄，那么经济增长率一定等于储蓄率与资本产量的比率。事实上，假设：I=S，可以得到：I/Y=S/Y，进一步：(Y/Y)(I/Y)=S/Y。两边同时乘以I/Y，可以得到增长率公式：y/Y=(S/Y)/(I/Y)。
因此，问题的关键是投资如何能够等于储蓄。只有满足了这一条件，经济增长才能得到保证。这样，问题集中到投资的决定因素上。凯恩斯主义认为有效需求决定投资，储蓄只是决定投资有没有保障。只有当投资的需求大于储蓄的供给，经济中存在额外的投资机会时，决定投资进而增长的才是储蓄。换句话说，储蓄只是一种约束，并不是动力，当经济中的投资机会变成一种稀缺性资源时，动力只能是有效需求。
过去，日本、东亚经济实体的储蓄率高，增长率也高。然而，首要的不是高储蓄率，而是高储蓄可以转化为投资，储蓄转化为投资的渠道是畅通的。今天，日本、东亚经济实体的储蓄率仍然很高，为什么没有了高增长?原因可以归结到很多方面，但有一点是不容忽视的，即：储蓄转化为投资的渠道已经阻断，高额的储蓄不能转化为有效的投资。当经济进入成熟期后，市场通常表现为过剩经济、买方市场，这时，高储蓄率只会阻碍经济的增长。因此，在经济的起飞阶段，政府的经济政策常常是鼓励储蓄，而当经济进入成熟期，政府的经济政策常常是鼓励消费。
2我国储蓄高速增长的根源
根据中国人民银行的消息，2007年，居民户存款增加1.13万亿元。这一数字只是2006年居民户存款增加额的54.07％，储蓄“搬家”现象进一步加剧。对不少投资者来说，要想跑赢CPI，只能继续让储蓄“搬家”。但2008年中国人民银行9月12日的2008年8月份金融运行情况显示，受股市清冷等因素影响，居民储蓄继续大幅增加。居民户存款增加3404亿元，同比多增3823亿元，居民储蓄又重新回到2006年以前的水平。
健康的经济体运行的一个重要特征是：经济增长导致的收入提高能迅速实现向消费和投资的转化，从而使经济运行处于良性循环当中。但现实的经济运行往往不能达到理想状态，在收入向消费和投资支出形式转化的过程中经常存在的状况是：一部分收入以储蓄的形式漏出经济体。而储蓄漏出的规模则取决于居民消费倾向及私人部门的投资欲望。我国储蓄高速增长的直接原因归于居民消费不振和私人部门投资增长的乏力。
居民消费不振的原因有很多，但根本的应该是居民对未来收入的不确定性预期，而这种不确定性预期是由于我国目前的制度缺失或不完善造成的。我国居民目前的储蓄主要用于住房基金、子女教育、医疗保险、养老保险和更高层级的消费准备(汽车、旅游)等五种目的。实际上，我国的储蓄已经异化为几种基金形式，不过，这些基金是以居民个人或家庭为单位存在的。社会保障制度的缺失、金融工具创新的滞后等应是居民消费不振这一现象形成的制度层面的原因。
私人部门投资增长乏力的原因也不难分析。私人部门投资的热情和规模是以投资的成本－收益分析为基础的，利息率T代表投资的成本，预期利收益率y的高低是投资收益的衡量指标。投资的报酬p用公式表示就是：p=y-i。只有当p＞0时，投资才是值得的。尽管央行2008年几次大幅度降低了利率，但投资者的预期收益并不乐观。另外，作为私人部门重要组成部分的中小企业群体通过银行和在证券市场上融资的渠道并不是畅通的，从这个角度来讲，制度的制约大大阻碍了储蓄向投资转化的力度。
3政府支出的“挤入效应”与“挤出效应”
通过比较，我们可以发现实现储蓄投资有效转化的策略主要可分为两种；一种是利用市场的力量，通过金融机构和资本市场来达到对货币资金的再配置；一种是通过政府这只“看得见的手”，借助政府的财政政策来实现储蓄向投资的转化。
借助于政府来实现储蓄向投资的转化，在新古典经济学家眼中是不可取的，原因在于政府支出对私人经济部门所产生的“挤出效应”。这种“挤出效应”的产生使得政府通过扩大财政支出来刺激经济的努力大打折扣，而且，由于政府在参与资源配置中不可避免的低效率和“寻租”行为，更使得经济学家对通过政府来实现储蓄向投资的有效转化这一渠道持相当保守的态度。
实际上，政府支出的扩张不仅存在对私人经济部门的“挤出”，它也存在着一定的对实体经济的“挤入”，特别是在经济中存在比较庞大的过剩资源时，这种“挤入效应”会更加明显。经济体中存在许多过剩的闲置资源，这时，借助于政府的力量把这些暂时不用的资源进行配置，有其一定的合理性。但是，通常来讲，这种对资源的配置一定不能直接进入私人部门所经营的领域，否则，这只“看得见的手”就会把市场搅乱而使其变得低效。把政府支出的对象定位于私人部门不愿意、没有能力介入的领域及影响国计民生的领域，通过政府支出为私人经济部门下一个经济周期的投资培育良好的市场环境，这应该是有效发挥政府支出“挤入效应”的前提。
针对居民消费不振和私人部门投资增长乏力的现实，中国政府高层选择实施了积极的财政政策，2008年11月12日国务院总理主持召开国务院常务会议，出台了扩大内需的十项措施，总投资约需4万亿元。这一轮的政府投资，从长远来看，为私人经济部门的投资构建了一个比较扎实的基础，具有深远意义。
4储蓄向投资转化的制度创新
合理引导储蓄分流，实现储蓄向投资的转化，从而促进经济的增长，是一个长期的、系统性的工作。如何在制度上进行合理的安排和创新，是决定储蓄是否能顺利转化为投资，经济增长是否能够持久的根本环节。笔者认为，有必要从以下几个方面实现制度创新，来促进经济的正常运转：
(1)加快推行社会保障体系建设，改善居民对未来的预期。只有解决居民的后顾之忧，才能有效地启动居民最终消费。因此，应降低经济生活的不确定性，在当前实施积极财政政策的过程中，加大财政资金的建立，提高低收入群体等社保对象的待遇水平，增加城市和农村低保补助，继续提高企业退休人员基本养老金水平和优抚对象生活补助标准。
(2)要加快发展直接融资，鼓励金融创新。现阶段的重点应是：研究多层次金融市场体系的建设，加快建立股指期货、融资融券市场，使得资本市场、债券市场逐渐成为企业正常的规范化的融资渠道；支持金融机构在规范的前提下开展金融创新，积极拓展多样化金融工具，让居民的储蓄通过市场多渠道回流企业；协调好货币市场与资本市场之间的关系，适当引导居民储蓄向资本市场转移。