居民储蓄率论文篇（1）

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

居民储蓄率论文篇（2）

中图分类号：F832.22 文献标识码：A doi：10.3969/j.issn.1672-3309（x）.2012.10.14 文章编号：1672-3309（2012）10-38-03

一、居民储蓄利率相关理论研究

根据古典经济学理论，储蓄是利率的决定因素之一，而利率的变动也会给储蓄带来反作用。一般来说，利率越高，储蓄额就越大；反过来，利率越低，储蓄就越少。表明储蓄与利率是正相关的。现代经济理论对利率的研究从利率变动所引发的替代效应和收入效应两方面进行分析研究。利率降低时，一方面会因储蓄收益的降低而引起储蓄的减少和消费的增加，这种效应被称为“替代效应”，另一方面也可能因储蓄收益的降低减少了未来的收入从而促使消费者减少当前消费和增加储蓄，以确保未来的消费水平不降低，这种效应被称为“收入效应”。由于这两种效应对消费-储蓄替代关系的作用方向相反，因而利率变动对居民储蓄-消费替代关系的影响是不确定的。因此，从总体来说，利率变动对居民消费与储蓄效应在理论上是无法确定的。在这一点上，现代经济学家的观点与古典经济学家存在明显的差异。也就说，现代经济学家虽然承认利率对居民的储蓄有重要影响，但认为二者之间不存在古典经济学家所阐述的那种明确的相关关系。

对于居民储蓄是否受利率影响， 国内学者把名义利率和实际利率区分开来， 利用全国的数据进行实证分析， 得出了矛盾的结论：有的学者认为我国居民储蓄对实际利率有弱正相关性， 对名义利率不敏感。如在徐燕（1992）的实证分析中， 发现1979-1987 年我国居民储蓄利率对实际利率变动敏感， 实际利率的变化会导致储蓄额的同方向变化；有学者认为， 名义利率与居民储蓄有一定的相关性， 实际利率与储蓄相关性较小。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），后者在研究中发现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。黄宾（2006）则认为我国居民当年储蓄存款额与名义利率显著正相关， 与实际利率无正相关性，居民储蓄存款余额与名义利率无正相关性， 与实际利率呈不显著的正相关性。而最新的研究中， 卢君生、蔡锐得出了实际利率对城镇储蓄有着微弱的正效应， 与李焰的研究结论相似。

那么，近年来我国利率的调整对储蓄产生了怎样的影响？结果如何？本文试图给出答案，本文的研究目的是基于1979-2010年数据的实证分析，从而得出利率变动与储蓄变动的关系。

二、我国居民储蓄存款利率弹性的定性分析

通过对1979-2010年的相关数据分析的名义利率与居民储蓄存款增长率的变动关系（如图1），从图1中可以看出，居民储蓄存款的增长变化与名义利率的变化在大体的波动方向上是比较一致的，因而可以判定名义利率变动对居民储蓄存款的变动大体上存在着一定的正相关性。另外，我们还可以发现，储蓄存款的变动对名义利率变动的反映存在一定的时滞性，往往在利率变动了一定的时间后，储蓄存款才会相应的发生变动，而非紧密相连的反映其影响。

而对于储蓄存款对实际利率敏感性的分析结果（如图2），从图2中我们可以看出储蓄存款的变动与利率的变动关系基本上是完全相异的，利率上升，储蓄存款下降，而利率降低，储蓄存款却上升，这与理论上利率与存款间存在正相关性是完全相异的，所以可以断定储蓄存款的变动与实际利率的变动是没有明显的相关性的。

从1979年以来的中国居民储蓄存款增长和利率变动状况来看， 不管利率是升是降， 甚至不顾实际利率是正是负， 居民的储蓄存款始终保持稳定而快速的增长。因此， 无论是通过直接的观察， 还是通过对统计数据的回归分析检验， 人们自然会得出结论， 认为中国的居民储蓄存款与利率水平之间即使存在一定的相关性，关系也不大， 也就是说利率变动对储蓄没有产生很大的影响， 即储蓄的利率弹性很低。国内大多数研究文献都持这种看法。而由这一分析结果所提出的政策建议必然是政府可以根据其他方面的需要如抑制通货膨胀、减轻企业财务负担等， 调整利率水平， 而不必去顾及对储蓄存款的影响。

为了更好地分析储蓄存款与利率之间的关系，根据1979-2010年之间的数据对居民储蓄的利率弹性进行了计算分析，结果如图3，从图3我们很明显的可以验证上面得出的结论，图中储蓄的名义利率弹性大部分为正，而储蓄的实际利率的弹性却基本上都为负，这也可以说明，居民储蓄对名义利率的变动是相对敏感的，但弹性系数并不大，而对实际利率的变动则是不敏感的，因而更进一步的验证了上面的结论。

三、数据的统计分析

为了进一步说明居民储蓄存款与利率的敏感程度，进一步通过对SPSS11.5统计软件的运用， 结合我国居民储蓄及利率的相关数据， 对储蓄存款的利率敏感性进行了定量分析，分析并验证上面得到居民储蓄存款变动利率弹性的关系。

（一）居民储蓄与名义利率的关系

括号中的值是P值，模型中X的系数的P检验值都是0，所以模型通过检验。说明居民储蓄存款名义利率和居民储蓄增长率之间呈直线相关关系。R2值为0.524， 表明我国储蓄的利率弹性不是十分充分。

（二）居民储蓄与实际利率的关系

对实际利率和储蓄额两个变量之间的直线相关分析结果显示： R=0.286， R2= 0.084， 且P>0.05， 表明实际利率和储蓄额之间没有明显的相关关系。

该统计结果提示，在实际经济过程中， 我国的储蓄利率弹性明显被削弱，反而缺乏利率弹性。尽管储蓄弹性会因为受到其他因素影响而被扭曲，但不会因此而消失。所以货币政策当局应当采取积极的态度，通过适当的措施，进一步提高居民储蓄的利率弹性，使得利率成为我国更有效的宏观调控手段。中国人民银行调整储蓄利率的目的是通过改变利率来对居民的储蓄消费结构产生影响。从宏观上看， 有利于生产和消费， 有利于货币政策和财政政策的相互协调， 从而达到稳健的经济增长目标。从微观上看， 有利于调节控制企业贷款投资数量等等。但实际利率变动后居民的储蓄变动情况却和预期的水平相距甚远。

（三）利率对我国经济增长的贡献度

模型甚至通不过检验，结果充分证明了储蓄利率缺乏弹性使得我国货币政策效果有限。

相关分析结果显示：我国经济增长率、名义利率和实际储蓄利率之间的相关性都较弱，这充分证明了储蓄利率缺乏弹性使得我国货币政策效果有限。

从我国1979-2010年的名义利率、实际利率和GDP 增长率的变动趋势也可直观地看出我国储蓄利率和经济增长率之间的走势关系（如图4）。尽管名义利率和经济增长率有着比较明显的一致性，但其一致性并不是十分吻合，而且名义利率只是一个表面现象。实际利率才是真正反映我们国家利率情况的指标， 是我们研究的关键。从图4中实际利率和经济增长率的趋势来看， 1979-2010年实际利率和经济增长率时而呈正向变动， 时而呈反方向变动。此期间利率变化较为频繁， 波动较大， 而经济增长率则保持着平稳上升。实际储蓄利率和经济增长率这两者之间没有明显的关系。这表明， 由于我国缺乏利率弹性， 中国人民银行变动利率对我国经济增长所起的作用比较有限。

综上所述，我们可以看出，居民储蓄的利率弹性是不敏感的，相对而言名义利率的变动对储蓄存款的影响是正相关的，只是弹性并不是十分敏感，然而名义利率的变动对居民储蓄存款的影响则几乎是不存在的，也就是说这两者之间基本上不存在什么相关性，因而总的来说储蓄利率是缺乏弹性的。

参考文献：

[1] 中国统计年鉴[M].中国统计出版社，2010.

[2] 张目、杨梅.当前我国居民储蓄及其影响因素分析[J].经济师，2006，（07）.

[3] 杨丽等.居民储蓄与利率关系的实证分析[J].山东科技大学学报，2004，（01）.

[4] 张华江等.对我国居民储蓄影响因素的实证分析[J].南昌高等专科学院学报， 2004，（01）.

居民储蓄率论文篇（3）

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.

居民储蓄率论文篇（4）

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。

居民储蓄率论文篇（5）

国外对于消费需求早已有广泛而深入的研究。1936年出版的《就业、利息和货币通论》提出了凯恩斯（Keynes）的消费函数，系统论述了有效需求理论，认为有效需求不足导致了萧条和大危机。在凯恩斯之后又出现了许多消费理论，具有代表性的有美国经济学家杜森贝利（Duesenberry）提出的相对收入消费理论，莫迪利安尼（Modigliani）的生命周期消费理论，弗里德曼（Friedmam）的永久收入消费理论等。Hall（1978）把理性预期学说开创性引入到消费函数理论，对消费增长的不可预见性进行了检验。在行为经济学领域， Kahneman和Tversky（1979）创立了著名的前景理论，使对消费者行为的描述更加精确。Porter（1990）和Rostow（1990）基于竞争优势理论和国家经济增长五阶段划分，研究指出消费拉动型经济增长方式才是健康可持续的，建立消费型社会是一国经济发展最终目标。

进入21世纪以来，随着消费在我国经济发展中的地位越来越重要，消费问题渐渐为国内专家学者所重视。从目前已取得的研究成果来看，国内研究消费需求的重点在于影响消费需求因素的分析、消费需求不足的原因和影响、扩大消费需求的作用与意义以及如何提高消费需求等方面。尹世杰（2002）论述了扩大消费需求，拉动经济增长的问题，并从消费的观念、政策、结构、环境方面阐述了如何提高消费率，促进经济增长。范剑平（2003）提出促进我国经济增长动力机制由投资主导型向居民消费、社会投资双拉动型转换。李文星等（2008）实证考察了我国人口年龄结构变化对居民消费的影响，得出人口年龄结构变化不是居民消费率过低的原因。田青等（2008）利用相关数据分析了消费习惯、收入、购房支出、医疗、教育支出、收入波动及利率等因素对消费的影响。刘惯超（2010）研究概括了导致消费需求不足原因的高投资挤占消费论、高储蓄挤占消费论、国民收入分配不合理制约消费论等7种观点。李燕桥和臧旭恒（2011）动态分析了1978-2008年间我国城镇居民消费（储蓄）行为，表明预防性储蓄动机对居民消费水平变动及居民消费增长率变动产生的作用强度均不大。王勇（2012）认为发展消费金融是扩大消费需求的长效机制之一。陈健等（2012）从信贷约束角度探讨了房价波动对消费的影响机制，经实证分析发现总体上房价上涨会抑制消费。夏杰长（2012）分析认为仅靠投资与净出口拉动的经济增长模式正逐步不可持续，必须扩大消费需求、调整经济结构、稳定经济增长。洪银兴（2013）认为发展消费经济是解决消费拉动经济增长的供给问题，尤其需要企业的创新，引导和创造消费者，推动消费方式的多样化，消费状态的扩展，消费模式的调整。

梳理和回顾国内外已有研究，可以发现对消费需求问题的研究硕果颇丰，无论理论分析还是实证分析都取得了令人瞩目的成绩。然而，在呼吁增加居民消费的同时，对于居民消费与金融体系风险的分析在已有文献中鲜有提及，系统性论述和相关成果更是少见。但是，随着金融在我国经济发展中地位的提高，管控金融体系风险对于保持经济健康持续发展的重要性不言而喻。居民消费与金融体系风险问题应该引起足够的重视。鉴于此，本文就居民消费与金融体系风险问题进行深入分析和探讨。通过对居民消费、居民储蓄、间接融资规模的实证分析，揭示居民消费与金融体系风险的关系。其中，运用计量工具进行实证模型数据化研究是本文分析的重点部分。期望通过本文的分析论述，对当前扩大内需提高居民消费水平的当下，控制好金融体系风险，保持经济健康持续发展有所参考和帮助。

分析方法介绍及变量数据选取

本文针对所要分析的问题，采用相关性分析方法和向量自回归（VAR）模型，选取取自然对数后的居民消费率（LNHCR）、居民储蓄率（LNHDR）和间接融资规模指标（LNIFR），结合我国1989-2011年之间的年度统计数据，进行实证分析。

（一）分析方法及模型简介

相关性分析方法，通过计算相关系数能精确的反映变量之间是否存在相关性及其程度的大小。向量自回归（VAR）模型是基于数据的统计性质建立的模型，通过所有内生变量滞后值回归分析，以估计内生变量的动态关系。VAR模型不以经济理论为基础，避免了经济学先验理论的束缚，在对经济问题的分析中常常被使用。

（二）变量选择及数据说明

居民消费率（LNHCR）=LN（居民消费支出/GDP），以LNHCR来衡量居民消费需求的水平，该数值越大表明居民消费水平越高。

居民储蓄率（LNHDR）=LN（城乡居民人民币储蓄存款余额/GDP），以LNHDR来衡量居民储蓄的状况，其数值越大则居民储蓄水平越高。

间接融资规模（LNIFR）=LN（金融机构人民币各项贷款年末金额/GDP），以LNIFR作为衡量金融体系风险的指标，LNIFR值越大，银行体系积聚的风险越多，金融体系风险也就越大。

本文搜集我国1989 -2011年之间的年度统计数据作为样本，时间跨度共计23年，所有样本数据均来自中国统计局网站《中国统计年鉴》和历年的《中国金融年鉴》。由于统计指标呈指数化变化，本文对选取的变量进行了对数化处理，起到压缩数据、消除异方差等作用，但并不会改变时间序列的性质。

实证检验与分析

鉴于对居民消费与金融体系风险实证分析需要，本文利用Eviews7.2软件，对LNHCR和LNHDR变量进行相关性分析；对LNIFR和LNHDR变量进行平稳性检验，建立VAR模型判定其平稳性，脉冲响应函数分析、方差分解分析以及Granger因果检验。

（一）居民消费率（LNHCR）和居民储蓄率（LNHDR）相关性分析

为了实证分析居民消费与居民储蓄之间是否存在消费-储蓄的收入支配模式，对LNHCR和LNHDR进行相关性分析。结果如表1所示。

由表1可知LNHCR与LNHDR的相关系数为-0.745633，可以判定居民消费与居民储蓄之间存在强烈的负相关关系，消费-储蓄的居民收入支配模式确实存在。居民储蓄率提高说明居民消费率降低了，居民储蓄率下降则说明居民消费率升高了。

（二）间接融资规模（LNIFR）和居民储蓄率（LNHDR）实证检验与分析

1.变量的平稳性检验。由于序列LNIFR、LNHDR都是时间序列数据，为了防止虚假回归等问题的出现，首先需要检验其平稳性，再进行VAR建模及后续相关的检验和分析。本文选用ADF（Augmented Dickey-Fuller）检验来检验序列平稳性，检验结果如表2所示。

表2结果显示，序列LNIFR、LNHDR的ADF值均小于相应的5%临界值，即单位根检验结果表明在5%显著性水平下，间接融资规模（LNIFR）、居民储蓄率（LNHDR）都是平稳序列。

2.建立VAR模型判定其平稳性。经检验LNIFR与LNHDR都是平稳的时间序列，下面来构造向量自回归（VAR）模型，并判定VAR模型平稳性。通过LR、FPE、AIC、SC和HQ准则选择VAR模型最优滞后阶数为3，即建立VAR（3）模型。进一步对VAR（3）模型进行平稳性判定。通过AR根的判断，被估计的VAR（3）模型所有单位根都落在单位圆内，因此可以判定VAR（3）模型是平稳的。

3.脉冲响应函数分析与方差分解分析。在已经判定VAR（3）模型是稳定的前提下，就可以进一步对VAR（3）模型进行脉冲响应函数分析与方差分解分析。具体分析如下：

脉冲响应函数分析。图1表明了居民储蓄率（LNHDR）对间接融资规模（LNIFR）的冲击效应。 LNIFR在受到LNHDR一个标准差变化的单位正向冲击之后，由开始值为零1年内迅速上升，上升到第2期的最大正效应值（0.025）之后又迅速下降，并在第3期由正效应变为负效应，在第4期达到最大负效应值（-0.01）之后逐步上升，在第5期再次上升为正效应，之后小幅变动，但其值始终是大于零的。这说明居民储蓄率（LNHDR）上升，即居民消费率（LNHCR）下降，总体上对间接融资规模（LNIFR）有正向促进作用，从而增加了金融体系风险。同时，随着时间的推移，伴随居民消费率下降，居民储蓄率提高对间接融资规模扩大保持相对稳定的正向作用，金融体系风险不断积累。

图2表明了间接融资规模（LNIFR）对居民储蓄率（LNHDR）的冲击效应。居民储蓄率在受到间接融资规模单位正向冲击之后，前3年由正向效应不断下降并转负，之后持续下降到第5期最大负效应值（-0.032），到第6期保持相对平稳的负值状态，而后开始持续上升，在第9期上升为正值，之后小幅度继续上升。这说明随着金融体系风险积聚，间接融资规模的扩大对居民储蓄率的负面作用较大，但在近期和较长的远期表现出正效应的影响。

方差分解分析。从表3可以看出，间接融资规模（LNIFR）标准差从100%-87.4%的绝大部分被自身承载。居民储蓄率（LNHDR）对间接融资规模（LNIFR）的影响力第1年为0，之后从第2期到第10期影响力在10.9%-13.1%之间小幅度波动。这表明间接融资规模在较长时期内受自身影响，并稳定在一定水平，期间受到的居民储蓄率影响是稳定的且相对较小的。进一步反映出金融体系风险在较长时期内受自身影响较大，居民低消费、高储蓄对金融体系风险的加大是一个渐进的过程。

表4表明，居民储蓄率（LNHDR）标准差被自身承载的比例不断下降，而由间接融资规模（LNIFR）承载的比例不断上升。居民储蓄率受自身影响第1期为82.18%，之后到第3期有微幅上升，随后下降并且到第10期基本稳定在60%以上。居民储蓄率受间接融资规模的影响总体不断上升，由期初的17.82%，到第10期为38.01%。这表明居民储蓄率受间接融资规模的影响随时间推移而加大，反映了银行体系为了维持巨大的间接融资规模，而努力扩大储蓄尤其是积极吸收中长期的定期储蓄，以获得稳定的负债。当然，银行体系的这一行为过程，抑制了居民消费的提升，也不断集聚着风险，给金融体系的健康稳定带来隐患。

4.Granger因果关系检验。为了更进一步发现间接融资规模（LNIFR）和居民储蓄率（LNHDR）之间的相互关系，本文利用Granger因果关系检验方法对LNIFR和LNHDR之间的因果关系进行检验和分析。检验结果如表5所示。

由表5可知，在1%显著性水平下，居民储蓄率（LNHDR）是间接融资规模（LNIFR）的格兰杰原因；而间接融资规模（LNIFR）不是居民储蓄率（LNHDR）的格兰杰原因。即居民储蓄率（LNHDR）是间接融资规模（LNIFR）单向的格兰杰原因。这表明居民储蓄水平的提高、消费水平的下降，能够促使间接融资规模扩大，也就使银行体系积累风险，金融体系面临越来越大的风险暴露。同时，在接受LNIFR不是LNHDR的格兰杰原因零假设时，相伴概率为0.1374，这一概率值并不高。其表明间接融资规模的扩大、金融体系风险的加剧，一定程度上也能够引起居民储蓄率提高、消费率下降。

结论与建议

（一）研究结论

通过对居民消费与金融体系风险的探究与分析，可以得出以下结论：

第一，居民消费率低、储蓄率高是我国间接融资规模占比很高的重要原因，随着间接融资规模扩大大量风险向银行体系积聚，金融体系面临越来越大的风险暴露，这些对于国民经济健康持续发展是不利的。第二，由相关性分析可知，居民低消费、高储蓄现象一直存在并不断加强，消费与储蓄此消彼长，消费-储蓄是居民收入支配主要模式。第三，脉冲响应函数表明，一方面居民消费下降、储蓄上升促进了间接融资规模的扩大，增加了金融体系风险。另一方面随着间接融资规模扩大、金融体系风险积聚，在近期和较长远期能使居民储蓄增加、消费下降。第四，从方差分解来看，金融体系风险加大是居民低消费、高储蓄下一个渐进的过程，而银行体系在追求利润加大吸储力度，维持较大间接融资规模聚集较大金融体系风险的同时，客观上抑制了居民消费的提升。第五，Granger因果检验表明居民消费、居民储蓄与间接融资规模之间存在相互作用，消费水平下降、储蓄水平上升对间接融资规模扩大、金融体系风险增加的影响更为显著。

（二）对策建议

基于结论，为了在扩大内需增加居民消费需求的同时，更好地管理和控制金融体系风险，保持经济健康持续发展，本文提出如下建议：

居民储蓄率论文篇（6）

一、引言

中国改革开放以来，不仅在经济上实现了高速增长，同时居民储蓄也不断攀高，体现出居民储蓄在国民经济中的地位日益重要。储蓄与消费，资本积累密切相关。其中储蓄与收入的研究主要在于解决储蓄的数量问题，而储蓄与利率的研究则在于明确利率的杠杆问题，预防性储蓄动机对储蓄的影响研究则在于研究人们的经济行为问题，这些影响储蓄的因素对经济的持续增长，经济结构的合理化有重要的意义。

目前，国外针对我国储蓄问题的研究文献为数不多，而国内关于储蓄问题的研究文献主要多集中在以下方面，夏永祥（2003）利用1996—2002年的经济数据分析了储蓄出路与利率走势之间的关系，指出我国储蓄保值增值的功能依然存在；于春海（2007）利用1978—2004年的经济数据分析我国的储蓄与投资的关系，指出长期以来国内储蓄与国内投资存在较高的相关性，且变动敏感；贾健（2011）使用1978—2010年数据人均GDP与储蓄的关系，指出我国储蓄率与人均GDP的增长之间有明显的长期均衡效应，从而证明了生命周期理论在我国的有效性。

总体上看，关于储蓄的问题研究多是针对中国整体，且简单地指出储蓄与各个经济变量之间的关系。

本研究则是具体研究包头市的高储蓄问题，并实证分析储蓄与各个经济变量之间的数值关系，以指出该如何有效地改善当前包头市储蓄现状，从而实现该地区的经济结构的合理化，从而保持该地区的经济持续发展。

二、包头市高储蓄问题研究分析

（一）包头市居民储蓄的现状

1.包头市居民储蓄存款规模及增速显著

中国步入经济体制改革时代，包头市改革措施也逐步落实，体现在经济增长的不断加速，更体现在居民的储蓄存款年末余额的变化，1978年仅为6105万元，到1989年突破10亿大关，达13.0079亿元，伴随经济进一步快速发展，1998年一年就突破百亿大关，到了2003年达243.4595亿元，2006年增长之势更惊人，达到437.9926亿元。包头市30多年期间，居民储蓄存款年末余额增长了将近1220倍，平均每年增长38倍，而包头市居民储蓄存量年平均增长速度达到了25.33%，个别年份增长率更是惊人，高达40%，如1980年的43.95%和1990年的42.19%。可见经济体制的改革对包头市居民储蓄的影响效果巨大，并据目前经济形势，包头市居民储蓄增长速度依然不减。

2.包头市居民储蓄存款年末余额的增速随包头市GDP的高速增长而高速增长

从储蓄理论可知，可简单认为储蓄是收入的增函数，所以伴随着包头市经济的增长，包头市居民收入的增加，包头市居民储蓄存款年末余额必然会增加，只是增幅问题。从包头市的储蓄增长率和经济增长率的指标情况来看，从1979年至2000年包头市居民储蓄存款的增长速度除个别年份外显然是快于其GDP的增长速度，但从2002年以来，包头市GDP增长率高于包头市居民储蓄增长率，整体上，GDP的高速增长的背景下，储蓄增长率也实现了高速增长，体现了包头市储蓄增长率的特点。

以上分析明显可以看出，包头市居民储蓄具有以下特点：居民储蓄总额及年增长额明显增长；在经济强劲增长的背景下，居民储蓄增长速度不仅强劲，而且随经济增长高速增长而高速增长。这和中国的经济大背景基本吻合，但明显有别于西方发达国家的相应指标，说明包头市居民储蓄增长有其自身特定的原因。

（二）包头市居民储蓄影响因素分析

1.包头市居民收入水平对包头市居民储蓄的影响

根据包头市居民储蓄及包头市GDP数据，建立如下模型：

st=c0+c1GDPt+εt

计量分析后，D.W=0.1545，说明随机变量存在自相关，所以建立一般模型，选择下列自回归分布滞后一般模型表达式：

lnst=c1+c2lnst-1+c3lnst-2+c4lnGDPt+c5lnGDPt-1+c6lnGDPt-2+ut

计量分析后，，得到估计方程：

lnst=0.775+0.984lnst-1+0.108lnst-2+0.102lnGDPt+

0.267lnGDPt-1-0.41lnGDPt-2+ut

通过进一步计量处理后，LM检验统计量Obs*R-squared=3.919693，其相应的概率值P=0.14088，可认为上述方程估计结果的残差不存在序列自相关。

根据对EVIEWS分析结果中变量的t检验，及经济意义，可以剔除一些不变量，得到下列模型形式：

lnst=c1+c2lnst-1+c4lnGDPt+c6lnGDPt-2+ut

在进行计量分析，得到估计方程：

lnst=0.736+0.991lnst-1+0.234lnGDPt-0.269c6lnGDPt-2+ut

经过重新设定的模型，检验结果表明各解释变量都很显著，并且LM检验统计量Obs*R-squared=1.792648，其相应的概率值P=0.408067，因此不能拒绝残差不存在序列相关的原假设，即可以认为上述方程估计结果的残差不存在序列自相关。

通过对简单模型的参数与检验结果分析，得到以下结论：

包头市经济的快速增长是带动包头市居民储蓄不断增长的主要因素，包头市居民的储蓄惯性大，包头市居民储蓄占GDP增长部分的比例不是很高。

2.利率及包头市通货膨胀对包头市居民储蓄的影响

根据利率，包头市通货膨胀率及包头市GDP的数据，建立模型：

s=c1+c2g+c3r+c4rr+ε

其中s为储蓄，g为GDP，r为名义利率，rr为实际利率。

首先进行格兰杰因果检验，s为储蓄余额，GDP为年度国内生产总值，t为通货膨胀率，r为名义利率，rr为实际利率。

从格兰杰因果检验的结果可以得出结论，GDP是引起s变化的原因，同时s也是引起GDP变化的原因；通货膨胀率不是引起s变化的原因，同时s也不是引起通货膨胀率变化的原因；名义利率不是引起s变化的原因，同时s也不是引起名义利率变化的原因；实际利率不是引起s变化的原因，同时s也不是引起实际利率变化的原因，通过对变量进行的计量分析，可得出如下结论：

（1）包头市GDP与包头市居民储蓄之间存在着相互影响的关系；（2）名义利率变化并不能引起包头市居民储蓄的变化；（3）包头市物价水平与实际利率的变化不会引起包头市居民储蓄。

3.预防性储蓄动机对包头市居民储蓄的影响

最近几年，包头市居民为了满足医疗、教育、住房、养老为目的储蓄持续增加，通过对包头市医疗保健、娱乐教育文化服务、居住三项消费的支出总和的分析，可以考察包头市这三项消费的变动与包头市储蓄率的影响，影响显著则说明存在预防性储蓄动机。

表1 包头市居民储蓄率与三项消费比例相关系数表

储蓄率 三项消费比例

储蓄率 1 0.235856

三项消费比例 0.235856 1

从包头市居民三项消费的基本情况来看，在1992—2010 年期间，三项消费支出占居民消费支出的比例保持着持续上升，只是在近几年保持相对稳定。而三项消费比例与储蓄率呈现着明显的正相关性。造成这种现象的原因在于我国经济体制的转轨导致原本属于政府和单位承担的福利性支出，如三项支出，由居民承担，从而增加了居民对未来的不确定性，进而进行预防性储蓄，即居民压缩即期消费增加预防性储蓄。

三、对策建议

（一）完善收入分配体制的合理化，缩小贫富两极分化

很明显，包头市居民储蓄高的一个原因是目前包头市的收入两极分化严重。一方面，对于低收入居民来说，消费欲望强烈，却缺乏消费能力；而高收入居民正好相反，消费能力很强，但消费已经饱和，没有新的消费刺激点，一时间消费总量也难以再有显著增加。因此，缩小贫富两极差距一定程度上可以实现该目标。

缩小贫富两极差距，重要的一环在于完善收入分配体制的合理化，即提高低收入者收入水平，并改进再次分配的方法及手段，尤其是构建有效的社会保险制度，从而刺激消费的显著增加，并且应该大幅增加对低收入者，失业人员及退休人员的转移支付，使其能够享受到国民收入增加带来的利益。

（二）调整消费结构，创造新的消费热点

改革开放以来，居民收入持续提高，储蓄持续增加，居民的消费行为有了一些显著的调整，居民基本生活市场的消费基本饱和，基本耐用消费品市场也已经满足了大多数居民的需求，通过数据分析，很明显基本消费占总消费的比例基本保持不变，这就意味着需要创造新的消费热点，刺激包头市居民的消费结构的调整，增强包头市居民现期消费的欲望。主要方法与手段则是创造新的消费热点，对于包头地区则重点在于利用民族特色，建立体验经济理念，开发草原旅游热点；树立高层次文化理念，全面提高包头市居民的素质水平，提升高层次文化消费理念。

（三）建立健全金融市场，拓宽居民投资渠道

1.规范证券市场运行规则，吸引储蓄转化为投资

中国股市自20世纪80年代末期建立以来，虽然经历了十分迅速的发展，但从本质上讲，股市仍充满了政策性，投机性。因此，只有加强股市监管，大力促进上市公司改善经营管理以提高股市收益率，从而为储蓄资金进入股市提供良好的投资环境。

2.开发债券，引导储蓄资金进入债券市场

我国的资本市场当中，证券市场占主要地位，但企业和政府债券所占比重不高，所以有必要开发企业债券和政府债券，引导储蓄资金进入，从而降低证券市场的运作风险，增强居民储蓄转化为资本性资金的动力加强。针对包头市地区高储蓄的现象，而政府企业同时需要资金的情况下，开发政府和企业债券有利于经济发展的，同时为包头市居民的储蓄资金开拓新的渠道。

3.树立风险投资理念，引导储蓄资金进入新兴产业

包头市除了继续发展传统产业，应适应国际可持续发展理念，注重低碳经济发展，实现包头市整体的经济可持续化，这就要求包头市实施高新技术产业创新，从而要求在包头市居民中树立风险投资理念，引导高额的居民储蓄资金进入新兴产业，实现包头市的经济转型，实现可持续发展。

四、结论

通过包头市居民储蓄现象的分析，并且根据包头市各项经济指标数据的计量分析，明显得出影响包头市居民高储蓄的因素，并针对这些因素提出一些解决包头市居民高储蓄现象的建议，使得包头市经济继续能够持续快速发展，并实现经济结构的合理化。

参考文献

[1]李杨，剑峰.中国高储蓄问题的探索[J].经济研究，2007（01）.

[2]，胡金焱.社会保障供给不足：中国城镇居民储蓄增长的影响因素分析[J].山东大学学报，2008（03）.

[3]王帮俊，周勇.居民储蓄与经济增长的关系实证[J] .经济纵横，2004（03）.

居民储蓄率论文篇（7）

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：

1.刘金全,邵新炜,崔畅.“预防性储蓄”动机的实证检验[J]. 数量经济技术经济研究,2003(1).

2.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年(11).

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).

居民储蓄率论文篇（8）

中图分类号：F830.48文献标志码：A文章编号：1673－291X（2008）14－0081－02

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。改革开放以来，我国的社会经济环境发生了极大的变化，相应地，我国城乡居民的储蓄行为也发生了急剧的变化。既曾经出现过1988年城乡居民疯狂抢购，导致银行储蓄存款的绝对余额下降的情况，也出现了20世纪90年代后半期，央行连续七次降低利息，而居民储蓄倾向和居民储蓄存款余额仍然持续上升的情况。

中国人民银行公布的数据显示，截至2005年12月末，我国城乡居民储蓄存款突破14万亿元，达到141 050.99亿元。目前居民储蓄率高达46％，居民储蓄存款15万亿元左右，表明居民的潜在购买力较强。由此可见，我国居民消费的潜力非常巨大，但目前受到房价、教育储蓄等诸多制约还没有完全释放出来。

一、我国居民储蓄变动的影响因素

（一）居民可支配收入

根据经济学基本理论，居民储蓄是居民可支配收入的增函数。以s表示居民储蓄，yd表示居民可支配收入，u表示其他影响居民储蓄的变量，则s=s（yd，u），且эs/эyd>0。偏函数大于零表示居民可支配收入增加，居民储蓄也会增加。

（二）利率

以r表示利率，u表示其他影响居民储蓄的变量，则s=s （r，u）。一般来讲，利率增加，居民增加储蓄就有可能获得更多的利息收入，从而增加储蓄，即居民储蓄是利率的增函数，эs/эr>0，这是利率的收入效应，但实际情况并非完全如此。利率上涨增加了居民未来收入增加的预期，从而增加当前消费，这反而影响了居民储蓄，即эs/эr

（三）通货膨胀和通货膨胀预期

居民储蓄和通货膨胀具有一定的关系，但性质难以界定。真正能有效影响居民储蓄的是通货膨胀预期，而不是通货膨胀本身。当一国居民可以有效预期通货膨胀时，通货膨胀就作为内生变量进入居民储蓄决定函数。

二、实证分析

根据理论分析和部分实证分析，本文建立了居民储蓄线性回归模型，并利用样本数据对上述模型进行统计检验。

（一）样本选取的理由

从数理统计学角度讲，样本选取关系到统计检验的结果；样本选取必须符合数理统计的某些要求或基本标准，以使样本具有代表母体的性质。收集样本数据是应注意的问题有a：所选样本区间内经济行为的一致性问题；b：样本数据在不同样本点之间的可比性问题；c：样本区间宽度问题；d：模型随机扰动项的序列相关问题。本文选取1978―2006年的有关数据和资料作为实证分析的主要数据和资料基于以下原因：

（1）1978―2006年的居民储蓄具有一定的同质性，该阶段影响居民储蓄的主要因素基本一致且主要为经济的内生变量；

（2）1978年是中国经济体制和政治制度变革的重要转折点，居民在心理上和实际上均遭遇重大震动，从而储蓄发生重大变动；

（3）该阶段居民储蓄的分析有利于预测未来居民储蓄的变化，从而为宏观经济政策提供决策依据。

（二）估计模型参数及分析检验模型

选取的样本数据如下：居民储蓄余额样本（st）、一年期银行存款利率样本{rt}、居民可支配收入样本（ydt）、通货膨胀率样本{it}等。

1.居民储蓄函数的模型构建

理论分析认为居民储蓄主要由利率、居民可支配收入、通货膨胀及其预期、经济和金融体制等因素决定，以函数表示就是：

s=s（r，yd，i，iexp，u）

各变量的意义描述如下:

（1）存款利率r：一般认为，利率上升，居民储蓄增加；利率下降，居民储蓄也下降。即эs1/эr>0。但实际情况并非完全如此。

（2）居民可支配收入yd：一般来说，居民可支配收入增加，居民用于消费的支出和储蓄都会增加，即0

（3）通货膨胀率i：就名义储蓄来看，通货膨胀使居民货币收入增加并产生货币幻觉，从而增加储蓄，即эs/эi>0；但如果通货膨胀长期处于稳定状态，或居民可 “理性”预期通货膨胀，则居民的货币幻觉消失，名义居民储蓄与通货膨胀的变动没有关系，即эsl/эi=0。

（4）通货膨胀预期iexp：通货膨胀预期往往导致预期的通货膨胀发生，从而使通货膨胀预期变为现实。居民预期未来将发生通货膨胀，未来货币的价值将会贬值，从而增加现实的消费，而减少储蓄。因此，一般来说，эsl/эiexp

（5）年龄、消费信贷限制等制度或结构性因素u：这些因素变量难以一一列举并予以量化，一般分析时就将其放入其他因素考虑，并以一常变量u表示。

通过以上简单的解释变量的分析和引入，由此可得居民储蓄函数的一般线性形式及其性质。居民储蓄函数的一般线性模型为：

st=a0+a1ydt+a2rt+a3it+a4iexpt+u

各变量的意义如下：st代表第t年居民储蓄余额变动的变动比率（单位为%）；ydt表示第t年的居民可支配收入变动率 （单位为%）；rt为第t年的一年期银行存款利率变动率（单位为%）；it表示第t年的通货膨胀率，用居民消费指数或社会商品零售价格指数（以上年指数为100）表示；u为回归常项；ai（i=0，1，2，3，4）为回归系数，或者说是相关回归变量的无偏估计值。

当某一个ai值等于0时，说明与其相对应的变量不是居民储蓄的一个决定元素；当然，即使某个ai不等于0，也不能说与之相对应的变量就是居民储蓄的一个决定元素，这必须由统计检验来验证。另外，ai所反映的线性关系也并非变量之间的因果关系；但在理论上我们可以确定上述变量之间的因果关系。u为常变量或回归常项，且эs/эu=0。

2.储蓄函数的线性回归和统计检验

利用上述1978―2006年数据样本，我们首先进行各变量之间的相关性统计检验，所使用的工具是SPSS11.0版本中的相关系数分析。结果如下：

Corr（st，ydt）=0.676,5%置信度下显著；Corr（st，it）=0.863，10%置信度下显著；Corr（st，it+1）=0.537，5%置信度下不显著；Corr（st，rt）=0.678，5%置信度下显著。居民可支配收入变动、通货膨胀率、利率变动及其预期等是居民储蓄的决定因素；通货膨胀预期不是决定居民储蓄的主要因素。

因此，建立回归方程如下：

st=a0+alydt+a2it++a3rt+u

st=271.38+2.016ydt-2.628it+0.118rt （*）

（4.103）（-1.949）（0.429）

R=0.959，F=17.218，t=1.943；F0.05=4.53，t0.05=1.94

其中corr（st，ydt）=0.676，5%置信度下显著。从统计分析结果可知，在5%置信度下，上式线性回归模型的总体回归统计检验显著；居民可支配收入变动对居民储蓄余额变动之变动比率正向影响显著，通货膨胀率（环比）对居民储蓄余额变动之变动比率有反向影响，但统计检验在5%置信度下不能完全确定，而在10%置信度下可完全确定；最后，利率变动对居民储蓄余额变动之变动比率的影响在统计检验上不显著。这样，考虑到利率对居民储蓄的影响虽然较小，但仍然存在这一现象，模型中仍包括这一变量。

三、结论与启示

从（*）式统计回归结果可以判断，在1989―2006年间，居民可支配收入每增加一个百分点，居民储蓄余额变动之变动比率将增加约2个百分点；通货膨胀率每增加一个百分点，居民储蓄余额变动之变动比率可减少约2.6个百分点。从统计结果看，居民储蓄余额变动之变动比率与利率变动几乎没有多大关系。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，但居民财富积累依然有限。这使1979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。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1979年以后利率的略有提高，但依然很弱的正效应。影响居民储蓄的因素还有很多，就目前我国的情形看，最重要的影响居民储蓄的因素就是居民可支配收入、通货膨胀。

居民储蓄率论文篇（9）

中图分类号：F832.22 文献标志码：A 文章编号：1002-2589（2011）35-0138-02

近年来，随着中国经济的快速发展，一直保持在高水平上的中国储蓄率受到越来越多国内外经济学家的关注。高储蓄率给我国经济发展带来充裕资金来源，并且源源不断的资金流保证了金融机构的流动性，增强了银行的稳定性。但居高不下的储蓄率也给我国经济发展带来前所未有的挑战。

一、储蓄率的影响因素

我国居民当前的高储蓄问题是各种因素综合作用的结果，要弄清高储蓄的影响因素，先必须了解我国居民高储蓄热情后面的主要动机。

（一）我国居民储蓄动机分类

我国居民储蓄动机可分为以下五类：消费型储蓄动机：居民将固定收入的一部分储蓄起来，将随意消费转变为计划消费，尤其对于我国大多数居民来说，收入不丰，经不起随意消费。预防型储蓄动机：预防型储蓄动机也可称之为保障型储蓄动机，是人们对未来发生的不确定性的风险。在我国居民当前储蓄动机中预防性动机可以说是占据了主导地位。保值增值型储蓄动机：这类动机主要是为了保值增值，尽可能减少因通货膨胀带来的损失。遗产型储蓄动机：遗产型储蓄动机是为了留给子孙后代而储蓄的动机。由于我国经济、文化和社会传统等传统原因，普遍存在着这样的观念。节俭型储蓄动机：由于历史传统或文化的影响，我国居民存在着习惯性节俭的美德。

（二）我国居民储蓄的影响因素分析

1.国外文献综述

关于储蓄率影响因素的研究，国外最早可以追溯到凯恩斯(Keynes，1936)提出的消费和储蓄主要取决于当前可支配收入的传统凯恩斯消费函数理论。Loayza等（2000）的跨国经验研究表明，人均收入是决定储蓄高低的重要因素，且该因素对发展中国家的影响更为明显，Edwards(1995)曾对36个国家的私人部门和政府部门的1970年到1992年的面板数据进行分析，也得出人均收入增长是私人储蓄和政府储蓄增加的最重要决定因素。

Modigliani和Brumberg（1954）提出了生命周期理论，该理论认为居民储蓄的决定因素包括可支配收入和利率。对生命周期理论的一个重要拓展,是将健康和长寿纳入到生命周期模型中,说明平均寿命的增加将导致任何年龄阶段的人群更高的储蓄率。Bloom等（2002）的研究表明，在稳定的人群中，这种更高的储蓄率将被抚养老年人比率的上升所抵消。但是在非均衡时期内,人均寿命上升对整体储蓄率的影响是相当显著的。例如他们发现,非洲储蓄率的下降与预期平均寿命的下降有关。

世代交叠模型是对生命周期模型的一大拓展（Kotlikoff & Summer（1981）、Ando & Kennickell（1987）、Kotlikoff（1988）。其核心思想仍然是每一代人都试图在自己的生命周期内实现效用最大化。但是，效用最大化并不意味着要在自己的生命周期内消耗掉所有财富。通过向下一代人转移资产，经济主体也能从中获得效用。Hayashi（1986）认为，遗产可能是解释日本高储蓄率的最重要因素。Horioka（1990，1993）的综述文章也指出，遗产和其他类型的财富转移是导致日本高储蓄率的主要因素之一。

Agenor和Aizenman（2000）检验了永久性贸易条件冲击对私人储蓄率所产生的影响。他们使用1980年到1996年期间撒哈拉以南非石油出口国的面板数据，说明贸易条件的永久性改善将会导致更高的居民储蓄率。

Jappelli和Pagano（1994）发现，居民储蓄的国际差异可以归因于流动性约束，表现在购房者可能借款的数量以及法律借贷限制。Loayza等（2000）认为，金融自由化使得曾经受到信贷约束的人群现在可以享受信贷供给，因此金融自由化将导致居民储蓄率和国民储蓄率下降。Alm和Gould（1994）的研究表明，在1984年到1988年的金融自由化期间，英国的居民储蓄率下降了6个百分点。这是因为金融自由化使人们更容易获得消费信贷。Angeletos（2005）通过新古典增长模型研究异质性投资风险对储蓄率的影响发现，私人投资风险的周期性变化将会放大储蓄的转型动态。

2.国内文献综述

李扬，殷剑峰(2007)以国家统计局公布的1992―2003年中国资金流量表为基础，从收入分配和部门储蓄倾向两个方面对居民、企业和政府国内三个部门的储蓄率进行了比较分析。他们发现，尽管居民部门的储蓄率最高，但是，自1992年以来，它实际上呈逐步下降趋势，其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。

周小川（2009）认为，从东亚国家具体情况看，储蓄率普遍偏高，受多种因素的影响：民族传统因素；文化因素；家庭结构；人口结构和经济增长阶段。魏尚进（2009）认为居民高储蓄率其中一个重要原因就是竞争性储蓄。即老百姓增加储蓄、减少消费以增大儿女的婚姻竞争力。

孙凤和王玉华(2001)利用1991―1998年的时间序列资料表明不确定性对城市居民即期消费有负影响，即中国居民储蓄行为中存在预防性储蓄动机。不少学者考察了社会保障对储蓄率的影响，但观点不尽相同：许小君、郑军（2009）用1980―2006年的年度数据利用协整分析和误差修正模型，分析出我国社会保障支出和居民储蓄之间存在着正相关关系；王一（2009）通过分析1989―2005年的年度数据得出，中国居民的储蓄率持续偏高,而社会保障水平与居民储蓄率之间存在着较为显著的负相关关系,认为社会保障制度完善程度也是储蓄率高低的因素之一（李绍光（1998）、王云，辜萍（2001）、李珍（2001）等）；孙永勇(2005)利用12个国家20年的历史数据对社会保障对储蓄的影响进行了经验研究，其中包括对各个国家数据进行了相关性分析和时间序列回归分析，指出社会保障对储蓄的影响是不确定的。郭大昊（2008）在验证基本生命周期储蓄方程协整关系的基础上，通过VAR模型对把人口结构与储蓄率以及收入增长率进行统一协整检验，得出储蓄率的变化除了受到收入的影响外，还受到人口结构与制度因素诱导偏好选择的影响。袁志刚、宋铮（2000）发现人口老龄化一般说来会激励居民增加储蓄。此外冯君莲,文凤华(2004)、孙奎立，刘庚常（2009）、王德文，蔡■（2004）等人也有类似研究。

张翠珍（2006）考察了2000―2004年中国31个省、直辖市和自治区的数据，用面板数据的计量方法实证养老保险金与储蓄率的关系。楼淑鸣（2002）人们是通过观察与自己社会地位相近的已经退休人员的养老金收入水平与已有的消费水平之间的差距来决定自己的储蓄计划的。彭浩然、申曙光（2007）重点研究了现收现付制养老保险与经济增长之间的关系，通过设定理论模型与中国实践经验检验，得出现收现付制度养老保障模式降低了居民储蓄。

二、对我国高储蓄率现象的评价

对中国高储蓄率现象的评价，从积极的一面看，普遍认同的一点是我国总体的高储蓄推动了中国甚至世界经济快速增长。李扬、殷剑峰(2005)指出了我国在转型经济下劳动力转移、资本短缺的阶段存在高储蓄回报。国际货币基金组织关于全球经济失衡问题的研究(IMF，2005)认为，全球各国间经常项目的不平衡，在更深刻的意义上是世界各国国内的储蓄和投资的失衡。

除了积极的一面，还有很多研究深刻地指出了中国及其他东亚国家高储蓄率背后的问题。McKinnon和Schnab（2004）认为，有较高储蓄率的东亚国家是集体被迫与储蓄率较低的美国保持贸易盈余关系。在美国居民低储蓄率和政府巨额财政赤字压力下，美国正在使用这种无限制借款能力。马丁・沃尔夫（MartinWolf，2008）在其发表的《亚洲的复仇》一文中提出新兴经济体高储蓄美国金融危机根源。中国人民银行研究局课题组（2008）则针对这一观点提出了强烈质疑，认为导致美国高消费的根本原因是跨国公司主导的全球产业分工深化。施建淮，朱海婷（2004）认为高储蓄加大了向商业银行集中的风险，不利于中国金融系统乃至整个国民经济的健康稳定发展。

三、对未来储蓄率的预测

学术界很多人对未来中国储蓄率的变化趋势做出了一些预测，王弟海、龚六堂（2007）认为如果未来随着我国经济的发展，生产技术逐渐由劳动密集型向资本密集型转变，资本产出弹性逐渐降低的话，那么，可以预测未来我国的储蓄率也会降低。如果中国未来还保持持续的高经济增长率，那么即使其他因素发生变化会引起储蓄率有所降低，高经济增长率也会使得我国储蓄率保持一个较高的水平。此外如果各项社会保险体制能逐渐健全、社会其他分配体制能逐渐完善，生活中的不确定性能相对减小，那么人们的风险规避可能会减小，这也会导致我国未来储蓄率的下降。李扬等(2007)认为在长期内，储蓄率的高低主要决定于人口结构。他们根据中国人口与发展研究中心的预测，目前我国适龄劳动人口的高比重将一直维持到2010年；2020年后，在劳动人口绝对数量减少的推动下，适龄劳动人口比重将发生较为明显的下降。据此预测，在未来5~15年的时间里，中国的高储蓄率依然会得到维持，此后便会逐渐下降。这意味着，高储蓄、高投资和高增长同时并存的格局在中国还将延续5~15年。

参考文献：

[1]周小川.关于储蓄率问题的若干观察与分析[J].中国金融,2009,(4).

[2]邱书钦.中国高储蓄率问题探析[J].沿海企业与科技,2009,(7).

[3]孔涛,王丽霞,张峁.储蓄率与经济增长关系――兼论索洛增长模型结论在中国的适用性[J].辽宁工程技术大学学报:社会科学版,2009,(5).

居民储蓄率论文篇（10）

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）.