居民储蓄率论文精选(九篇)

第1篇：居民储蓄率论文范文

关键词：利率下调；居民储蓄；影响

中图分类号：F832 文献标识码：A 文章编号：1001-828X（2015）005-000-01

自上世纪八十年代确立央行体制以来，货币政策就在我国的宏观调控中起着重要作用。银行利率逐年调整，利率调控机制和方式也日益灵活完善。从上世纪九十年代初，中国人民银行进行了二十多次利率调整，这表明中国人民银行试图通过不同形式的利率调整对经济进行宏观调控。利率的调整直接关系着储户的经济利益，能够引起储户消费与储蓄比例的改变。因此，从经济理论看，通过利率调整可以调控居民的消费比例，进而实现宏观调控的目的。然而，在实际工作中，利率调整常难以达到预期效果。因此，研究利率下调对居民储蓄的影响有着重要的理论意义和现实意义。

一、利率下调对居民储蓄的影响

1.利率下调对居民储蓄结构的影响

储蓄结构主要是针对储蓄存款的期限而言的，通常情况下，银行下调利率，储户就会增加短期存款，转而减少长期存款。因此，从经济学理论上看，利率水平与长期存款通常呈正比关系。通过实际调查发现，利率调整更多的影响了定期储蓄。银行利率下调时，定期储蓄数量的增长就会逐渐减缓。定期存款主要取决于储户的投资性动机和预防性动机，而受这两类动机影响的主要是长期存款。利率下调对依赖于周转性动机和生活性动机的短期存款影响则相对较小。由此可见，由于利率下调对储户的定期储蓄影响较大，对活期储蓄则并无太大影响，因此，银行利率下调就会促使居民的储蓄形式发生变化，致使居民更倾向于活期储蓄。

2.利率下调对居民储蓄增长的影响

银行利率的高低直接影响着储户的存款收益，因此，利率的调整对居民的储蓄存款有着重要影响。银行下调利率，居民出于经济利益考虑，通常会将存款用于消费，或重新选择其他的投资方式，进而减少存款数量。因此，从理论上看，利率的下调一定会使我国居民的存款数量减少，储蓄增长速度减缓。但调查数据显示，上世纪八十年代末至九十年代初，我国居民储蓄在世界上处于首位，储蓄总量占国民生产总值的36%。到2009年我国居民储蓄额度已达到18万亿，人均储蓄余额超过万元。从上世纪九十年代初我国开始加强对银行利率的调控，利率经历了多次的上升和下降阶段。至2008年定期存款利率由9.18%下调至2.25%，定期存款利率由2.16%下调至0.36%，但居民储蓄情况并未发生较大变动。即使银行下调利率，居民储蓄总额仍在持续增长。只有活期和定期的居民储蓄增加额增长速度放缓，增长幅度相对较小。

二、利率下调对居民储蓄产生影响甚微原因

通过以上分析不难发现，银行利率下调并未对居民储蓄产生较大影响，调控举措收效甚微，这显然影响了银行的经济调节功能，因此，若要提高银行的经济调控能力，就必须探究利率下调对居民储蓄影响甚微的原因。笔者认为主要有以下几方面因素：

1.流动性抑制了居民消费

总体而言，我国居民消费受流动性约束较多。在居民收入一定的情况下，摆脱流动性约束的最佳方式就是消费信贷。目前，我国居民的日常耐用生活品消费已趋于饱和状态，日常的吃、用、穿等的消费额度逐渐减小，娱乐、休闲、文化、住、行等方面的支出则显著增多。汽车、住房等耐用品消费成为新的消费热点，健身、休闲、文化、旅游等消费支出也逐渐加大，但多数居民对这部分的消费能力还需积累。若居民家庭无法获取信贷或其他经济支持，就只能依靠储蓄，当存款达到一定数量后才能进行该部分消费。在欧美发达国家，消费信贷在整体信贷中所占比重高达40%。相比较而言，我国的消费信贷发展缓慢，供需矛盾依然十分突出。这不仅是由于我国信贷消费额度小、门槛高，还由于消费信贷的利率与风险不成正相关，收益与风险不匹配，经济的流动性促使居民更加倾向于储蓄。

2.居民整体收入增加

利率只是影响居民储蓄的外生变量，居民总体收入的增加才是影响居民储蓄的内生变量。理论上看，居民的消费会随收入的增加而增长，但调查显示，我国居民的在收入增加的前提下，用于消费的比例却日趋减小，大部分居民将收入用于储蓄存款。从上世纪九十年代中期开始，我国每年的经济增长率都保持在10%左右，经济稳定发展，居民收入水平持续提高，总收入的增长使我国居民有了更多的可支配收入，也为居民存款提供了根本来源。在经济增长过程中虽然人均消费水平有所提高，但消费品的数量和质量均有所增长，人均占有量也迅速增加，日常耐用生活用品的消费量已经趋于饱和状态，居民的边际消费也随之减少，边际储蓄则逐渐增加，大部分居民将可支配收入转化为储蓄存款。

3.馈赠性储蓄增多

所谓的馈赠性储蓄主要是指为了赠送他人而进行的储蓄行为。影响这种储蓄行为的因素主要包括主观和客观两方面内容。主观因素主要源于心理偏好或传统的道德、经济理念。我国居民受传统思想影响严重，大部分父母认为自己拼搏奋斗是为了给予孩子更好的生活，致使许多孩子在经济上长期处于依赖状态。客观因素则是贫富差距，随着我国经济的快速发展，大部分居民的总收入已经超出生活必要支出量，可支配收入增多，这为馈赠性储蓄提供了可能，而目前我国日益加大的贫富差距则为馈赠性储蓄提供了动机。许多父母为了使孩子在这种竞争激烈、贫富差距较大的社会中处于优势地位，主动消减个人消费，将大部分可支配收入用于馈赠性储蓄。

参考文献：

[1]孔德刚.对我国利率市场化改革的进程、模式及风险评析[J].财经政法资讯，2007.

[2]汪小亚，卜永祥，徐燕.七次降息对储蓄、贷款及货币供应量影响的实证分究[J].经济研究，2000.

第2篇：居民储蓄率论文范文

关键词：储蓄投资转化率；居民储蓄；政府储蓄；国外投资；脉冲响应分析

中图分类号：F124文献标识码：A文章编号:1003－9031(2012)03－0011－04DOI:10.3969/j.issn.1003-9031.2012.03.03

改革开放以来，中国经历了一个储蓄主体与投资主体、储蓄结构与投资结构分离的变化过程：计划经济下政府主导的直接转换机制，转变为了银行主导的间接融资的转换机制，又逐渐变为以直接融资为主的资本市场的转换机制。

一、文献综述

古典学派认为储蓄与投资是均衡的，且储蓄全部转化为投资。马歇尔认为在利率使二者达到均衡时，储蓄完全转化为投资。在经典的Solow模型中，储蓄投资转化率为1。大部分学者采用这个假设。随着储蓄与投资开始分离，Kuznets提出的储蓄转化成投资的形式和渠道逐渐成为学界重要研究领域。

Feldstein和Horioka（1980）运用16个OECD国家的截面数据检验了储蓄投资之间的相关性，得出储蓄与投资具有高度正相关性的结论[1]。之后Feldstein（1983）等进一步验证了储蓄和投资之间的相关性。

随着我国储蓄与投资主体分离，储蓄投资转化率成为国内学者的研究热点。武剑（1999）从国内资金的供求关系分析了投资压抑的原因，发现银行的大量坏账、政府对投资规模的过度压缩以及信贷偏向等是主要因素[2]。中国资本使用效率方面，包群，阳小晓（2004）的研究表明中国国民储蓄主体的居民储蓄投资转化率偏低[3]。

上述文献基本上是在封闭经济条件的实证研究。在一国内储蓄资源只能被用于国内投资，储蓄与投资会显示出高度正相关性。在开发经济条件下，国内储蓄输出到国外转为为实物资本，国外储蓄流入国内成为投资，使得国内储蓄与投资之间的关系存在不确定性。只有在开放经济环境下，研究国内储蓄向投资的转化率才有实际意义。假设企业储蓄完全转化为投资，Feldstein和Horioka（1980）用OLS法对21个国家的横截面数据进行了检验。包群（2004）对其模型进行了改革，在封闭经济中采用中国1978―2002年的数据来研究中国储蓄投资转化率。本文对其进行了修正，引入外国部门，把中国储蓄投资转化率转化为在开放经济下研究。引入居民储蓄，政府储蓄和国外投资三个变量用VAR模型来解释投资率的变动。

二、模型建立及数据

本文基于开放经济中的国民收入核算法，有支出法得到式（1）。对式（1）变形得到（2）式。Y-C是国民除去消费后的经济体的总量。Y-C等于居民投资，政府购买和进出口净额。

Y=C+I+G+X-M（1）

Y-C=I+G+X-M（2）

从国民收入收入法得到式3。把C移到左边，得到式4。右边是储蓄，税收和国际转移。国民收入减去消费等于居民储蓄，政府税收和国际转移支付。

Y=C+S+T+Kr（3）

Y-C=S+T+Kr（4）

由（2）和（4）得到I=S+（T-G）+（M-X）+Kr （5）

把式5都除以GDP，得式6

即投资率等于居民储蓄率加上政府储蓄率、进出口率和转移支付率。因此，本文以式6来建立模型：

把T-G和M-X视为政府部门和进出口部门的储蓄率得到式8。

时期的国外部门储蓄率，为衡量一国国际资本流动性的资本市场对外开放程度的指标。?琢=0且?茁1，?茁2和?茁3都等于1时，公式（8）表明国际资本流动为0的封闭经济体系。

相对量，大小不会对结果产生影响因此不做通胀调整；SP用中国统计年鉴中的城乡居民在银行中的储蓄；SF为中国政府在银行系统的存款，在中国人民银行统计数据中得到；SF为每年的国外投资总额。tzl代表投资率；jmcx代表居民储蓄率；zfcx代表政府储蓄率；fcx代表国外投资率。因这三者的时间序列数据不平稳对其求导。对变形后的模型为

tz1t=?琢+?茁1jmct+?茁2zfcxt+?茁3fcxt+?着t（9）

初步回归检验得到的R2值为0.7749，即居民储蓄，政府储蓄和国外投资可以解释3/4的投资来源。在t统计值中，国外投资的统计意义不显著。时序数据的非平稳性导致伪回归，即长期储蓄与投资变化不稳定的，则储蓄和投资可能不存在（9）式表示的线性关系，可能是非线性关系。如前所述，中国储蓄投资的渠道经历了3个阶段。（9）式只考虑了储蓄投资之间的相关性，而其他的经济因素被忽略，因此可能存在自变量内生问题。如果储蓄不是外生的，而是由经济系统中其他变量决定，则居民，政府和国外投资并不独立于误差项。本文通过构建向量自回归(VAR)模型来解决自变量内生问题。变量的ADF检验，各个变量平稳性检验结果如表1：

从ADF检验结果来看，在1%水平下，4个变量是不平稳的，但一阶差分都是平稳的。居民储蓄率，政府储蓄率和国外投资率回归系数不显著的原因可能是长期的储蓄率和投资率不是水平平稳的，导致伪回归的原因是对非水平平稳的国外投资率变量进行直接回归，储蓄投资的相关性可能随着时间的变化而变化。在这里有两个不平稳时间序列的某线性组合是平稳的，则这些变量存在协整关系。所以，采用协整分析分析储蓄投资的长期关系是适合的。对4个变量的一阶差分进行Johansen检验得到：

表2和3表明，在5%水平下，投资率和居民储蓄率，政府储蓄率和国外投资率的一阶差分存在3个协整关系。一般来说，第一个协整向量具有较强的经济意义。所以，对关于投资率的协整向量进行正规化后得到标准化的协整向量（表3）和协整方程为：

DTZL=1.1332DJMCX+0.7478DZFCX-0.1691DFCX

从协整方程中可以看出，在影响储蓄投资率的因素中居民储蓄对投资率的影响是最大的为1.1332，即居民储蓄率变动1%会使投资率增加1.13%，是影响投资率的主要原因。居民占储蓄率主导的主要原因是随着收入分配倾向于居民，使得居民的收入成为国民收入的主体。随着直接融资渠道的增加，居民开始把资金从银行账户转移到证券账户里。其次是政府储蓄对储蓄投资转化率的影响，即政府储蓄率每增加1%会增加投资率0.75%。由于政府储蓄主要来源于税收等比较稳定的因素，因在国民储蓄比重较小，所以政府储蓄只是对企业投资和国外投资的一种补充和宏观微调的手段，而不是储蓄投资的主体。政府储蓄率的投资转化率虽然比较高，但由于只占国民储蓄的15%左右，对投资率的影响不是太大。国外投资系数为-0.1691，表明中国在国际资本市场上为资本净输出国。而且，流入中国的国外资本投资在高收益低风险的项目，对中国资本有一定的挤出效应。

根据VAR模型构建的一般步骤，依据表4输出的值，经表4比较，得出4个变量以4阶VAR模型比较合适，其矩阵见公式（10）。

检验得到VAR(4)模型所有根的倒数与单位圆的关系如图1，结果表明VAR(4)模型所有倒数全部在单位圆内，满足稳定性条件。

从统计值来看，R2在0.8以上但调整后的R2达到0.5，方程拟合度较好。AIC和SC较好。做脉冲响应函数分析，其模型矩阵为：

dtzldjmcxdzfcxdfcx=Ct+A1dtzldjmcxdzfcxdfcx+A2dtzldjmcxdzfcxdfcx+A3dtzldjmcxdzfcxdfcx

+A4dtzldjmcxdzfcxdfcx+?着t（10）

利用Eviews6.0对模型式（10）进行参数估计（表5），由表5可知，总投资率主要受居民储蓄和国外投资的正向影响，受政府储蓄的负向影响。投资率（tzl）变化与t-1时期的估计相关系数为0.376，前期投资率对本期的影响不能忽视。但t-2期之后的自身影响系数都为负，说明之前2至3期投资率高会让本期投资有个负面影响。以前投资率高，会降低以后的投资率增长的速度以及规模，也间接说明中国经济增长会出现库兹涅茨拐点。从其他量估计系数来看，居民上期的储蓄率对投资率只有0.022的影响，但t-2期后都对投资率有负的影响，说明对储蓄投资转化率的渠道，即间接融资是低效率的。而且，居民储蓄率对投资率影响不显著，即使提高居民储蓄率，改进间接融资渠道的效率对投资率的影响会出现大的波动。国外投资率对投资率的影响始终是负的，这也符合中国的现实。

居民储蓄，政府储蓄和国外投资三者受自身影响，相互交叉影响持续4期。居民储蓄对政府储蓄和国外投资的影响在t-1期分别为0.055和-0.129，在5%的显著性下通过检验。说明居民储蓄高的情况下，对政府储蓄有促进作用，同时会抑制国外投资。居民储蓄在t-4期对国外投资率的影响才是0.089，说明中国提高居民储蓄达到抑制国外投资会出现3年的抑制期。居民储蓄的提高总是对政府储蓄有促进作用。

从图2中看出，在本期给政府储蓄一个正冲击后，中国总投资在第2期内没有变化，在第3、4期有大幅上升。而在第5期有开始归于0。并在之后在0之上波动，但波动不大。因此，可以看出政府储蓄受到外来正冲击后，滞后2期后才经储蓄投资渠道传递到全社会固定资产总投资，这一冲击不具有显著的促进作用和长的持续效应。国外投资的正冲击对总投资的影响，围绕0波动，几乎可以忽略。而居民储蓄的冲击对总投资的影响在随着时间的推移而加大。在第5期之前，居民储蓄的正冲击对投资总额几乎没有影响，在第6期开始，这种影响逐渐增加。这种影响围绕0大幅度波动。所以，居民储蓄的正冲击对投资总额的影响是非线性的，同时还受其他因素的影响。

纵轴表示冲击造成的标准差信息。横轴表示冲击作用的滞后期间数。一个投资总额标准差的波动对居民储蓄投资变化产生比较大的不确定冲击。第一期的正影响最大，之后下降到第5期为负的最大。在第6期开始上升。从第7期以后，冲击维持在0以上。说明中国投资总额受自身影响刚开始有正影响之后为负，长期看有正的促进作用。

从表6看出，投资率增长的变化受前期自身影响逐步减少，从100%到55.67%。而其他因素扰动项对投资率的增长都呈现递增趋势。居民储蓄，政府储蓄和国外投资从最初的0分别增长到20%、9.4%和14.8%。因此，居民储蓄的方差贡献率最大，方差分析表明居民储蓄在储蓄投资转化机制中发挥重大的作用。因此，中国储蓄投资转化率的提高重点应是提高中国居民储蓄转化为投资的渠道效率。

三、结论

本文在开放经济环境下，从居民储蓄率，政府储蓄率和国外投资率角度来分析改革开放后的中国储蓄投资转化率。主要结论有：无论长期还是短期，居民储蓄对中国储蓄投资转化率的影响比较大，且在短期对储蓄投资的转化有很大的冲击。居民储蓄是影响投资的主因，且两者之间存在非线性关系。政府储蓄因在国民储蓄的份额越来越少，对储蓄投资转化的影响作用在减弱。长期来看，国外资本的流入对储蓄转化投资有抑制作用，即国外投资会对本国资本产生挤出效应。

参考文献：

[1]Feldstein. M Horioka. C. Domestic Saving and International Capital Flows[J]. TheEconomic Journal.1980.

[2]武剑.储蓄、投资和经济增长―中国资金供求的动态分析[J].经济研究，1999（11）.

第3篇：居民储蓄率论文范文

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】

李焰，1999：《中国居民储蓄行为研究》，中国金融出版社。

刘尚希，1992：《新体制下居民储蓄变化及其影响因素》，载于褚时健、魏杰主编：《微观经济运行需求主体》，中国金融出版社。

谢平，1993：《中国居民储蓄行为分析》，《金融研究》第8—9期。

徐燕，1992：《个人储蓄行为》，载于厉以宁主编：《中国经济实证分析》，北京大学出版社。

张文斌，1991：《储蓄、储蓄效应和储蓄政策》，中国人民大学硕士论文。

张文中、田源，1991：《物价、利率与储蓄增长——中国：1954—1987年的实证分析》，《经济研究》第9期。

中国人民银行研究局课题组，1999：《中国国民储蓄和居民储蓄的影响因素》，《经济研究》第5期。

BelaBalassa,1989,"TheEffectsofIntere

第4篇：居民储蓄率论文范文

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。

第5篇：居民储蓄率论文范文

关键词：居民储蓄率；刘易斯拐点；VAR模型；脉冲相应分析

中图分类号：F830.5 文献标识码：B 文章编号：1674-0017-2016（9）-0026-06

一、选题背景及研究意义

据国际货币基金组织数据显示，20世纪70年代至今我国国民储蓄率一直远高于世界平均水平，且居民储蓄率仍处于上升趋势。2005年全球平均储蓄率为19.7%，我国储蓄率则高达51%。2014年12月，我国居民储蓄达到了49.9万亿元，人均储蓄超过3.5万元，为全球储蓄金额最多的国家。

同时，我国在2000年老龄人口占总人口比例和劳动人口与老龄人口的赡养比分别达到7%和10：1，已进入老龄社会；2013年底我国老年人口已达到2.02亿，老龄化水平达到14.8%，据预测，约在2025年老龄人口占总人口比例和劳动人口与老龄人口的赡养比将分别达到14%和5：1，进入深度老龄社会；约在2040年将分别达到21%和2：1，进入超级老龄社会。

中国经济的高速发展优势，源于中国改革开放的制度红利和人口结构变化特有的人口红利带来的高储蓄，以及高储蓄支撑下的高投资造就的经济高增长奇迹，形成了中国特有的“三高优势”。中国经济增长的优势并未消失，中国经济仍有较快增长的潜力。一是体制红利仍有潜力可挖掘，二是人口红利仍有从总量转向结构和质量的空间，三是中国经济的市场潜力巨大，四是目前还有相当部分的储蓄资源在闲置或低效使用的状态。

因此，我国的人口数量红利可能已经结束，已经出了“刘易斯拐点”。人口结构的变化将通过劳动力供应、储蓄和技术进步三条渠道对经济增长产生直接或间接的影响。研究人口结构变化对居民储蓄的影响，可以尽早掌握储蓄变化趋势及可能的影响，为经济发展方式转变提供依据。

本文在对刘易斯拐点和影响居民储蓄率的因素分析基础上，对居民储蓄率的影响因素进行综述，在经济增长速度、人口年龄结构、宏观经济制度（养老保险制度）等影响因素基础上，结合刘易斯拐点理论，加入人口红利（农业从业人员数量大）因素，进行定量分析，并提出政策建议。

二、文献综述及理论依据

（一）关于刘易斯拐点与人口红利

1.刘易斯拐点概念的提出

经济学家阿瑟刘易斯（w.Arthur Lewis）于1954年在题为《劳动无限供给条件下的经济发展》中提出了“二元经济发展”模式。这个模式分为两个阶段：一是劳动力无限供给阶段，此时劳动力过剩，工资取决于维持生活所需的生活资料的价值；二是劳动力短缺阶段，此时传统农业部门中的剩余劳动力被现代工业部门吸收完毕，工资取决于劳动的边际生产力。由第一阶段转变到第二阶段，劳动力由剩余变槎倘保相应的劳动力供给曲线开始向上倾斜，劳动力工资水平也开始不断提高。经济学把联接第一阶段与第二阶段的交点称为“刘易斯转折点”。

1972年，刘易斯又发表了题为《对无限劳动力的反思》的论文。在这篇论文中，刘易斯提出了两个转折点的论述。当二元经济发展由第一阶段转变到第二阶段，劳动力由无限供给变为短缺，此时由于传统农业部门的压力，现代工业部门的工资开始上升，第一个转折点，即“刘易斯第一拐点”开始到来；在“刘易斯第一拐点”开始到来，二元经济发展到劳动力开始出现短缺的第二阶段后，随着农业的劳动生产率不断提高，农业剩余进一步增加，农村剩余劳动力得到进一步释放，现代工业部门的迅速发展足以超过人口的增长，该部门的工资最终将会上升。

当传统农业部门与现代工业部门的边际产品相等时，也就是说传统农业部门与现代工业部门的工资水平大体相当时，意味着一个城乡一体化的劳动力市场已经形成，整个经济――包括劳动力的配置――完全商品化了，经济发展将结束二元经济的劳动力剩余状态，开始转化为新古典学派所说的一元经济状态，此时，第二个转折点，即“刘易斯第二拐点”开始到来。关于我国刘易斯拐点的界定，据蔡P（2007）估计，我国大约在2009年达到“第一个刘易斯拐点”，在2015年达到“第二个刘易斯拐点”，日本学者田岛俊雄（2008）同意蔡P的“第一拐点”的判断，但其估计2013年左右达到“第二个刘易斯拐点”。

2.人口红利

与“刘易斯拐点”相对应的是“人口红利”，由于年轻人口数量增多形成的廉价劳动力，提供给经济发展相对便宜的要素价格。对于很多发展中国家而言，廉价劳动力是发展的一个重要要素，这一点，在我国的经济增长模式中也表现得较为明显。而“刘易斯拐点”与“人口红利”之间似乎有一种正相关的关系，前者的显现，往往是“人口红利”逐渐消失的一个前兆。

3.人口红利与储蓄

人口结构影响储蓄率是人口转变影响经济增长的重要渠道，抚养负担低的人口结构通过提高储蓄率来促进经济增长。高路易（2005）用固定资产形成额占国内生产总值的比重计算得出，改革开放24年，我国人口红利期的储蓄率始终在30%以上。王德文等（2004）采用列夫模型进行研究，得出少儿抚养比、老年抚养比上升将减少储蓄率，且结果均较显著。

（二）我国高储蓄率成因

目前对我国高储蓄率成因分析，除了从高经济增长率、高人口增长率外，学者们也从人均收入因素、收入分配因素、人口年龄结构、预防性储蓄动机和宏观经济政策等因素进行了分析。

经济增长速度。汪伟（2008）考虑到我国特殊的二元经济环境，利用1952-2006年省级动态面板样本数据，通过向量自回归模型，分析了经济增长率、投资率和储蓄率之间的动态相关性。结果显示：经济增长率对储蓄率存在显著的正向影响，但反向因果关系不成立。

目前对我国高储蓄率成因分析，除了从高经济增长率、高人口增长率外，学者们也从人均收入因素、收入分配因素、人口年龄结构、预防性储蓄动机和宏观经济政策等因素进行了分析。

人均收入因素。殷兴由、孙景德和张超群（2007）对1978年以来我国居民高储蓄率成因进行研究时，采用了宁波市400户家庭数据，在分析出居民不断上升主要原因的基础上，给出了量化比例。结果显示：不确定因子、制度因子与收入因子中，收入因子是影响居民总储蓄率上升的主要推动力。杭斌、郭香俊（2009）认为，收入不确定性是我国城镇居民高储蓄率现象的主要推动力。

收入分配因素。有些学者从我国总储蓄结构特征出发，运用国家统计局公布的中国资金流量表进行分析。李扬、殷剑峰（2007），翁媛媛、饶文军、高汝熹（2010），徐忠、张雪春、丁志杰、唐天（2010）等通过建立计量模型对储蓄率变化的原因分部门做了实证检验。一致认为，造成我国高储蓄率的两个重要原因是政府部门和企业部门储蓄的不断增加。汪伟、郭兴强（2011）认为，目标性储蓄可能是连接储蓄率与收入不平等之间的一个重要理论渠道，收入不平等和居民的目标性储蓄可能是造成我国居民高储蓄率的重要原因。

人口年龄结构。袁志刚、宋铮（2000）分析表明，人口老龄化会激励居民增加储蓄，我国居民高储蓄率的一个主要推动力可能是人口老龄化。郑长德（2007），钟水映、李魁（2009）基于生命周期理论，运用我国省级动态面板数据，对各地区人口转变及抚养负担变化对储蓄率的影响进行了估计，结果均认为少儿抚养比下降会导致居民储蓄率的上升。

宏观经济政策。何立进、封进、佐藤宏（2008）采用中国社科院经济研究所城镇住户调查数据，基于生命周期模型分析了中国养老保险制度改革对居民对家庭储蓄率的影响。养老金财富变化的外生性，可以作为财政因素来分析其对家庭储蓄率的影响。研究认为，养老金财富对于家庭储蓄率存在不同的替代性，但不同的家庭替代效应有明显差异。

以上研究居民储蓄率的影响因素，大部分都是从单方面进行分析的，很少考虑综合因素，本文将在综合以上影响因素的基础上，结合刘易斯拐点理论，加入劳动力变化因素，提出以下假设：

假设一：人口抚养比上升会导致居民储蓄率上升。

假设二：农村劳动力比重减少将导致储蓄率上升。

三、人口结构效应的实证分析

（一）变量定义及来源

对于影响居民储蓄率的因素，本文结合以前研究以及数据的可得性，考虑了经济增长（人均国内生产总值GDP增长率）、人口抚养比、农业就业人口比重、养老保险人口比重。人均国内生产总值GDP增长率视为宏观经济因素，用GDP表示；养老保险人口比重视为宏观经济政策因素，用EI表示；抚养比视为人口年龄结构因素，用TR表示；农业就业人口比重视为劳动力结构变化（人口红利）因素，用RP表示；储蓄率用RS表示。数据均为年度数据，考虑到养老保险制度从1989年才开始，故样本数据区间为1989年到2014年共26个样本。居民储蓄率、抚养比数据来源于“世界银行”网站、农业就业人口比重、养老保险人口比重来源于“中国人民共和国国家统计局”网站。

（二）模型的构建

理论和学者的研究均表明，人口结构变化会对居民储蓄率产生影响。这可以初步判断人口结构与居民储蓄率之间可能存在相关关系，但不能确定两者是否存在明确的关系，以及人口结构变化对居民储蓄率的影响程度如何。因此，建立以下计量模型进一步研究：

RS=C0+C1*GDP+C2*EI+C3*TR+C4*RP+et

其中，C0为常数项，et为随机误差项。

在建立上述模型的基础上，采用向量自回归模型（VAR模型，是由Smis在1980年提出来的，目前各内部变量的冲击主要是采用VAR模型）分析人口结构变化对居民储蓄率的冲击影响，模型具体方法不再赘述。

（三）数据的检验及模型的建立

1.数据平稳性检验

本文以时间序列数据进行实证分析。在时间序列关系检验前，先要确定时序是否平稳。首先对各时间序列数据进行单位根检验，来判断序列的平稳性，本文采用ADF检验方法检验时间序列是否平稳，检验过程中采用SIC准则确定滞后项，结果见表1。其中，D表示变量的差分，ADF检测类别为（c，t，f），依次表示截距项、趋势项和滞后项。通过SCI准则为序列选取合理的滞后阶数进行单位根检验，可选用不带任何项、截距项和趋势项的方式进行选择。

ADF单位根检验结果表明，在5%的显著水平下，RS、GDP、RP、TR和EI都是不平稳的，RS、和GDP经过一阶差分后是平稳的，RP、TR和EI经过二阶差分后是平稳的。根据检验结果，数据不是同阶单整的，需要进行协整检验，检验显示可以建立RS、GDP、D（RP）、D（TR）、D（EI）的VAR模型。

2.VAR模型的建立及检验

通过平稳性检验，满足建VAR模型的必要条件。首先，需要确定滞后阶数，考虑到模型的解释能力和保证模型的解释能力，根据SIC准则，将VAR模型的滞后阶数选择为2阶。参数估计结果如表2所示。

从表2的结果看，RS方程拟合优度较好，R-squared达到了0.933651，说明VAR模型估计效果较好。

为了更好的分析人口结构对居民储蓄率的影响以及影响的贡献度，需采用脉冲响应函数和方差分解进行分析，这需要检验VAR模型的稳定性，图1表明VAR（2）模型的所有逆根都在单位内，说明VAR（2）模型是稳定的。

（四）脉冲响应函数分析

通过以上分析和检验可以得出本文构建的VAR模型是一个稳定的向量自回归模型，在此基础上可以使用脉冲响应函数分析模型中的变量居民储蓄率在受到其他变量残差冲击时的短期反应。脉冲响应结果见图2。

通过图2，我们可以看出经济增长、宏观经济制度、人口年龄结构和人口劳动力结构对居民储蓄率的冲击效果。从图2的脉冲响应函数的分析结果看，当经济增长率GDP产生一个正向冲击时，短期内会产生一个负向的反应，然后在第3期产生正向反应并在第4期达到最大后一直波动，到第12期基本产生负向影响并在第19期趋于稳定，说明经济增长率在中长期的影响还存在。当养老保险人口比重波动EI产生一个正向冲击时，短期内会产生一个正向冲击，到第10期转向负向影响并趋于平衡，说明养老保险人口比重波动DEI产生的影响主要是短期的。抚养比TR产生一个正向冲击后，在前8期为正向冲击，转为负向并在20期趋近于0，说明抚养比TR对储蓄率的冲击是短期的。农业从业人口比重波动DRP产生一个正向冲击时，短期内由负向到正向冲击波动，并在负向冲击逐渐平稳，但中长期影响较小。

（五）方差分解

榱烁好的分析经济增长、宏观经济制度、人口年龄结构和人口劳动力结构对居民储蓄率的影响程度，并区分影响居民储蓄率的短期、长期决定因素，本文在VAR（2）模型的基础上，利用方差分解方法分解出经济增长、宏观经济制度、人口年龄结构和人口劳动力结构的波动对居民储蓄率变化的贡献度，方差分析结果见图3。

从表3可以看出，居民储蓄率的变化主要受自身、宏观经济和人口结构变化的影响。自身影响在前3期仍然比较大，为58.1%，这说明居民储蓄率有惯性特征。同时，经济增长率对居储蓄率的影响一直很明显，并随着时间逐步增加，这说明居民储蓄率受经济增长率明显，并且随着时间推移会增加。养老保险人口比重虽然对储蓄率也有影响，但比重一直很小。抚养比对储蓄率的影响在第7期增大到最大后，贡献度在下降，这也说明了抚养比的影响是短期的。农村人口比重在初期对储蓄率的影响贡献度很小，但也有逐步增加的趋势，这说明劳动力结构的变化将长期影响储蓄率。

四、结果及建议

（一）经济增长对储蓄率的影响是明显的

从理论分析看，经济增长会增加财富，在一定程度上增加储蓄，这与我们在VAR模型基础上的脉冲响应分析一致。实证分析表明，在短期内，人均GDP增长率与居民储蓄率之间存在正相关关系，但长期的关系是负相关，而且影响关系是长期的。这与以前研究结果有所不同，这可能与我国经济增长长期以来是投资带动，但部分投资是无效的，在一定程度上消耗储蓄资源。

（二）宏观经济因素和人口年龄结构因素的影响是短期的

从分析结果看，养老保险的人口比重和抚养比对居民储蓄率的影响在短期都是正向的，但有所不同。抚养比对居民储蓄率的影响明显要比养老保险的人口比重的影响大，这也是符合我国社会现实的，我国传统文化的“养儿防老”的观念根深蒂固，反而对社会养老不是很重视。而抚养比对居民储蓄率的影响是正向的，也与以前研究成果不一致，主要是因为居民在少儿抚养的观念改变，更注重教育投资，这需要进行储蓄，少儿抚养比在总抚养比例较大，从而出现在短期内对储蓄率的影响是正向的。

（三）农业劳动人口比重变化对储蓄率变动的冲击不容忽视

根据刘易斯拐点理论，劳动力剩余到劳动力短缺会导致工资上升。而我国农业从业人口比重一直在下降，随着我国劳动人口结构的变化，已经出现了部分地区和部门劳动力短缺，工资出现上涨。这与我们研究的农业人口比重对储蓄率变动的影响是负向的冲击基本一致，说明我国农业劳动力的转移导致工资上涨，从而引起储蓄率上升。

鉴于此，提出以下建议。一是要保持经济的合理增长速度。经济增长与储蓄率的关系是相互的。高储蓄率伴随着高投资率，对我国的经济增长贡献巨大，而经济的快速增长也推动了储蓄率的上升。在短期内，我国经济的增长动力很难改变，于此同时储蓄率上升也是必然的，要形成两者的良性互动，经济增长需要保持一个合理的速度，新常态下7%的增长率是合理的。二是通过新型城镇化促进农业人口的转移。我国新增就业人口减少的大趋势不可避免，于此同时，农业从业人口比重过高还将存在，这将对我国经济的发展产生较大影响，需要通过产业升级、加快第三产业特别是服务业等行业来吸纳大量农业就业人口的转移。新型城镇化将是解决农业、农村和农民问题的重要途径，应加快新型城镇发展，促进产业升级和人口市民化。三是拓展投资渠道，促进储蓄分流。较高的储蓄率导致高投资率，影响消费；同时也导致我国银行等间接融资比例过高，金融风险集中到银行体系。因此，应通过金融市场、货币市场等多渠道创新，分流高储蓄，促进经济持续健康发展。

参考文献

[1]陈冲.人口结构变动与农村居民消费――基于生命周期假说理论[J].农业技术经济，2011，（4）：25-32。

[2]康建英.人口年龄结构对我国消费的影响[J].人口与经济，2009，（2）：60-64。

[3]李文星，徐长生.中国人口变化对居民消费的影响[J].人口科学，2008，（3）：29-37。

[4]巩芳，陈宝新.中国居民消费支出与经济增长关系实证研究[J].西部经济管理论坛，2016，（3）：61-69。

[5]汪伟.经济增长、人口结构变化与中国高储蓄[J].经济学，2009，（4）：29-52。

The Analysis on the Effect of Change of Demographic Structure on the

Residents Savings Rate in China

――Based on the Theory of Lewis Turning Point

Research Group

第6篇：居民储蓄率论文范文

[关键词]储蓄率生命周期模型谨慎性储蓄动机

国民储蓄是国民收入核算的重要组成部分，也是投资的重要来源。国民储蓄是指一国国民可支配收入与总消费之差，它可以划分为居民储蓄、企业储蓄和政府储蓄。居民（住户）储蓄等于居民（住户）可支配收入减去居民消费；企业储蓄等于企业未分配的留存盈利；政府储蓄等于政府可支配收入减去政府支出；而国民储蓄等于以上三者之和。例如Kujis（2005）的研究成果指出，2001年中国的家庭储蓄率为25.3％、企业储蓄率为15.0％、政府储蓄率为7.5％，而国民储蓄率为38.5％。

从20世纪90年代初到现在，国际经济学界对于居民储蓄率和国民储蓄率的研究在各方面均取得了重要进展。本文从数量众多的文献中选取了代表性的文献，试图概括国际上对于储蓄率问题研究的理论进展和成果。本文的第一部分介绍国际经济学界对于储蓄率的基本决定因素研究的新进展；第二部分和第三部分分别就两个讨论最热烈的领域——人口结构的转变对储蓄率的影响以及社会保障体系的完善程度对储蓄率的影响进行分析；第四部分概括国际经济学者对于不同国家和地区储蓄率高低的成因分析和比较分析；最后一个部分总结了对于中国高储蓄率现象的研究进展。

......

五对中国高储蓄率的研究

中国的居民储蓄率和国民储蓄率在发达国家和新兴市场国家中都是最高的。中国国内储蓄远大于国内投资，但是中国同时还是世界上吸收FDI最多的国家。这一矛盾的背后是中国国内储蓄不能充分转化为投资，这意味着中国在资本的募集和运用上存在很高的效率损失。当然，中国的高储蓄也是改革开放以来中国经济持续高增长的重要因素之一。因此，国外关于中国高储蓄率的研究文献也相当丰富。

大部分文献集中对中国高储蓄率的成因进行解释。Kraay（2000）发现，中国过高的国民储蓄率（在1978到1995年期间平均为37％，而这一期间全球平均水平为21％）部分可以由高增长来解释，另一部分可以由人口因素的变化来解释。但是大约有10％的储蓄不能由中国的特殊因素来解释。Modigliani和Cao(2004)把中国的家庭高储蓄归因于经济的增长和人口格局的变化。他们认为家庭储蓄的上升是因为：一是20世纪70年代以来的经济改革，以及由改革引致的经济增长和增长前景；二是在大概同一时间引入的计划生育政策，该政策导致就业人口占总人口比率的不断上升，并且破坏了家庭在抚养老人方面的传统角色。他们的研究显示中国的家庭储蓄率在改革启动之时非常低（大约5％），随后增长很快，在1994年达到33％的高峰，然后逐渐回落到2000年的24％。Harbaugh（2003）逐一分析了可能导致中国高储蓄现象的诸多因素，包括文化因素、保险市场不发达、流动性约束、历史体验、转型因素、人口因素、资本短缺国家的高储蓄回报、生存性消费、习惯性坚持（habitpersistence）、相对消费等。其中，未充分发育的保险市场、流动性约束和高储蓄收益率等假设预测中国的储蓄率将会稳步下降；生存性消费和转型假设预测中国的储蓄率将会迅速下降；预测中国储蓄率将在近期上升的因素是人口因素，但是随着中国婴儿潮一代人的逐渐衰老，中国的储蓄率将在长期内迅速下降；预测中国储蓄率将会继续维持在高水平上的假设是文化因素、习惯性坚持和相对消费理论。

第7篇：居民储蓄率论文范文

关键词：不同收入阶层；储蓄倾向；高储蓄问题

一、 前言

不同收入阶层的储蓄倾向是否具有本质差异？这个问题自现代消费函数诞生以来就一直处于持续的辩解和争论当中。现代消费函数的奠基人Keynes（1936）认为，储蓄倾向会伴随着收入的增长而提高，高收入阶层会有更高的储蓄率；而标准的LC-PIH理论研究者则认为，不同收入阶层拥有相同的储蓄率，富人只是穷人的一个“扩大了的版本”（The Proportionality Hypothesis），至于现实中出现的高收入者拥有较高储蓄率的现象，则很可能是消费者对未来低收入预期的一种补偿手段（Friedman，1957）；但随着消费理论的进一步发展，越来越多的研究者又从理论分析和经验证据中得出相反的意见，如早期的Mayers（1966、1972），以及近期的Carroll（1998）、Gentry和Hubbard（2000）、Dynan，Skinner和Zeldes（2004）、Simon Fan（2006）等，高收入阶层居民倾向于储蓄更多的观点又逐渐得到认同。应该说，消费理论发展至今，对于不同收入阶层的储蓄倾向是否存在本质性差异的问题，尚未给出一个具备普遍说服力的理论体系，而对该问题的研究也必然是未来消费理论发展遵循的一个重要方向。本文首先对西方消费理论中对该问题的研究脉络进行梳理，其次对研究中国高储蓄问题的启示做出简要总结。

二、 不同收入阶层储蓄倾向差异研究述评

1. 绝对收入假说（AIH）下的不同收入阶层储蓄行为。现代消费（储蓄）行为研究始于Keynes（1936）提出的绝对收入假说，该假说的一个重要观点即认为居民消费取决于当期收入，同时伴随着收入的增长，消费也会增长，但消费增长的速度要低于储蓄增长的速度，也即著名的边际消费倾向递减假说。Keynes的这一理论实际上包含了储蓄倾向与收入水平的关系，即收入水平越高，储蓄率也会越高，二者之间呈现正相关关系。因此，根据Keynes的绝对收入假说，高收入阶层的储蓄率要高于低收入阶层。尽管这一结果在截面数据中得到了验证，但它却不能与时序数据保持一致。Kuznets（1946）的研究发现从1869年至1938年，尽管美国的人均可支配收入得到了显著的提升，但储蓄率却保持了相对稳定，这一结论与Keynes绝对收入假说有较大偏离。此后很多研究基于更加丰富的数据支持了Kuznets的观点（Vickrey，1947；Duesenberry，1949；Hicks，1950；Pigou，1951；Friend & Kravis，1957；Modigliani & Ando，1960；Modigliani，1986等），这些研究说明了Keynes绝对收入假说蕴含的高收入阶层储蓄倾向更高的观点存在一定的局限性。实际上，绝对收入假说的其他固有缺陷在后来消费理论的发展过程中也得到了体现，如Keynes模型中的消费者是“短视”的，将边际消费递减规律建立在经验判断和心理法则基础上，缺乏理论构建的规范性和严密性等。

2. 生命周期―持久收入假说（LC-PIH）下的不同收入阶层储蓄行为。Modigliani（1954）和Friedman（1957）提出的生命周期-持久收入假说（LC-PIH）可以说是现代消费（储蓄）理论发展历程中最为重要的一次革命。该假说建立在消费者跨期效用最大化基础上，认为理性的消费者在进行消费时不仅会依据当期收入，还会根据预期的未来收入等信息来最优化确定其消费路径。LC-PIH假说认为居民储蓄行为与收入水平无关，即高收入居民的储蓄行为仅仅是低收入居民的扩大版本，富人并不会比穷人储蓄的更多。持久收入假说的开创者Friedman（1957）在解释截面数据中高收入者的高储蓄率现象时认为，暂时性的具有较高收入者倾向于储蓄的更多，以此来补偿未来的低收入；同样的具有暂时性的低收入者在预期到未来的高收入时会储蓄的比较少。因此，即使储蓄率相对于生命周期收入来讲是稳定的，我们也会观察到具有较高当期收入的居民通常会比低收入者储蓄的更多一些，Friedman据此提出了所谓的比例假说（Proportionality Hypothesis）。此后一些学者针对该假说进行了研究，但结论有些支持也有些反对。比如，Mayer（1966、1972）利用一个极为丰富的数据集对该问题进行了测量，发现消费对于持久收入的弹性显著低于1，强烈的拒绝了Friedman的比例假说。Evan（1969）在总结消费理论的研究中也明确写道：“对于高收入阶层相对比低收入阶层是否具有更高的储蓄比率，仍然是一个值得公开探讨的问题”。

3. 遗赠动机、预防性动机与不同收入阶层储蓄行为。在20世纪50年代、60年代，对于高收入阶层是否具有更高储蓄率的争论极多，但从70年代开始，对该问题的研究却逐渐减少，一些经济学家将其归因为Lucas（1976）与Hall（1978）对消费理论研究所带来的理性预期革命，因为研究者开始逐渐将注意力转移到对消费者跨期效用最大化下的“欧拉方程”的研究中（Browning & Lusardi，1996）。尽管该期间对“高收入阶层是否储蓄的更多”的直接研究不多，但从后续对生命周期-持久收入假说（LC-PIH）的扩展研究中，我们依然可以寻找出对该问题的理论解释脉络。

遗赠动机的引入是解释不同收入阶层储蓄行为差异的一条重要途径。标准的LC-PIH假说以及后来发展的RE-LC-PIH框架均是建立在消费者个人效用最大化基础之上，该框架暗含的一个假定就是消费者在生命最终会把个人财富消耗完毕，尽管也可能会出现遗赠，但这种遗赠属于偶然遗赠（Accidental Bequests），并不会对消费者的预期效用产生影响。因此无论是富人还是穷人，在进行储蓄行为时总是会储蓄相同的比例，富人仅仅是穷人的一个扩大了的版本。但是有效遗赠（Operative Bequests）的引入改变了对这一问题的看法。这类研究的最大特点就是假定消费者效用不仅仅来自于消费者自身消费，同时也来自于其子女的生活质量，因此有效遗赠动机会对消费者效用函数产生实质性的影响。Blinder（1975）构建了一个引入遗赠动机的消费者效用最大化模型，以此来研究消费者的边际消费倾向与财富水平的关系。在Blinder的结论中，边际消费倾向与消费者财富水平的关系取决于两个系数，即消费的边际效用弹性与遗赠的边际效用弹性的大小。在前者大于后者的情况下，边际消费倾向会随着财富水平的增加而下降，即高收入阶层消费者会比低收入阶层消费者有更高的储蓄倾向。对于两个系数的大小，Blinder并没有给出明确的答案，但一些学者的后继性工作（Adams，1980；Tomes，1981等）基本上认同了消费的边际效用弹性大于遗赠的边际效用弹性的观点。Menchik和David（1983）进一步扩展了这种带有遗赠动机的消费模型。在他们的模型中，将父母对子女的赠与分成了两类：一类是人力资本方面的赠与（Human Bequests），如食品、衣服、医疗、教育等方面的支出；另一类则是遗产（Financial Transfer）。在人力资本赠与的边际效用递减的情况下，收入过高的消费者就会考虑增加对其子女的遗赠储蓄。较近的关于遗赠动机与不同收入阶层居民储蓄行为的研究可见De Nardi（2004）、Simon Fan（2006）。De Nardi构建了一个叠代一般均衡模型，该模型同时包含了偶然遗赠、有效遗赠以及收入能力对消费者行为的影响。模型显示有效遗赠动机能够解释居民进行的大量财产积累现象，而偶然遗赠则不能。Simon Fan则在Becker和Tomes（1979）的利他主义模型基础上，构建了一个包含父母对子女收入预期的叠代模型，该模型认为父母会根据对子女的收入预期而安排其遗赠计划，如果预期子女的收入情况良好，则会减弱其遗赠动机；相反则会增强其遗赠动机，同时高收入的父母总是会担心子女的收入能力会比他们差，因此Simon Fan认为该模型能够很好的解释不同收入阶层的储蓄行为差异。

还有一些学者将预防性动机与遗赠动机结合起来对消费者的储蓄行为进行了解释。如Dynan、Skinner和Zeldes（2002）认为储蓄可以同时满足两个动机，首先是预防性动机，储蓄可以用来应对未来的低收入、过长的老年期或者突然的大额医疗支出等；其次，如果这些不确定的情况都没有发生的话，还可以将其作为对子女的遗赠。因此，预防性动机和遗赠动机的结合可能更能促进消费者储蓄，尤其是对于消费的边际效用比较低的消费者（如高收入阶层消费者）。Dynan、Skinner和Zeldes（2004）是最近研究"高收入阶层消费者是否储蓄的更多"这个问题的比较有影响力的代表。他们运用数理模拟方法针对各类模型，包括标准的LC-PIH模型、包含不确定但不包含遗赠的模型、包含不确定同时包含遗赠的模型，以及各类可能影响不同收入阶层消费者储蓄行为差异的因素进行比较分析，得出的结论是预防性动机与遗赠动机是影响不同收入阶层储蓄行为差异的最主要的原因；接着他们同时利用三个不同的美国家庭微观数据集，PISD（Panel Study of Income Dynamics）、SCF（Survey of Consumer Finances）和CES（Consumer Expenditure Survey）对高收入阶层是否拥有更高的储蓄进行了实证研究，结果表明无论是对当期收入还是对持久收入而言，高收入阶层都倾向于拥有更高的储蓄水平。

4. 其他对不同收入阶层储蓄行为差异的解释。还有一些研究者从预防性动机与遗赠动机以外的角度对不同收入阶层储蓄行为差异进行了解释。比如，Yitzhaki（1987）、Gentry和Hubbard（2000）认为，高收入阶层倾向于更多的储蓄可能是因为高收入阶层相对比低收入阶层拥有更好的投资机会，比如股票市场、证券市场、房地产市场及一些生意机会。Carroll（2000）构建的一个所谓的“资本家精神”（Capitalist Spirit）模型认为，高收入阶层倾向于储蓄的更多是因为财富本身带来的效用，或者是财富所能产生的一系列附加效用，如较高的社会地位等。Reiter（2004）则认为高收入阶层储蓄多的原因：一方面是由于高收入阶层所面临的生意上的特质性风险；另一方面则可能因为财富能够带来消费所不能提供的特殊效用。

从现有研究来看，多数研究者都倾向于认同不同收入阶层具有不同的储蓄倾向，即高收入阶层倾向于储蓄的更多，但对该现象的解释还尚未形成一个科学的理论框架。拿研究比较广泛的遗赠动机来讲，尽管遗赠动机很可能是导致高收入阶层储蓄的更多的一个重要原因，但它并不能完全否认其他原因存在的可能；预防性动机与遗赠动机的结合应该是一个更好的解释方法，但在实证分析中难以将两者进行区分，很难讲清楚该理论对现实问题具有多大的解释力；数理模拟技术可以定量描述现实消费者的消费储蓄特征，但它并不是一个具有规范逻辑解释力的理论模型；而Carroll的“资本家精神”模型也仅仅是一个只能用于定性分析的理论分析框架。同时，不同收入阶层的消费者面临的消费储蓄决策环境也大不相同。比如高收入阶层消费者由于已经达到了一定的消费水平，其消费的边际效用会比较低，因此当高收入阶层拥有更多的收入时他们会更加倾向于将其用于遗赠、或是将其持有；而低收入阶层消费者的消费水平较低，消费的边际效用较大，同时其微弱的遗赠储备、较低的财富水平等也不能够给他们带来太大的效用，因此其收入可能更加倾向于用于当期消费。此外，不同收入阶层的预防性动机也有不同，对于高收入阶层来讲可能更加倾向于预防某种不可预知的、重大的消费支出冲击，而低收入阶层则可能仅仅是在为未来收入的不确定性进行预防。因此，如何去构建一个既能够充分捕捉不同收入阶层的外部环境差异、又能够利用经验证据进行相应证明的理论体系，应该是未来消费理论发展的一个重要方向。

三、 我国不同收入阶层的储蓄倾向差异及对我国高储蓄问题的启示

我国不同收入阶层之间的储蓄倾向存在差异吗？本文根据国家统计局1997年～2011年城镇家庭收支年度调查数据做了分析。可以看出，我国不同收入阶层居民的储蓄率有明显的层次差别。低收入居民的储蓄率一直徘徊在10%左右，从2004年开始才有所上升，但直到2011年也仅到14.9%；而高收入居民的储蓄率则从1997年开始就达到26.5%，并且以后处于持续上升趋势，至2011年达到37.4%。高低收入居民的储蓄率差距则持续保持在18个百分点以上，高收入居民的储蓄率是低收入居民的两倍还要多。同时，注意到我国居民不仅在截面上表现为越富有的人越倾向于储蓄的更多，而且伴随着收入的增长（我国城镇居民年人均收入年平均增长率保持在9%以上），各个阶层的居民都倾向于提高储蓄水平。可以说，我国居民储蓄行为表现出来的一个粗略特征就是：越有储蓄能力越储蓄。然而，在现有的对我国总量储蓄率的研究浪潮中，这种在截面上表现出来的特征似乎并没有得到过多重视。

本文认为，研究不同收入阶层的储蓄行为差异对解释我国的高储蓄率问题具有重要意义：

（1）由于我国不同收入阶层的储蓄倾向有较大不同，低收入阶层储蓄率最低，中高收入阶层储蓄率较高，而中高收入阶层居民又占据了我国储蓄总量的较大部分，因此将不同收入阶层的储蓄行为进行分开对比研究，有助于揭示一些不同收入阶层所特有的储蓄行为动机，更为准确地找出我国高储蓄率问题的主因。

（2）将不同收入阶层的储蓄行为进行分开对比研究，有利于揭示总量研究方法忽视的一些高储蓄率影响因素。比如，现有文献多倾向于将我国高储蓄率问题归因为受预防性储蓄与流动性约束的影响，但现有研究也指出，由于高收入阶层通常具备抵御不确定性风险的财富能力，预防性储蓄和流动性约束对低收入阶层的影响可能会更大（Brownin & Lusardi，1996）。但照此逻辑应该是低收入阶层倾向于储蓄的更多，这与我国的现实状况不符，也暗示着存在其他导致我国高储蓄问题的重要因素。

（3）从时间维度来看，伴随我国居民收入的快速增长，各个收入阶层均表现出“富人”的特征，储蓄率水平不断提高，而对不同收入阶层储蓄行为的研究或许能从另一个侧面为这一现象提供解释。

研究不同收入阶层的储蓄行为差异同时具有其他方面的研究意义，比如：（1）研究不同收入阶层的储蓄行为差异是研究收入分配与总消费关系的基础，正是由于不同收入阶层所表现出的消费储蓄行为不同，收入分配才会对总消费产生影响；（2）研究不同收入阶层的储蓄行为差异可以为政策制定实施提供更加准确地指引，比如社保体系构建、财税政策改革等必须要充分考虑社会各个收入阶层可能做出的反应；（3）研究不同收入阶层的储蓄行为差异也是对我国居民消费储蓄行为现有研究的一种深化，处于不同外部环境的消费者往往具有不同的消费储蓄特征，而总量层面下典型消费者代表的研究方式往往会将这种异质性特征泯灭。

参考文献：

1. Allen， Donald S.and Ndikumana Leonce， In- come Inequality and Minimum Consumption： Impl- ications for Growth. The Federal Reserve Bank of St. Louis Working Paper 1999-013 A，1993.

2.Blinder， A.， Distribution effects and the aggregate consumption function.Journal of Political Economy，1975，（87）：608-626.

3.Browing and Lusardi， Household Saving： Micro theories and micro facts. Journal of Economic Literature，1996，（34）：1797-1855.

4.Dynan， K.E.， Skinner， J.and Zeldes， S.P.， Do the rich save more？ NBER Working Paper 7906，2000.

5.Dynan， Karen E.， Jonathan Skinner， and Stephen P.Zeldes， The importance of bequests and life-cycle saving in capital accumulation： A new answer.American Economic Review，2002，（92）：274-278.

6.Dynan， Karen E.， Jonathan Skinner， and Stephen P.Zeldes， Do the rich save more？ Journal of Political Economy，2004，（112）：397-444.

基金项目：中国博士后科学基金面上资助一等资助（项目号：2013M540174）。

第8篇：居民储蓄率论文范文

关键词：储蓄；可支配收入；居民消费价格指数

中图分类号：F830 文献识别码：A 文章编号：1001-828X（2017）001-000-01

一、引言

近些年，随着中国经济发展速度加快，国民收入不断提高，储蓄率也在不断提升。城乡居民人民币储蓄存款余额的持续快速增长对中国经济发展的影响是多方面的、复杂的。消费、投资作为拉动经济增长的两大马车，在中国经济发展中有着重要影响。而无论是消费，还是投资，二者都与储蓄有着千丝万缕的联系。

依据前人经验和相关的经济理论，本文选取了城乡居民人民币储蓄存款年底余额Y、城镇居民家庭人均可支配收入X1、居民消费价格指数X2、金融机构人民币存款基准利率X3四个变量。

本文的样本区间为1992年到2013年，采用的是年度数据。不仅有助于对中国居民储蓄进行较为长期的研究，得出的结论符合长期趋势，而且时效性较强，也有涉及近些年情况。本文所用数据来源于《中国统计年鉴》和《中国人民银行年报》。

二、中国城镇居民储蓄影响因素的实证分析

为了更加直观地判断，居民储蓄额对居民可支配收入、利率、居民消费价格指数等因素的弹性，本文在设定模型中，选择双对数模型。

lny与lnx1的简单相关系数是0.996857，大于0.9，存在高度正线性关系；lny与lnx2的简单相关系数是0.925698，大于0.9，存在高度正线性关系；lny与lnx3的简单相关系数是-0.272028，线性相关性很弱。在Eviews软件中，做散点图发现：lny与lnx1的散点图近似呈直线；lny与lnx2的散点图近似呈直线；lny与lnx3的散点图呈波动线状。因此，本文在设定模型中应当选择线性模型，并以lny为被解释变量，lnx1、lnx2为解释变量。由于lny与lnx3相关系数很小，故剔除变量lnx3。

由于经济惯性的存在，城乡居民人民币储蓄存款年底余额变量不仅受到当前城镇居民家庭人均可支配收入和当前居民消费价格指数的影响，还有可能受到上一年城镇居民家庭人均可支配收入和上一年度居民消费价格指数的影响，因此，本文引入滞后变量。

本文利用eviews软件，选取Almon方法估计存在滞后变量的模型。同时，为了更好判断变量滞后期，本文将PDL项的参数依次设定为：PDL（X，2，2）、PDL（X，3，2）、PDL（X，4，2），当滞后期由2增加至3时，调整的判定系数减小，并且AIC和SC值均增大。当滞后期由2增大到4时，调整的判定系数减小，AIC值、SC值增大。所以，将滞后期确定为2时合理的。

还原后的分布滞后模型为：

ln（Y） = 3.687951 +0.27409lnX1t+ 1.14835lnX1（t-1） + 0.22652lnX1（t-2） -0.98602lnX2t- 0.64349lnX2（t-1）+0.30574lnX2（t-2）

可决系数是0.999361，调整可决系数是0.999012，无论是可决系数，还是调整可决系数都大于0.9，接近1，说明模型拟合优度很高。在显著性10% 时，PDL02、PDL03、PDL04、PDL06没有通过t检验，该模型可能存在异方差或自相关问题。本文对上述模型进行异方差和自相关的检验。结果发现，White检验统计量的伴随概率接近0.85，大于0.05，故认为模型残差项不存在异方差；残差项不存在自相关问题。

综合上述模型最终模型如下，

ln（Y） = 3.687951 +0.27409lnX1t -0.98602lnX2t- 0.64349lnX2（t-1）

（0.61440） （-3.68000） （-1.99294）

R2=0.999361 调整的R2=0.999012 DW=1.851719

根据模型最终结果可知，城乡居民人民币储蓄存款年底余额与城镇居民家庭人均可支配收入呈现正相关关系，城乡居民人民币储蓄存款年底余额与该年居民消费价格指数呈现负相关关系，城乡居民人民币储蓄存款年底余额与上一年度居民消费价格指数呈现负相关关系。城乡居民人民币储蓄存款年底余额对城镇居民家庭人均可支配收入的弹性是0.27409，城乡居民人民币储蓄存款年底余额对该年居民消费价格指档性是-0.98602，城乡居民人民币储蓄存款年底余额对上一年度居民消费价格指数的弹性是-0.64349。

三、结论与政策建议

城镇居民家庭人均可支配收入是影响城乡居民人民币储蓄存款年底余额的主要因素。城乡居民人民币储蓄存款余额不仅受到当前居民消费价格指数的影响，而且受到前一期居民消费价格指数的影响。这主要是经济惯性的存在在发挥作用。同时，金融机构人民币存款基准利率对城乡居民人民币储蓄存款年底余额的影响很小。这主要是由于金融机构人民币存款基准利率近些年虽有波动，但波动较小，对储蓄的影响不显著。

因此，第一，政府需要稳定物价。居民消费价格指数对储蓄的影响是显著的，二者呈现负相关关系。稳定物价有助于保障人民生活水平，减少因通货膨胀造成的损失。第二，健全社会保障制度。虽然本文没有将社会保障制度作为模型的解释变量，但是根据现实情况，社会保障制度的不健全对中国居民高储蓄的影响是非常严重。只有健全社会保障制度才能解除人们的后顾之忧，刺激消费、投资，拉动经济增长。

参考文献：

[1]高树棠，王维民.甘肃城乡居民储蓄影响因素实证分析[J].山东工商学院学报，2012，26（2）：58-63.

第9篇：居民储蓄率论文范文

关键词：居民储蓄；外汇储备；原因；相关性

1背景

近年来，我国居民储蓄一直不断增长，从1994年的21518.8亿元到2006年的166617亿元，年增长率为17％；而我国外汇储备也一直不断增加，从1994年的516.2亿美元到2006年的10663.4426亿美元，年增长率高达26％（如表1所示）；从图1可以更直观地看出，我国居民储蓄和外汇储备有着相似的高增长趋势。

2我国高额居民储蓄和高额外汇储备的原因

2．1我国高额居民储蓄的原因

（1）我国正处于由计划经济向市场经济转型的期间，社会保障体系不健全，微薄的收入会增大人们对未来预期的不确定性，致使人们不敢增加消费。

（2）在我国，高昂的教育费用和住房费用超出了众多民众的支付能力，为了能在将来支付高昂的教育和住房费用，人们普遍推迟现期的消费。

（3）中华民族自古以来就有勤俭节约的文化传统，人们有将收入的大部分储蓄起来的习惯。

（4）自1978年我国改革开放以后，经济取得了快速发展，人们收入水平得以大幅提高，居民储蓄随之增加。

（5）我国金融市场不发达，投资渠道较少，股票市场不完善，缺乏理性。尽管利率偏低，人们大多还是愿意将钱储存起来。

（6）我国贫富分化现象较为严重，但受储蓄总量限制，总消费不多，造成国内需求不足，居民储蓄高。2．2我国高额外汇储备的原因

（1）1994年，我国进行外汇体制改革，实施汇率并轨，取消了外汇留成和银行结售汇等制度，将企业手中的外汇转移到国家外汇储备当中。

（2）自1978年改革开放以来，我国经济快速发展，对外出口逐年增加，经常项目顺差，

（3）受我国传统文化的影响，我国在管理外汇政策时，有将外汇储备作为政策目标的倾向，长期以来比较看重外汇储备的数量以及交换功能。

（4）1997年亚洲金融危机对泰国、韩国等东亚国家造成了巨大的打击，为了防范难以预测的金融危机，吸取泰国、韩国等国家的经验和教训，我国对外汇有着较强的预防需求动机。

（5）我国施行非弹性汇率制度，以前是钉住美元，现在是参考一篮子有管理的浮动汇率制度，但上下浮动幅度不超过0.5%。

（6）由于我国实施一系列对外资优惠的政策，外商直接投资（FDI）大量投入到中国。另外，随着人民币面临着巨大的升值压力，大量“热钱”（hotmoney）涌入中国。因此，我国资本项目顺差，外汇储备增加。

（7）囿于目前国内金融市场不发达，国内高端金融投资人才短缺，我国只得实施偏重于流动性和安全性保守的外汇储备管理策略，只购买高流动性和低收益的美国国债，其他投资渠道较少，外汇储备因而高企。

（8）受我国社会保障体系不健全和居民收入水平一般不高等方面的影响，我国内部需求不足，进口少，外汇储备增加的速度超过减少的速度。

2．3我国高额居民储蓄和高额外汇储备的原因的相似性

（1）我国高额居民储蓄的原因1与高额外汇储备的原因4，都是出于预防性动机。

（2）我国高额居民储蓄的原因3与高额外汇储备的原因3，都是受我国勤俭节约的传统文化影响。

（3）我国高额居民储蓄的原因4与高额外汇储备的原因2，都是由于改革开后我国经济飞速发展。

（4）我国高额居民储蓄的原因5与高额外汇储备的原因7，都是由于我国金融市场不发达，投资经验欠缺和技术落后造成的。

（5）我国高额居民储蓄的原因6与高额外汇储备的原因8，都是由于我国内部需求不足引起的。

由上述分析可知，我国居民高额储蓄和高额外汇储备的原有许多相似之处。

3我国居民储蓄和外汇储备的相关性分析

3．1我国居民储蓄和外汇的相互影响

（1）在开放经济条件下，存在二缺口模型I-S=M-X①由于我国存在贸易顺差，即M-X＜0②，将②代入①得：I-S＜0，即S-I＞0，说明由于贸易顺差造成外汇增加的同时，也会使我国银行体系存在存差，居民储蓄增加。

（2）从国民经济各组成部分角度看，存在四个链式关系式：

①居民储蓄消费投资内需我国对外出口依赖度贸易顺差外汇储备

②居民储蓄消费投资内需我国对外出口依赖度贸易顺差外汇储备

③外汇储备国民收入居民储蓄

④外汇储备国民收入居民储蓄

上述4个链式说明我国居民储蓄与外汇储备相互推动的路径。

（3）我国高额居民储蓄和高额外汇储备共同受我国勤俭节约的传统文化影响。随着改革开放的深入，我国传统文化不断受外来文化的冲击，居民开始涉足于股票、基金、个人理财等服务行业，国家也计划创立外汇投资公司，而且居民对储蓄的处理方式和国家对外汇储备的处理方式会相互起一个示范的作用。哪一方率先变革并取得一定成效，就会对另一方起带动作用。

3．2我国居民储蓄与外汇储备的相关性检验

利用表1的数据，运用最小二乘法（OLS），得到我国居民储蓄与外汇储备的回归模型：

FR＝1925.302+0.548113RR

回归检验结果如表2所示。

回归结果经济含义：居民储蓄每增加一个单位，外汇储备变动0.548113个单位。在居民储蓄为0的时候，外汇储备为1925.302。由t统计量的值可以看出变量回归的显著性好，解释变量居民储蓄对被解释变量外汇储备的线性影响显著。由R-squared的值知道外汇储备规模的变化有94.8％可以由自变量居民储蓄规模变动来解释。由此证明两者存在高度线性相关的关系。

4我国高额居民储蓄与外汇储备的解决策略

首先，来分析两个链式：

（1）社会保障体系不完善内需不足居民储蓄消费、投资对外出口依赖度外汇储备

（2）市场信用体系不健全金融市场不发达金融投资渠道少居民储蓄（示范效应）外汇储备

由上述分析，我们可以知道，我国高额居民储蓄和高额外汇储备是由内需不足和金融市场不发达造成的后遗症，是被迫的，只有两者兼顾，制定适当的组合配套措施才是有效的。现提出以下建议：

①加快推进外汇自由化政策,促进企业和个人海外投资。

②建设国际金融中心,定位是功能中心(融资型中心)而非名义中心(记账型中心)。

③我国社会保障体系严重不完善是我国居民普遍会把多余的货币存入银行的主要原因。

④扩大企业支配外汇的自贸易收支。我国的强制结汇制度使企业外汇利润全部转换成国家的外汇储备，加速外汇储备增长。

⑤因为顺差等于储蓄减去投资，所以减少贸易顺差，可以从以下几方面着手。

参考文献

［1］谢罗奇，龚伟强.刍议我国商业银行流动性过剩问题［J］.新疆财经,2006，(3).

［2］孙建潮.基于宏观角度的商业银行流动性过剩分析［J］.财经科学,2006,(7).

［3］严启发.东南亚国家外汇储备管理模式及其借鉴［J］.ForwardPositioninEconomics,2006,(1).

［4］巴曙松,刘先丰.外汇储备多层次管理建议［J］.证券时报,2006,(12).