时间：2022-12-08 13:22:21
关键词：居民收入 通货膨胀率 利率 居民储蓄
中图分类号:F830文献标识码:A
文章编号:1004-4914（2010）12-043-03
一、引言
近几十年来，我国经济总体上保持了持续、稳定、健康的发展态势，居民储蓄也因此而不断增长。截至2009年末，中国城乡居民储蓄存款突破26万亿元（如图1）。对于巨额储蓄的存在，各方观点不一。积极的观点可以总结为：一方面支持了我国改革开放以来大规模的基础设施建设投资的需要，另一方面也说明我国居民生活水平的不断提高；再者，可以支持我国反腐败的进程，因为有关学者认为的款项是储蓄的来源之一（张力生,罗永进，2005）。持批评态度的人认为：巨额储蓄的存在也给我国各方面带来了一些负面效应，例如：储蓄的增加使得居民消费需求下降，迫使政府财政赤字、国家债务连年增加，使得政府的宏观调控不能伸缩自如，财政政策的自动稳定器功能被削弱，仅能通过中央银行的货币政策发挥效力，而根据罗伯特・蒙代尔的政策指派理论，这又使得我国对内的经济调控功能被削弱；另一方面，储蓄的迅速攀升使得我国金融机构的资本充足率不断下降，特别是国有金融机构自身的经营状况又连年处于亏损状态，不能靠自身结余来补充资本金，而通过发行债券、央行贷款，毕竟不是长远之计。不但会造成银行债务的不断积累，而且会造成社会通胀压力。这一系列原因又增大了国有金融机构乃至整个金融行业的经营风险。
已有的储蓄理论将储蓄的变动归因于以下因素：利率效应，如Balassa(1992),Gvlfason(1993),Ogaki,Ostry和Reinhart(1995)等等；经济效应，如Carroll和Weil(1994),King和Levine(1994),Blomstrom,Lipsey和Zejan(1996),Paxson(1996),In和Doucouliagos(1997),Deaton(1997), Vanhoudt(1998)等等;收入效应，如Modigliani(1966),Gupta(1987),Rossi(1988),Edwands(1995),Schmidt-Hebbel和Serven(2000)等等；人口年龄结构效应，如Bosworth,Burtless和Sabellhaus(1991),Deaton&Paxson(1994),Chmidt-Hebbel和Serven(2000)等等，另外还有通货膨胀效应、财富效应和国外储蓄效应等。这些理论主要与各学者所考察国家的情况相适应。具体到我们转型经济国家，则需进行具体分析。对此，本文考虑主要从居民收入、通货膨胀与利率三个角度来考察一下其对我国居民储蓄的影响，以期得出我国居民储蓄增长的相关解释。
二、理论分析
关于收入增长与储蓄增长的关系，众所周知，是一种正相关关系。在此我们重点分析一下利率与通货膨胀变化对储蓄的影响关系。
（一）利率效应
很长一段时期内，经济学界认为储蓄与利率之间存在简单的正相关关系。高利率可以使储蓄者增加收入，因而刺激储蓄。但在现代经济学中，越来越多的经济学家认为利率与储蓄的关系并不简单，存在利率对储蓄的相反作用，以至于利率对储蓄的最终结果可能是含混不清的。
经济学家们做的大量实证分析似乎也证实了这些观点。在比较典型的实证分析中，伯斯金(Boskin)(1978)、萨莫斯(Summers)(1982)、吉尔法萨(Gylfasa)(1981)、巴拉萨(Balassa)(1989)等人认为利率对储蓄的影响是正的，储蓄的利率弹性在0.3-3.4之间。在赖待(Wright)(1967、1969)、韦伯(Weber)(1970、1975)和莫迪利亚尼（Franco Modigliani）(1990)的研究中，发现利率对储蓄的影响是负相关的或者是含混不清的。
我国经济学界有相当一部分观点认为利率对居民储蓄影响很大，而且是正的影响。如谢平(1993)，徐燕(1992)。在徐燕的实证研究中，发现1978-1987年居民储蓄对实际利率变动敏感，实际利率变化会导致储蓄额同方向变化。也有一些研究认为利率对居民储蓄的影响不大。如刘尚希(1992)，张文中、田源(1990)。在张文中、田源的实证分析中，发现1979-1987年实际利率对居民储蓄的系数小于零但不显著，同期利率对城镇居民储蓄的系数大于零。张文斌(1991)对同期居民储蓄的研究也发现实际利率对储蓄的影响较小，相关系数仅0.56，且为负相关。
以上研究虽然针对同一时期的居民储蓄行为，但结论有较大差异。这与研究者使用的方法以及数据不同有关。但无论怎样，说明理论界早已意识到我国储蓄并没有十分完全地遵循“利多多储，利少少储，无利不储，负利减储”的简单逻辑。进一步探索储蓄与利率的关系，从理论上给予透彻解释，无论对于理论还是实践，均有十分重要的意义。
（二）通货膨胀效应
如同利率一样，现实生活中通货膨胀对于储蓄的影响也是多重的，既可能产生收入效应，也可能产生替代效应，或者，无论哪一种效应均不显著。
大量的实证分析显示出不同的结果。安格斯・迪登(Angus Deaton)的研究发现英国70年代高储蓄率伴随高通货膨胀率，未预料的通货膨胀对储蓄产生正效应；莫迪利亚尼(1970)年的研究发现通货膨胀对几个经济共同体成员国的储蓄率产生负效应；艾荷利勃(Aghevlib)等(1970)对41个发展中国家的实证分析发现这种关系为不显著的正效应。张文中、田源(1990)对中国居民储蓄的实证分析发现1950-1978年间，通货膨胀对储蓄的作用为不显著的负效应，1979-1989年为不显著的正效应。
我国经济学界对这一问题的看法也不尽相同。但较多的观点认为，通货膨胀会抑制储蓄。普遍的解释是：当较严重的通货膨胀发生时，人们会提取存款抢购实物，形成储蓄存款增长减慢，甚至形成负增长。显然，这种观点与居民提款购买实物，用实物储蓄代替货币储蓄有关。按照我国狭义的储蓄概念，储蓄仅限货币存款，实物储蓄未列入储蓄范畴，货币存款减少自然意味着储蓄的减少。如果按照广义的储蓄定义，上述观点应当改为：通货膨胀会使储蓄的结构发生变化，储蓄总额及储蓄率不受影响。因为，人们提取存款购买的实物，多为耐用消费品，或需要长时间消费的日用消费品之类，这些实物量的增加均属于储蓄的范畴。
另有一种观点认为，通货膨胀对储蓄的影响比较复杂，取决于通货膨胀对实际收入的影响程度、人们对通货膨胀的心理承受能力以及对通货膨胀的预期等多种因素。当通货膨胀率超过名义收入增长时，实际收入下降。人们为了维持原有生活水平，会降低储蓄。当通货膨胀的速度低于名义收入增长，实际收入保持增长，储蓄率可能不变其至提高。如果人们对通货膨胀的预期低于实际发生的通货膨胀程度，人们将会在较大程度上调整预期，并调整消费和储蓄，使通货膨胀对储蓄产生较大的影响，反之较小。
三、实证分析
在以上理论分析中，主要提及了与本文有关的利率与通货膨胀效应。在以下的分析中，我们将引入收入因素，结合通货膨胀与利率效应一并对我国居民储蓄的增长问题进行分析。
（一）比率分析
1.数据选择。本文选取居民收入（Y）、通货膨胀率（Л）和实际存款利率(R)1978年到2009年的历年数据作为影响居民储蓄（S）变动的因素，分别从整体上及分阶段对影响储蓄各因素的变动情况进行了分析。
（1）居民收入（Y），选取国民总收入作为居民收入的代表变量；
（2）居民储蓄（S），选取历年居民储蓄存款余额作为代表变量；
（3）通货膨胀率（Л），将居民消费价格指数换算成历年通货膨胀率作为该变量的数值
（4）实际存款利率(R)，采用一年期定期存款利率减去通货膨胀率代表该变量；
（5）存贷款利差（T），通过一年定期贷款利率减去存款利率而得。
2.数据分析。从居民角度来看，收入的作用主要是：在通货膨胀率既定的条件下，收入的提高会吸引居民储蓄的增加。从金融机构角度来看，主要是指存款的增长有利于激励金融部门积极揽储，扩大盈利资金的来源。利率的作用主要是：在通货膨胀率既定的条件下，存款利率的提高会吸引居民储蓄的增加。而我国实际存款利率自改革开放以来的数据显示是波动不定的，而且某些年份还出现过负利率。从这一点来看，存款利率对我国居民储蓄的影响是微乎其微的。从金融机构角度来看，主要是指存贷利差的扩大有利于激励金融部门积极揽储。据有关学者的观点，相对于存款利率而言，国际上一般通行的银行存贷利差大约是2个百分点，中国的银行保本利差则需要3个百分点（王晓芳，2000）。我国实际存贷利差1999年以前一直低于3个百分点，在1999年以后才开始大于3个百分点（如表1），如果说利差因素起作用，应该是在1999年以后。而我国居民储蓄在1999年以前及以后却一直在增长，这样看来，我国存贷款利差并不是影响我国居民储蓄的主要因素。通过以上分析可以看出，利率因素不是我国储蓄增加的主要影响因素。
从图2可以看出，通货膨胀率的高低对居民储蓄增长率的影响也是变化不定的。在通货膨胀高的时候，储蓄增长率有增有减，而在通货膨胀率低的时候，储蓄增长率也是有增有减的。似乎通货膨胀率与利率对我国居民储蓄的影响都不是主要的。
（二）协整分析
通过以上分析可以看出，收入对我国居民储蓄的增长有一定的协同效应，实际存款利率与通货膨胀率对我国居民储蓄的影响并无一定的规律性，而是变化不定的。在此，本文对改革开放以来我国居民储蓄的通货膨胀与利率效应进行协整分析。
1.S、Y、Л和R的平稳性检验。本文利用Dickey＆Fuller（1974）提出的ADF检验法对各变量进行单位根检验。ADF检验模型有三种设定模式，选择正确的设定模式十分重要。例如，对一个趋势平稳过程（TSP）来说，如果在单位根检验中选取了含时间趋势的模型设定模式，那么，拒绝单位根的可能性就很小。单整检验结果如下：
由表可知，S、Y、Л和R的水平值均不能在1%（或10%）的水平下拒绝单位根的原假设，表明我国1978―2009年度的S、Y、Л和R均可能是非平稳序列；而其一阶差分在1%（或5%）显著性水平下，ADF检验应拒绝接受的假设，故一阶差分是平稳过程，可进一步检验变量之间的协整性。
2.协整检验。单整检验已经说明，S、Y、Л和R都是非平稳序列，进一步对变量之间的关系进行协整检验，以避免虚假回归。通过VAR模型确定滞后阶数K=1。检验结果可以看出，因为LR=49.07>41.20（1%显著水平），所以分别拒绝零假设，即认为变量S、Л和R之间存在协整关系。因为LR=20.9967
S=0.0873+1.3229Y+0.1830π+0.3485R
（0.1224） （0.0597） （0.0826）
通过协整公式可以看出，在整个样本期间（不考虑其他影响因素的前提下），收入效应对居民储蓄的影响是明显且主要的正向关系，利率效应次之，通货膨胀率虽有正向影响，但是影响效果较弱。可以理解为，当通货膨胀处于温和状态时，居民不但不会提出存款用于购物，反而会因为名义收入增长率快于通货膨胀率等原因增加储蓄。
四、结论与建议
通过分析看出，在不考虑其他因素的情况下，收入是影响我国居民储蓄的重要因素之一，通货膨胀和利率尽管也是影响我国居民储蓄行为的两个因素，但不是主要因素；利率的影响要强于通货膨胀率的影响，而且实际利率与存贷款之差对储蓄均是正相关。鉴于以上分析，对于我国巨额居民储蓄问题，本文提出以下建议：
1.维持城乡居民收入适度增长。随着我国经济的不断发展，我国城乡居民之间，特别是东西部城乡居民及其之间的收入差距在不断扩大，这不利于我国经济的稳定持续发展，也不利于形成合理的储蓄结构。因此需要维持居民收入的适度增长。比如，每年按照上一年的通货膨胀水平适当加一个比例来提高城乡居民的收入，城市居民可以工薪阶层工资的适度增长为标志，乡村居民可以物价提高水平为基准的同时，不断减轻农民经济压力，适当给予补贴或政策优惠；加大支援西部力度，为西部经济的发展提供优越的政策环境，缩小东西部经济发展差距。
2.保持适度通货膨胀水平。在稳定货币供应量的前提下，维护农民利益，减少收费项目，扩大商品供给；打破地方保护主义限制，减少交通关卡，平衡东西南北物资的调运；居民收入水平维持适度增长，力求不低于通货膨胀水平；当通货膨胀水平较高时，严厉打击囤积居奇者；维护金融机构，特别是银行的信誉，严厉打击违规操作，银行资金挪用、偷盗以及相关诈骗活动，提高从业人员的素质；把握好宏观调控工具，适度干预市场失灵现象；严格控制财政赤字，防止雪上加霜。通货膨胀水平保持在一定水平之内，是稳定我国居民储蓄、避免资金大量流出流入的重要因素之一，进而才能维持市场的正常运行。
3.加深利率市场化改革。加快利率市场化的步伐，尽早实现由市场形成利率的机制。让利率的变动来调节储蓄的增减，充分发挥利率对储蓄的正面引导作用，实现社会资金的有效配置与应用；同时，完善对社会资金的监测手段，严厉打击社会游资的对市场操纵行为，维护我国市场的正常运行。
4.完善配套体系建设。积极促进金融工具的创新与引进，增加居民对金融资产的选择种类，形成居民资产的多元化，消化巨额储蓄；改善金融机构信贷环境，逐步完善银行与信用社等金融机构的信贷机制，放宽信贷标准，鼓励居民进行消费信贷，在拉动内需的同时，以便消化巨额储蓄，将大量闲置资金进行有效率的合理配置，避免资金的闲置，消化金融机构的潜在经营风险；适当增加政府的社会保障，科技教育文化等公益性事业支出，在带动居民对科技教育文化等方面消费需求的同时，进一步减轻城乡居民各方面的经济压力，从而形成居民收入对储蓄增长的正面影响作用。
参考文献：
1.王晓芳.中国金融发展问题研究[M].中国金融出版社，2000
2.郭英彤.我国居民预防性储蓄的理论分析与实证检验[D].吉林大学,2006
3.马双.中国居民储蓄率的内生断点分析:1953～2005[J].数量经济技术经济研究,2008(7)
4.杭斌,申春兰.经济发达地区城镇居民预防性储蓄动机研究――基于微观数据的实证分析[J].山西财经大学学报,2009(6)
5.杭斌,郭香俊.基于习惯形成的预防性储蓄――中国城镇居民消费行为的实证分析[J].统计研究,2009(3)
【关键词】城镇居民；储蓄率变化；储蓄函数
中图分类号：F81文献标识码A文章编号1006-0278（2013）06-047-01
一、引言
文章运用1988―2011年省际动态面板数据研究城镇居民储蓄率的决定因素。计量结果表明：城镇样本较好地支持了永久收入假说，生命周期理论。长期收入增长率是居民储蓄率的基本决定因素，高增长是高储蓄的主要原因通过对该模型的经济含义分析可以得出可支配收入率对储蓄率的影响不大，还有利率对储蓄率的影响很小，值得注意的是，模型中的基尼系数对城镇居民的储蓄影响是相当大的。另外，居民储蓄的行为模式、人口年龄结构、社会保障制度、不确定性、信贷约束以及地区差异都是居民储蓄率的重要决定因素，但这些因素对城镇居民储蓄率的影响存在显著差异。
二、文献综述
李焰的研究指出，由于流动性约束以及较低的收入水平，50%以上的居民储蓄是用于未来特定的支出养儿、防老、购房和预防意外事件，居民储蓄的刚性特征致使利率对储蓄并不具有显著的正效应。袁志刚和宋铮认为，市场化改革不仅加大了居民所面临的系统风险，同时也加剧了居民个人所面对的个体风险。他们认为推动储蓄率不断上升的主要力量是不确定性所带来的谨慎储蓄的上升，以及由于流动性约束所造成的居民住房和教育消费水平的缓慢增长。刘建国对农村消费的一项研究表明，由于产权模糊、政府干预以及农业保险制度不健全等原因导致农民收入的不确定性程度大为提高，造成农村地区较低的消费倾向。万广华等先后运用中国1961―1998年度数据以及大样本农户家庭调查资料研究发现，中国居民消费行为在20世纪80年代早期发生了结构性转变，流动性约束型消费者所占比重的上升以及不确定性的增大，造成了中国目前的低消费、高储蓄现象。这些研究主要是从消费函数出发，强调了利率、预防性储蓄、流动性约束和不确定性等因素对居民储蓄的影响，却没有考虑到习惯、经济增长、人口结构和社会保障等因素对储蓄率上升的贡献。
三、理论分析
一个社会的储蓄总量受很多因数的影响，根据经典西方宏观经济学理论，储蓄水平主要受收入因数、利息率、物价水平、收入分配等因数的影响。
收入是决定储蓄的重要因数，收入的变化会直接决定着储蓄的变化。在其他条件不变的情况下，储蓄与可支配收入之间存在着正方向的变化关系，即居民的可支配收入增加，储蓄量增加；个人可支配收入减少，储蓄量减少。可支配收入是指居民户在支付个人所得税之后，余下的全部实际现金收入。在文章中，我们选用当年的收入增长率来考察收入因数对储蓄率的影响。传统经济学认为，在收入即定的条件下，较高的利息率会使储蓄增加。在文章中，我们选用的利息率是根据当年变动月份加权平均后的一年期储蓄存款加权利率。
物价水平会导致居民户的消费倾向的改变，从而也就会改变居民户的储蓄倾向。文章用通货膨胀率来考察物价水平对储蓄率的影响。凯恩斯认为，收入分配的均等化程度越高，社会的平均消费倾向就会越高，社会的储蓄倾向就会越低。在国际上，衡量收入分配平均状况最常用的指数是基尼系数，文章选用的是中国1988年到2011年的各年的城镇居民收入的基尼系数。
在文章中，我们用城镇居民的储蓄率作为被解释变量。计算方法是：储蓄率=当年城镇居民储蓄增量/当年城镇居民总可支配收入。
四、模型设计
我们的模型是：rsave=c+b1*rgpi+b2*i+b3*rcpi+b4*gini+u的形式。
其中，c度量了截距项，它表示在没有收入的时候人们也要花钱消费，储蓄率为负。b1度量了当城镇个人可支配收入率变动1%时，储蓄增长率的变动。b2度量了当利率变动一个单位，其实也就是1%时，储蓄的增量的变动。b3度量了当通AppWinPhone移动终端专用'; htmlFooter += 'WinPhone AppWinPhone移动终端专用'; } 货膨胀率变动一个单位，储蓄增量的变动。b4度量了基尼系数对储蓄率的影响。这也是文章的重点变量。u是随机误差项。我们的模型数据样本为从1988―2011年。
五、结论
从上述模型中我们可以看出：城镇居民的收入增长率变化对居民的储蓄率变化的影响还是比较明显的，储蓄率对收入增长率的弹性为0.314787，在其他条件不变的情况下，居民的收入变化1%，储蓄率同方向变化0.314787%。利率变动对实际的储蓄率变动的影响并不是十分的重要，弹性仅为0.024487。这方面有很多的原因，其中对未来预期的不确定性是一个很重要的原因，尤其是1998年以后，随着住房、医疗、教育等方面的改革，人们的储蓄倾向受预期的影响更大。这方面从人民银行数次通过降息来调整储蓄量，但是效果并不明显也可以看出来。基尼系数对储蓄率的影响非常大，弹性达到了1.145280。这里可以看出，收入分配的均等程度对储蓄的影响非常明显。这是由于收入高的群体的储蓄倾向要明显的高于收入低的群体。
参考文献：
[1]李静.中国居民储蓄率的决定因素-基于1995-2005年省际动态面板数据的分析[J].统计与决策，2006（11）.
关键词？演资金流量表；居民储蓄率；可支配收入
中图分类号？演F832.22 ？眼文献标识码？演A ？眼文章编号？演1673-0461（2013）12-0087-05
近年来，中国过高的储蓄率问题已经成为学术界研究的热点，众多专家学者和政策制定者围绕着中国高储蓄的结构、高储蓄的形成原因以及如何降低过高的储蓄率等问题，展开了深入持久的讨论。进入2007年以后，美国次贷危机引发了全球性金融危机，导致国外需求的减少，中国经济增长受到较大冲击。面对外需不振的形势，中国政府开始把扩大内需、刺激消费作为推动经济平稳较快增长的一项重要措施。刺激消费与降低储蓄是同一个问题的两个方面。因此，进一步理清中国高储蓄率的现实状况并提出具有针对性的解决措施，具有重要的现实意义。本文利用国家统计局2012年最新修订的2000～2009年中国资金流量表的数据，着重对我国居民储蓄率的现状及成因进行分析，以期得出一些新的认识，并提出相应的政策建议。
文章分为四个部分：第一部分是关于居民储蓄率测度问题的讨论；第二部分分析居民储蓄率与国民储蓄率、其他部门储蓄率之间的相互关系；第三部分从国民收入分配的角度分析居民储蓄率攀升的原因；第四部分是结论和政策建议。
一、关于居民储蓄率的测度问题
研究中国居民高储蓄率成因的前提是测度问题，很多研究结论的巨大差异是由居民储蓄率测度方法不同造成的。从已有的文献来看，目前对居民储蓄率的测度方法主要有四种：一是运用国家统计局分城乡的住户调查数据，城镇居民储蓄为城镇居民可支配收入减城镇居民生活消费支出，将其除以城镇居民可支配收入就是城镇居民储蓄率；农村居民储蓄为农村居民纯收入减农村居民生活现金消费支出，将其除以农村居民纯收入就是农村居民储蓄率。Kraay（2000）、Horioka & Wang（2007）的研究就是采用以上的测度方法。第二种方法是利用国家统计局编制的资金流量表数据，将资金流量表中的住户部门总储蓄除以住户部门可支配收入就是居民储蓄率，Kuijs（2005）、何新华、曹永福（2005）、任若恩、覃筱（2006）等人的研究运用了这种测度方法。第三种方法也利用资金流量表数据，稍有不同的是，这种方法将住户部门总储蓄除以住户部门可支配收入定义为居民储蓄倾向，而将住户部门总储蓄除以国民可支配收入定义为居民储蓄率。李扬、殷剑锋（2007）采用了这种定义。第四种方法则是通过估算，将当年居民总财富（包括实物资产和金融资产）的变化量作为居民储蓄，将其除以居民可支配收入即为居民储蓄率，中国人民银行课题组（1999）、Modigliani & Cao （2004）在研究中采用了该方法。
在四种测度方法中，第一种方法中采用住户调查数据同时拥有各省市和分城乡的数据，但其界定的收入和消费的范围偏窄，容易存在低估可支配收入和实际消费的问题；第四种方法则主观随意性较大，估计的准确性很难得到保证。第二和第三种方法的区别在于分母不同，前者的分母是居民部门的可支配收入，后者是用国民可支配收入。根据联合国牵头编制的《国民经济核算体系2008》，其中对储蓄率作出了严谨定义：“储蓄率，尤其是住户部门的储蓄率，是一个很关键的经济变量，通常用各部门的储蓄除以其可支配收入来计算”。① 因此，在本文的研究中，采用第二种定义方法，即用住户部门初次分配和再分配后的余额除以住户部门的可支配收入。
2012年，国家统计局根据财政部提供的全口径财政收支详细资料、国家外汇管理局修订后的国际收支平衡表数据，以及部分交易项目编制方法的调整，系统修订了2000～2008年资金流量表（实物交易），并新公布了2009年资金流量表（实物交易），其中部分历史数据发生了重大变动。我们可以通过下图由中国资金流量表数据计算的居民储蓄率，对未修订和修订后的变动作一简要对比：
通过上图的分析，我们可以明显发现，修订后的居民储蓄率较修订前明显上升，特别是2000～2003年的调整尤其显著，平均上调了近5个百分点。同时，从居民储蓄率的发展趋势来看， 2000年以来中国居民储蓄率一直在稳步上升，特别是发生国际金融危机（2007～2009年）期间，中国居民储蓄率甚至接近40%左右，远高于世界其他国家的水平。通过对修正后的2000～2009年中国资金流量表的分析，有助于进一步深化对中国居民储蓄率的认识，并对以往的研究成果进行重新审视和修正。
二、从国民储蓄结构角度看中国的居民储蓄率
自2005年以来，一些专家学者利用国家统计局定期公布的资金流量表，开展了对中国高储蓄的来源和结构等问题的研究。Kuijs（2005）通过对2001年以前中国资金流量表的分析，发现中国居民部门的储蓄率高于其他国家，同时企业和政府的储蓄率也大幅超过其他国家水平。何新华、曹永福（2005）通过对1992～2001年资金流量表的研究，认为我国居民储蓄率呈现快速下降的态势，国民储蓄率之所以居高不下，主要原因在于企业与政府在国民可支配收入中的比重持续上升以及政府储蓄率过高。国内消费需求不足的主要原因在于居民可支配收入在国民可支配收入中所占比重的持续下滑。李扬、殷剑锋（2007）以1992～2003年中国资金流量表为基础，对居民、企业（包括金融机构部门和非金融企业部门）、政府等3个部门储蓄率的比较分析，发现政府部门储蓄率急剧提高，企业部门储蓄率缓慢上升，而居民部门储蓄率逐步下降。他们认为，居民储蓄率下降的主要原因在于居民部门获得的劳动报酬、财产收入和再分配收入均有所下降。那么，在国家统计局对资金流量表数据进行调整后，这些研究结论是否仍然成立？通过对修订后数据的分析能否为中国居民储蓄率现状提供一些新的认识？本文将对此展开分析。
为了进一步深化对居民储蓄率的认识，我们将从分析国民储蓄的部门构成入手。根据中国资金流量表的编制说明，我国资金流量表（实物交易）将全部经济部门划分为非金融企业、金融机构、政府、住户和国外等五个部门。其中，非金融企业、金融机构、政府、住户等四个部门为国内部门。对于非金融企业部门和金融机构部门而言，他们没有消费支出，其可支配收入就是储蓄。为了便于展开分析，我们将非金融机构部门和金融机构部门合并为一个部门，统称为企业部门。对于住户部门和政府部门而言，他们各自的可支配收入减最终消费就是他们各自的储蓄，将储蓄除以该部门可支配收入便可得到住户部门储蓄率（本文称之为居民储蓄率）和政府储蓄率。我们将企业部门、政府部门和住户部门的储蓄相加的总和称为国民储蓄，国民储蓄与整个国内部门的可支配收入之比就是国民储蓄率。另外，为了更好地分析国民收入分配结构，我们将政府部门储蓄除以国民可支配收入定义为政府储蓄占比，将住户部门储蓄除以国民可支配收入定义为居民储蓄占比，将企业部门储蓄除以国民可支配收入定义为企业储蓄占比。因此，按照以上定义，可得：
部门储蓄占比=部门储蓄率 *部门可支配收入占国民可支配收入的份额
因此，国民储蓄率就等于各部门储蓄占比之和。表1是根据修订后的2000～2009年资金流量表计算的国民储蓄率及各部门储蓄占比情况。
从上表我们可以发现，自2000年以来，我国的国民储蓄率呈现不断上升态势，其中住户部门、政府部门和企业部门的储蓄占国民可支配收入的比重无一下降，呈现出普遍上升的态势。其中，政府部门的储蓄上升尤为明显，自2000年至2009年的10年间，政府储蓄占国民可支配收入的比重上升超过6个百分点，而居民储蓄占比和企业储蓄占比分别上升3个百分点以上。因此，我们认为，中国高储蓄率是居民、企业和政府共同推动的结果，其中政府储蓄的上升最为显著。
下面，我们根据部门储蓄占比的公式，将住户部门、政府部门和企业部门的储蓄占比，分解为部门储蓄率和部门可支配收入在国民可支配收入中的份额（见下表）。
通过上表我们可以发现，自2000年至2009年，我国居民可支配收入占国民可支配收入的份额呈现逐年下降的态势，居民储蓄占比的提高完全是由居民储蓄率的提高带来的。由此可见，虽然中国政府近年来多次提出要刺激居民消费，但实际效果并不理想，一方面居民可支配收入增长低于经济增长速度，导致居民收入占国民可支配收入比重不断下降，另一方面是居民的储蓄倾向不断加强，在短短的十年间居民储蓄率上升了近10个百分点。与此形成鲜明对比的是，政府的储蓄率迅猛上升，从2000年的负储蓄上升到2009年的27%，其主要原因不外乎两点，一是政府财政、税收等收入的大幅增加，这一点从政府可支配收入占国民可支配收入的比重不断上升中可以得到映证；二是政府教育、医疗、卫生等公共支出相对不足。
三、从国民收入分配的角度看中国的居民储蓄率
根据我国资金流量表的编制原理，国民收入核算的起点是各部门的增加值，收入分配可以分为初始分配和再分配两个阶段。对住户部门来说，初次分配收入主要由增加值、劳动报酬净额和财产性收入组成。由于国情特殊性和数据基础薄弱等问题，中国资金流量表中的劳动报酬不仅包括受雇劳动者的劳动报酬，还包括个体经营者的经营净收入和离退休人员的工资收入。因此，为了分析的方便，我们这里所指的住户部门的劳动报酬净额是劳动报酬项来源与运用之差，再减去住户部门生产税净额之后的余值。根据这一定义，住户部门的初次分配总收入就等于住户部门增加值、劳动报酬净额和财产性收入之和。下表是2000～2009年各组成部分占住户部门初次分配总收入比例的变动情况（见下表）。
从上表我们发现，自2000年以来，劳动报酬净额始终是居民初次分配总收入的主要部分，并呈现略有上升的态势。与此同时，增加值所占比例有所下降，财产性收入比例有所上升，但变化不大。由于增加值是由个体经营者在生产过程中创造的价值，增加值比重的下降意味着个体经营者在我国经济中的影响力有所减弱。
下面，我们通过计算各部门在初次分配和再分配过程之后获得的可支配收入在国民可支配总收入中的比重，进一步认识中国居民部门在国民收入分配格局中的状况。表4是我们计算的企业、政府和居民部门在两次分配后获得的可支配收入与国民可支配收入之比。
下表的数据表明，2000年以来的10年间，我国居民部门在国民可支配收入的分配格局中，无论是初次分配还是再分配，均出现了大幅度的下滑，下滑幅度均超过6个百分点。与此形成鲜明对比的是，政府部门和企业部门在国民可支配收入中的比重均有所上升。从收入再分配的情况看，我们可以发现，经过收入再分配后居民部门和企业部门在国民可支配收入中的比重均呈现下降趋势，而政府部门在再分配中的比重进一步上升。
收入再分配主要涉及经常转移项目，下面又分为收入税、社会保险缴款、社会保险福利、社会补助、其他项目转移共5个子项。对政府部门而言，收入税和社会保险缴款是主要的来源项，社会保险福利、社会补助是主要的运用项，其他项目转移一般规模较小。对居民部门来说则正好相反，社会保险福利和社会补助是主要的来源项，收入税和社会保险缴款是主要的运用项。自2000年以来，政府收入税、社会保险缴款的收入不断增加，但社会保险福利、社会补助并未明显增加，导致政府部门在再分配后占国民可支配收入中的比重不断增加。特别是2007～2009年的3年间，政府经过再分配后的可支配收入占国民可支配收入中的比重均提高了近4个百分点。在国际金融危机的大背景下，政府收入不降反增，表明政府公共支出明显不足，很多应该由政府承担的公共服务成本被转嫁到居民身上，这或许是解释居民部门储蓄率不断上升的重要原因。
四、结论和政策建议
通过上述分析，我们可以得出4点结论：
一是自2000年以来，中国居民储蓄率、政府储蓄率和企业储蓄率均呈现逐年上升的态势。这一点显然与何新华、曹永福（2005），李扬、殷剑锋（2007）利用未经修正的资金流量表原始数据得出的结论不同。但政府储蓄率上升速度远高于居民储蓄率和企业储蓄率的事实依然成立。
二是中国居民储蓄在国民可支配收入中的份额呈现上升态势，这种上升是在居民可支配收入占国民可支配收入的比重不断下降的背景下出现的，这意味着中国居民储蓄率更快速度的上升。从这种情况来看，自2007年金融危机以来国家采取有关刺激居民消费的政策并未发挥应有的作用。
三是在国民收入初次分配中，居民部门的主要收入来源是劳动报酬，其在居民部门初次分配总收入中的比重逐步提高，与此同时增加值所占的比重在10年间却下降了近4个百分点，这表明个体经营者群体的影响力逐渐减弱。
四是在收入再分配过程中，由于居民部门的收入税、社会保险缴款不断增加，而社会保险福利、社会补助并未明显增加，导致居民部门在再分配后的可支配收入占国民可支配收入的比重有所降低，与此相对应的则是政府部门在再分配后占国民可支配收入中的比重不断增加。公共支出明显不足是导致居民部门储蓄率上升的重要原因。
针对目前我国居民储蓄率过高的现实情况，我们基于2000～2009年中国资金流量表的分析，提出3点政策建议。
（1）从长远来看，降低居民储蓄率的关键在于提高居民部门收入在国民收入初次分配中的比重。目前，我国政府部门和企业部门在国民收入分配中的比重过高，相当程度上挤占了居民部门的收入增长空间。虽然国家已经将扩大消费作为一项重要政策，但在居民收入增长有限、预期未来存在教育、医疗、养老等刚性支出的情况下，不得不提前进行预防性储蓄。这一点从2007年金融危机以来居民储蓄率不降反升的情况可以得到映证。因此，国家必须采取积极有效的措施，进一步改善收入分配结构，较大幅度地提高劳动报酬，否则刺激消费的愿望难以成为现实。
（2）短期来看，在政府储蓄大幅度增加、公共支出明显不足的情况下，应该进一步发挥财政政策的作用，恢复财政的公共属性，适度增加在教育、医疗、养老、住房保障等方面的公共支出。这一方面可以降低过高的政府储蓄，另一方面也有助于降低居民部门的预防性储蓄，刺激消费增长，从而较好地起到“一石二鸟”的效果。
（3）面对我国居民储蓄率、政府储蓄率和企业储蓄率 “三高”且短期难以根本扭转的形势，国家要进一步理顺储蓄转化为投资的渠道，提高储蓄的利用效率，努力提高储蓄的边际收益。
[注 释]
① 具体内容可参见《System of National Accounts 2008》，Chapter 9：The Use of Income Accounts，Calculating Savings Ratios.
[参考文献]
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[4] Modigliani，F. and L. Cao .The Chinese Saving Puzzle and the Life-Cycle Hypothesis[J].Journal of Economic Literature，2004， 42（1）：145-170.
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[6] 李扬，殷剑锋.中国高储蓄率问题探究——1992-2003年资金流量表的分析[J]. 经济研究，2007（6）.
【关键词】城镇居民储蓄率 多元线性回归 主要影响因素
一、问题的提出和相关的背景
1978年改革开放之后，我国的储蓄率随着国民经济的发展不断地增长，各方面的原因，导致老百姓有钱但是不敢花，尤其是从20世纪90年代之后，我国储蓄率一直保持着高增长率。高储蓄率对我经济的发展可以说有利有弊，高储蓄率一方面为我国经济发展提供了充足的资金来源，可以说，我国能够顺利度过几次全球性经济危机，都是因为非常坚实的资金支持。但是我们不得不承认，高储蓄率严重抑制了消费，造成了内需不足，也是国内流动性过高，这都会严重的制约我国的经济持续发展。尤其是很多发达国家正好相反，处在储蓄率急速下降的时期，这些现象都值得我们去深入研究。我们需要必须要全面分析每个经济体的储蓄率的不同发展时期，不仅分析自身的发展阶段和影响因素，而且要从其他国家的经验中扬长避短，这些对我国制定相应的财政和货币政策都是非常有益的。
二、文献综述
乔虹（2010）认为宏观经济增长和通货膨胀率，人口结构以及快速城市化带来的收入增长是造成中国出现高储蓄率的原因。中国居民的储蓄收各种政策的影响很大，包括社保，医疗和住房福利的搞个，不发达的金融市场以及年龄群体效应。企业的盈利能力的周期性改善也促进中国企业存款进一步增长。而谭晴（2009）基于Eviews对我国城镇居民的储蓄率进行了实证分析，选取了城镇居民收入增长率，一年期利率，基尼系数，通货膨胀率为解释变量，最终得到的模型的结论为收入分配的均等程度对储蓄的影响是非常明显的，但是利率变动对实际的储蓄率变动不是很明显，其中对未来的不确定性是一个很重要的原因，人们的储蓄倾向受预期影响更大。这些研究主要都强调了利率，预防性储蓄，流动性约束和不确定因素对居民储蓄的影响，在下文中更侧重于在社保，收入不平等上的研究。
三、变量选取和分析
一个国家的储蓄总量受到很多因素的影响，比如收入因素，利率，物价水平，收入分配，消费支出，贫富差距等等。在其他条件不变的情况下，储蓄与可支配收入存在正相关的关系，和消费成负相关的关系。在本文中，我们选用了四个典型的因素，城镇居民收入的增长率，一年期储蓄利率，城镇居民的基尼系数，城镇基本养老保险累计结余的增长率。
首先城镇居民收入是目前决定我国储蓄率一个非常重要的因子，中国的老百姓还没有西方人那种信贷消费的观念，所以存钱养老，存钱买房，存钱医疗都是非常常见的。所有这一要素我们列入模型的解释变量。其次是储蓄利率，利率高了，人民获得的利息多了，自然存到银行的钱就多了。需要指出的是，这里的储蓄利率是一年的加权平均后的加权利率。再次是基尼系数，我们知道在收入分配越公平的国家，它的平均消费倾向就越高，也就是平均储蓄倾向越低。所以我们在本文中选择用基尼系数来衡量一国的收入分配情况，基尼系数越小，收入就越平均，基尼系数越大，收入差距就越大。最后是城镇基本养老保险累计结余的增长率，选择这个因素具有比较强的中国特色。如果一个国家的社会福利体系比较健全，在养老医疗失业方面都有好的保障，人们敢消费，没有后顾之忧，那储蓄率自然就高。而现在的中国国情我们可以看到，用于社会保障的政府支出虽然不断在增加，但是相对于发达国家，还是远远不够的。中国人存钱很大一部分都是用于养老养儿，其中存钱养老占很大的比重。养老保险收入中有一部分是现在的年轻人交上去的养老保险金，一部分是政府划拨的。养老保险收入和支出的差可以反映我国现在社保的发展状况。我们列入解释变量。
四、变量的设定及数据处理
（一）变量的设定
本文的样本容量是从1997年～2007年的，其中
Y代表城镇居民储蓄率
X1代表城镇居民可支配收入的增长率
X2代表一年期储蓄率
X3代表城镇居民的基尼系数
X4代表城镇基本养老保险累计结余的增长率
基于以上数据，我们建立模型：
Y=β1+β2×1+β3×2+β4×3+β5×4+μ
β1度量了横截距，它表示在收入为零的时候人们也要花钱消费，也是有生活必需品消费支出的，储蓄为负。
β2度量了当城镇居民储蓄率每增长1%时，居民储蓄率变动的单位数
β3度量了当储蓄利率变动1%时，居民储蓄率变动的单位数
β4度量了基尼系数对储蓄率的影响
β5度量了当城镇基本养老保险累计结余的增长率每变动1%时，居民储蓄率变动的单位
μ是随机误差项
（二）数据处理
（1）首先利用Eviews7.0对表1数据进行对数据的稳定性进行检验，我们采用的是ADF检验。在对原数据进行检验，数据未通过检测，然后进行一阶差分的检验，有如下结果：
说明该组数据经过了所有检验，是一个平稳序列。
（2）利用Eviews7.0对表1数据进行最小二乘估计，输出结果为如下：
①R2=0.695292，拟合优度偏低，但是初步可以通过经济意义的检验，系数的符号符合经济理论。拟合优度偏低的原因可能是在数据上问题，但又有可能是在解释变量选择的时候不是很好。
②多重共线性检验
但是从X1，X4的P值都不通过T检验，可能存在多重共线的性，为了进一步确定是否存在多重共线性，利用Eviews7.0输出结果：
从输出结果上我们可以看出X1和X2存在共线性的可能性，一般解决共线性的办法有两种，一种是剔除一个变量，一个是差分法。此处我们用第一种方法，我们先剔除了X2，之后再进行最小二乘法检验，X3，X4依旧没有通过T检验，于是剔除X1再进行相似检验。最终我们留下X2，X3得到以下结果
最终，多重共线性不存在，F值为14.66321，模型总体显著，同时T检验中X2，X3两个变量的P值为0.0001和0.0133，都小于0.05，所以变量显著，所以模型统计意义上的检验都通过了。
从经济意义上，常数项为负数，即就算没有收入也会有消费支出，符合经济学的意义，X2和X3的系数为正数，表示储蓄率与利率还有基尼系数都有同方向变动的，也符合经济意义。所以得到模型Y=-0.024649+2.626455X2+0.523625X3
（3）异方差性检验
对得到的新模型进行异方差检验，运用WHITE检验，得到输出结果：
结果显示Obs*R-squared的P值有1.814823>0.05，采用的是没有交叉项的检验方法，接受原假设，也就是说该模型不存在异方差性。
（4）自相关性检验
最后得到的新模型的回归分析输出结果中DW值为1.8898≈2。该模型有两个解释变量，样本容量为18，给定的显著性明显，不存在自相关性。
综上所述，最终得到我国城镇居民储蓄存款模型：
Y=-0.024649+2.626455X2+0.523625X3
（-0.572836）（2.805465） （5.303757）
五、模型结论分析
从上面的测算模型中可以得到：一年期储蓄利率每增长一个百分点，我国城镇居民的储蓄率上涨2.626455%，说明了利率上涨会吸引人们把钱存入银行，利率对储蓄的影响还是比较大的，而基尼系数对储蓄率的影响没有那么大，城镇居民基尼系数每增长一个百分点，我国城镇居民储蓄率将上涨0.523625%，高收入群体的储蓄倾向大大超过低收入群体。
六、本模型的不足
本人因掌握的专业知识和时间有限，在模型中是很想证明一下社会保障对居民储蓄率的影响，但是这一变量因为不显著被舍去了，我觉得有悖于理论研究，所以可能在选择社会保障方面的相关数据的时候存在偏差。另外一国的金融市场发达程度，一国是内向型国家还是外向型国家，国民的整体预期都对储蓄率影响很大的因素，但是由于很难选择代表性数据，所以没有列入解释变量，这个也是有待改进的。
七、针对本模型给出几点建议
中国现在所处的高储蓄的阶段，我们知道过低的储蓄和过高的储蓄都会给经济带来很多弊端。而如今的中国从2002年起，经济就有失衡的趋势，低消费，高投资，高储蓄。储蓄率持续率这把双刃剑，走高的后果是带来消费的萎靡，这对经济的持续增长是有很大阻碍作用的。中国应该及时的调整高储蓄的现状，借鉴其他国家的经验，最大限度的避免高储蓄率对经济的冲击。
（一）全面改革金融体系，大力加强消费市场建设，使消费模式多元化
中国应该加快发展资本市场，建立较为健全的投资融资机制，为老百姓提供更为多元的投资模式，改变人民的投资理念和收益观，使居民的钱不是总流向银行。另外要提高各种资产的收益，增加居民收入，扩大居民的财富积累，最终扩大消费者的消费。政府也应该运用各种政策刺激消费点，如在很多商品的购买商提供补贴或降低税收，对低收入人群和农村人口进行各种保障性消费，如保障房，家电下乡等等。对于贷款的限制也应该适当的放宽，使更多的人能够有能力去消费，从而提高整个社会的消费水平。
（二）政府应提高民生支出比重，完善社会保障制度，尽可能的缩小贫富之间的差距
中国政府除了将资本转移给企业之外，更多的是应该通过财政支出加强在医疗养老失业等公共产品的供给，尽快的讲社会保障普及到全体国民，尽可能的较少国民的后顾之忧。通过调节收入，扩大中产阶级范围，提高低收入群体收入，缩小收入差距，从而提高国民的福利水平。继续调整我国的税收制度，通过结构性税制的改革，完善累计税率值，减轻中低收入人群税收，不断对高收入人群加大征税力度，将税收尽可能的用于对于保障性的政策。提高低收入群体的支付能力，降低消费，增加储蓄。
（三）根据我国国情，积极探索适合中国的储蓄改革之路
中国和世界上其他国家虽然在储蓄率的发展进程上有一定的相似之处，但是中国还有很多独有的特点，比如人口基数过大，人民生活质量还不是很高，老龄化不断深化。这就要求我们在改革储蓄的进程中要稳步前进，一定不可以忽视人口的问题。中的人口老龄化不可逆转，而老龄化必然会使储蓄率不断走低，但是如果储蓄率太低，资本不充足也会对我国的持续发展造成影响。因此，我国在探索储蓄率改革的路上一定要从实际出发，适度的进行调整，保证社会的稳定。
参考文献
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关键词：人口年龄结构；财政影响；储蓄率。
一、引 言。
近些年来，中国保持着非常高的国民储蓄率，2008 年的数据已达到 52. 3%，较 1992 年增加 12. 01%。从变化趋势来看，国民储蓄率自 20 世纪 90 年代初期开始有所下降，到 2000 年开始呈现较为明显的递增走势，从 2000 年到 2008 年，国民储蓄率年均增长 3. 92%。根据国家统计局公布的资金流量表可知，居民储蓄率从 2000 年的16. 5% 增加到 2008 年的 22. 49% ，年均增长 4. 08% ; 企业部门储蓄率从 2000 年的 15. 65% 增加到 2008 年的21. 6% ，年均增长 4. 76% ; 政府部门储蓄率从 2000 年的 6. 36% 增加到 2008 年的 8. 21% ，年均增长 5. 87% 。从部门的截面贡献来看，中国的高储蓄率主要是由居民和企业两个部门带动起来，政府储蓄虽然近几年增长迅猛，但所占比例较小。持续高位运行的储蓄率受到了西方国家的责难，在后危机时代中国强劲增长的背景下，一些西方学者抛出了“中国经济责任论”和“储蓄国责任论”，由此引发了又一轮讨论中国高储蓄率问题的热潮。中国的储蓄率为什么这么高？ 学术界就这个问题给予了不同视角的解释，如人口结构因素［1］［2］［3］［4］［5］、经济增长因素［6］［7］、预防性储蓄［8］［9］［10］［11］［12］、男女比例失衡［13］、部门贡献角度的分析［14］［15］等。
Kraay（ 2000） 通过实证分析，表明未来收入增长率与食品占家庭消费支出之比均对农村居民储蓄率有负向影响，而人口抚养比和未来收入的不确定性却未对其构成影响。［1］Modigliani 和 Cao（ 2004） 运用时间序列数据研究表明，人口抚养比、经济增长率与通货膨胀率这些变量均对居民储蓄率有明显的正向影响。［2］由此看来，Kraay（ 2000） 与 Modigliani ＆ Cao（ 2004） 在人口抚养比对居民储蓄率影响的结论是不一致的。Horioka 和 Wan（ 2007） 在上两篇文献的基础上重新对中国储蓄率的影响因素做了深入分析，结果表明： （ 1） 收入增长率对居民储蓄率的影响为正，且系数较为显著。（ 2） 人口年龄结构对储蓄率并未产生明显的影响。［3］在较近的国内文献中，杨继军（ 2009） 和汪伟（ 2009） 的研究较具代表性。杨继军（ 2009） 研究表明，经济增长率对储蓄率有正向影响，且系数显著； 人口抚养比对储蓄率有负向影响，且人口抚养比每下降 1 个百分点，储蓄率就增加 0. 124 个百分点； 由于人口抚养比的弹性远大于经济增长率的弹性，故人口抚养比是决定储蓄率的主要因素。［4］汪伟（ 2009） 通过实证检验发现，中国的高储蓄率主要是由两个急剧转变的政策共同作用所致： （ 1） 是从 20世纪 70 年代后期实施的改革开放，以 1978 年为界，人均收入增长率的均值由 1953—1977 年的 5. 5% 上升到1978—2006 年的 9. 6% ，经济增长率与储蓄率的变动基本一致。（ 2） 是人口政策的转变，20 世纪 70 年代我国开始实行计划生育政策，这对储蓄率的积累产生了巨大影响，这一转变使得中国迅速实现了人口转型，并通过“人口红利”的集中释放带来高储蓄。经济增长与劳动年龄人口的大幅增加互相影响，又进一步提高了储蓄率。［5］。
中国人口年龄结构与高储蓄率的关系到底是怎样的？ 图 1 描述了 1995—2008 年期间国民储蓄率与总人口抚养比的变动关系，根据该图可知，2000 年是这一变化的转折年份，Kraay（ 2000） 与 Modigliani ＆ Cao（ 2004） 在人口抚养比方面的矛盾性可能与他们的数据区间不同有关，同时根据该图可知，杨继军（ 2009） 对 2002—2007 年短期的分析是合理的，即人口抚养比与储蓄率呈现了负向关系。另外，由图2 和图3 可知，人口年龄结构与居民储蓄率的关系有着明显的城乡差异，特别是在城镇地区，杨继军（ 2009） 的结论“人口抚养比对储蓄率有负向影响”在这里被分解为，少儿抚养比对储蓄率有负向影响，而老年抚养比对储蓄率却有着正向影响。为了更为全面的考察这二者的关系，本文借鉴 Horioka 和 Wan（ 2007） 的研究方法，同时考察少儿抚养比和老年抚养比对储蓄率的影响关系，特别关注 2000 年以后的数据特点。另外，我国是一个由计划经济向市场经济转型的国家，在这个转型过程中，财政手段的影响举足轻重，例如税收与财政支出会影响消费、投资与进出口，因此居民储蓄就会因这种影响而发生波动，从这个角度讲，财政政策特别是税收规模或支出规模就会直接或间接地影响储蓄率。基于上述原因，本文引入财政政策这一变量，来进一步考察人口年龄结构与居民储蓄率的关系，以及财政政策所带来的影响。
二、变量、数据与方法。
由于本文要考察人口年龄结构对居民储蓄率的影响，同时纳入财政政策，故被解释变量分别选择城镇居民储蓄率（ saving rate of city） 和农村居民储蓄率（ saving rate of rural） ，以区分城乡差别的特点。在解释变量里面，我们首先选择人口抚养比作为人口年龄结构的衡量指标，依据 Horioka 和 Wan（ 2007） 具体选用少儿抚养比（ young_fos-ter） 和老年抚养比（ old_foster） ，以考察不同非劳动年龄抚养比的差别，这里少儿抚养比是指某一地区中少年儿童人口数与劳动年龄人口数之比，通常用百分比表示，以反映每 100 名劳动年龄人口要负担多少名少年儿童。老年抚养比是指某一地区中老年人口数与劳动年龄人口数之比，用以表明每 100 名劳动年龄人口要负担多少名老年人，老年人口抚养比是从经济角度反映人口老化社会后果的指标之一。其次，我们选择政府收入占 GDP 之比（ rev_rate） 和政府支出占 GDP 之比（ sp_rate） ，以反映政府财政政策对储蓄率的影响。以上解释变量为核心变量，在此基础上引入其他控制变量 X，计量模型如下：
saving rate of city = a1 × young_foster + b1 × old_foster + c1 × rev_rate + d1 × sp_rate + M1 × X + e1.
saving rate of rural = a2 × young_foster + b2 × old_foster + c2 × rev_rate + d2 × sp_rate + M2 × X + e2.
在控制变量的选择方面，首先，根据发展经济学的观点，一国在工业化的过程中应该有必要的储蓄率保证，因此这里引入 GDP 增长率（ gdp_growth_rate） ; 其次，由于我国是一个转型国家，故应该纳入表征转型特点的指标，故引入第三产业比重（ third_ratio） 和二三产业比（ trans_rate） 以控制转型国家数据模型的稳健性； 再次，从微观角度来看，居民储蓄率同人口自然增长率有着一定的关系，故这里引入人口自然增长率（ natural_rate） ; 此外，不同地区城市化水平有着明显的差异，这里将纳入城市化指标（ urban_rate） ，具体使用地区城市人口占地区总人口比重来测度。
以上变量所需数据均来源于 CEIC 数据库以及《中国统计年鉴》，数据区间为 1999—2009 年，原因是： （ 1） 由于本文考察财政政策影响，受个别省份的财政收支数据的限制，省际财政收入与财政支出从1999 年开始有完整的统计数据，从而保证了 31 个省市自治区的完整度。（ 2） Modigliani 和 Cao（ 2004） 等文献主要考察了 2000 年以前的情形，这里为了对比其结论的代表性以考察2000 年以后的情形为主。（ 3） 根据图2 和图3 可知，分析2000 年以后的数据特点更能揭示出人口年龄结构与中国高储蓄率的真实相关性。
本文使用 31 个省市自治区的面板数据来考察人口年龄结构对储蓄率的影响，在这个影响机制中，特别引入了财政收支比重，以分析当财政政策发生变化时，人口年龄结构的储蓄效应是否受到明显的影响。具体而言，根据杨继军（ 2009） 的结论，人口抚养比对储蓄率有负向影响，这个由图 1 就可看出，但再观察图 2 和图 3 就会发现，少儿抚养比与老年抚养比的储蓄效应是截然相反的，并且这个特点在城镇地区极为明显，那么这个差异是否与财政政策的变化有关联？ 不同地区的地方财政情况有明显的差异，因此本文再引入省际财政收支比重，以考察财政手段是否构成对“非劳动年龄抚养比的城乡储蓄效应”这一传导机制的影响。
三、实证结果与分析。
我们使用省际面板数据来考察人口年龄结构、财政影响与储蓄率的关系，根据 Hausman 检验，本文只报告固定效应，结果如表 1 所示。
模型（ 1） 和（ 2） 为基本回归方程，意在分别考察忽略财政政策时的少儿抚养比与老年抚养比对城镇和农村居民储蓄率的影响。然后引入控制变量： GDP 增长率、第三产业比重、二三产业比、人口自然增长率以及城市化水平五个指标，同时引入财政收入比重与财政支出比重，形成模型（ 3） 和模型（ 4） ，以考察两种抚养比，以及财政政策调整对城镇居民和农村居民储蓄率的影响。进一步地，本文通过引入财政收入比重与少儿抚养比、财政收入比重与老年抚养比、财政支出比重与少儿抚养比、财政支出比重与老年抚养比的交叉项来考察财政政策影响的强弱，针对城镇居民与农村居民储蓄率分别形成模型（ 5） 、（ 6） 、（ 7） 和（ 8） ，并且计算财政收支规模的最优门限值，为后面的财政收支区间分析作准备。
根据模型（ 1） 和（ 2） 可知，少儿抚养比与老年抚养比对城乡居民储蓄率的影响系数均非常显著，少儿抚养比对城镇居民储蓄率的影响为负，而老年抚养比对城镇居民储蓄率的影响为正，两种抚养比的储蓄效应形成巨大反差，这与图 2 所显示的特点是一致的； 少儿抚养比对农村居民储蓄率的影响为正，而老年抚养比对农村居民储蓄率的影响为负，这个情况刚好与城镇居民储蓄率相反，这说明人口抚养比的储蓄效应存在明显的城乡差异。
为了稳健性起见，模型（ 3） 和（ 4） 引入财政收入比重与财政支出比重，同时加入了 5 个控制变量，少儿抚养比对城镇居民储蓄率的影响系数由原来的 －0. 472 增加至 －0. 276，老年抚养比对城镇居民储蓄率的影响系数由原来的 0. 602 减小至 0. 575; 少儿抚养比对农村居民储蓄率的影响系数由原来的 0. 373 增加至 0. 51，老年抚养比对农村居民储蓄率的影响系数由原来的 －0. 559 减少至 －0. 781。数据虽有少许变化，但总体上仍在 1%的水平上显著，且与原来的影响方向一致，说明人口抚养比对城乡居民储蓄率的影响作用是稳健的，这与 Horioka 和 Wan（ 2007） 的分析结果相反。当引入控制变量后，在影响城乡居民储蓄率的几个因素中，最为突出的是二三产业比，它对城镇居民储蓄率与农村居民储蓄率的影响系数分别为 8. 81 和 6. 85，前者在 1%的显著水平上通过检验，后者在 10%的显著水平上通过检验，其次是少儿抚养比与老年抚养比。这说明影响城乡储蓄率的主要因素是二三产业比，它衡量了不同地区的转型特点对储蓄率的积累特性，其中的第三产业比重在城镇居民储蓄率的影响中系数较为显著，但在农村居民储蓄率的影响中并不显著，由此可知二三产业比更适合控制转型特征。在模型中，GDP增长率在城镇方面通过了显著性检验，而农村方面却未通过检验，为此我们对模型（ 3） 和（ 4） 做了 GLS 回归，结果表明，该系数的 t 值概率分别为 0. 509 和0. 031，城镇居民方面未通过检验，而农村居民方面却较为显著，这个城乡差异不足以说明 GDP 增长率对储蓄率的影响，这与 Horioka 和 Wan（ 2007） 的结论相反。城市化水平对城镇居民储蓄率的影响系数较为显著，而对农村居民储蓄率的影响系数却不显著，这说明，城市化的储蓄效应只在城镇地区较为明显，而在农村地区不明显，这个结论也是显而易见的。
考虑财政政策影响的情况，城镇储蓄率方面，引入的财政收入系数为 0. 644，财政支出系数为 －0. 706，两个系数均在 1%的水平上显著，易见收入规模的扩张有利于城镇居民储蓄率的增加，而支出规模的扩张却会导致储蓄率的下降，且幅度较大。农村储蓄率方面，少儿抚养比与老年抚养比的系数也较为显著，系数正负与模型（ 2） 和（ 4） 一致，在引入的 5 个控制变量中，只有二三产业比和人口自然增长率通过了显著性检验，引入的财政收入系数为 －0. 415，而财政支出系数为 0. 748，容易发现这与城镇储蓄率的情形正好相反。根据模型（ 3） 和（ 4） 可知，引入财政收支比重后，少儿抚养比与老年抚养比对城乡储蓄率的解释力度仍较强，同时财政收支对城乡储蓄率的影响也存在着明显的城乡差异。
下面通过引入财政收入比重与少儿抚养比、财政收入比重与老年抚养比、财政支出比重与少儿抚养比、财政支出比重与老年抚养比的交叉项来考察财政政策影响的强弱，由此分别形成模型（ 5） 、（ 6） 、（ 7） 和（ 8） ，根据我们计算的财政收支规模门限值可得到表 2 和表 3，通过分析不同的财政收支区间来反映抚养比对城乡储蓄率的影响。
根据表 2 可知，随着税收规模的不断增加，少儿抚养比对城镇居民储蓄率的影响是先减小后增大，最优税收规模为 46. 5%，而对农村居民储蓄率的影响是先增大后减小，最优税收规模为 71. 3%，城乡储蓄率存在着相反的特点。随着支出规模的增加，少儿抚养比只对城镇居民储蓄率有影响，且影响是先减小后增大，最优支出规模为39. 9% ，而对农村居民储蓄率没有影响。剔除西藏数据后，省际财政收入比重的均值为 19. 11，标准差为 7. 57，最小值为 8. 51，最大值为 55. 76，平均来看，财政收入比重没有超过 46. 5%，故验证了图 2 中少儿抚养比对城镇居民储蓄率的负向影响。类似的，农村居民储蓄率的最优税收规模为 39. 9%，而省际财政收入比重的均值为 19. 11%，也未超过这个门限值，故验证了图 2 中少儿抚养比对农村居民储蓄率的正向影响。省际财政支出比重的均值为16. 01，标准差为 6. 42，最小值 6. 3，最大值 45. 02，平均来看，财政支出比重远超过门限值 8. 6% ，故验证了表 1 中老年抚养比对农村储蓄率的系数值 －0. 559。
根据表 3 可知，随着税收规模的增加，老年抚养比只对农村居民储蓄率有影响，且影响是先增大后减小，最优税收规模为 8. 4%，而对城镇居民储蓄率没有影响。随着支出规模的增加，老年抚养比也只对农村居民储蓄率有影响，且影响是先增大后减小，最优支出规模为 8. 6%，而对城镇居民储蓄率无影响。
从表 2 和表 3 可知，人口年龄结构对城乡居民储蓄率的影响不是简单的单向关系，而是受到财政收支规模的制约，不同的税收规模与支出规模可能对应着相反的储蓄率效应。另外，人口抚养比对储蓄率的影响也存在着明显的城乡差别。
一般来讲，人口老龄化会影响居民储蓄率，其原因如下： （ 1） 在经济领域，老龄化会对消费、储蓄、投资、税收等发生冲击，在公共政策的视角下，仅仅依靠调节人口政策或某一部门的政策都不足以全面应对老龄化问题。［17］在这个宏观系统的调整过程中，财政政策的作用直接或间接地平衡着储蓄与消费的互动，比如财政支出尤其是消费性支出（ 如中国政府部门的三公消费） 的增加通过挤出效应使得居民消费减少，从而改变了居民的储蓄水平。（ 2）根据莫迪利安尼的研究，随着年龄的增大，居民在年轻时会多储蓄而到年老时就会拿出储蓄部分来消费，因此人口老龄化的加剧应使得居民储蓄率不断下降。（ 3） 人口老龄化过程导致了劳动力年龄结构的老化，劳动力年龄人口的中位数大幅增加，劳动力供给减少，收入就会随之减少，因而储蓄也相应减少。［18］。
但是，根据中国数据的测算，结合表 1 可知，人口年龄结构的老龄化趋势使得城镇居民储蓄率不断增大，而使农村居民储蓄率不断减小，可能的解释如下： （ 1） 我国养老保障制度的二元结构。我国现有的养老保障制度设计是以城镇职工为主，对城镇职工实行社会养老保障，即个人、企业和政府三方责任共担的企业职工基本养老保险制度。近年来，我国各地积极探索农村养老保障制度改革，但由于没有统一的指导性文件，各地区改革在制度和标准上都不统一，农村社会养老保险的“碎片化”趋势较为严重。目前全国 31 个省（ 市、自治区） 的农村养老保险共有 1900 多个县级统筹单位，标准大多是“一地一策”，这样导致的结果是，不仅正在试点的新农保制度互不相同，即使是一地的农村社会养老保险也同时存在多种制度。另外，没有纳入试点的农村居民仍然只能依靠个人养老方式。从这个角度看，农村养老保障制度在各方面仍远不如城镇养老保障制度完善，这样的城乡二元结构保障制度使得城镇老龄人口每月能得到一定数量的养老金，这在一定程度上保证了老年人的收入不减，近年来政府又提高了养老金的支付额度，使得城镇老年人的腰包越来越鼓，故其储蓄份额有所增加，但农村地区的养老保障制度仍未完善，出现的问题也较多，故农村居民在收入保障上远远不如城镇居民。（ 2） 劳动力年龄结构的老化。人口老龄化促使劳动力年龄结构的老化，这在城乡都是一致的，但城乡就业岗位性质的差别在于，城镇地区的岗位多以脑力劳动为主，而农村地区的岗位多以体力劳动为主（ 相对而言） ，这就使得城镇老年人仍可以有机会或有时间继续工作，以获得薪金收入。而农村老年人就会因身体的原因而走下岗位，收入也随之减少。这样的结果导致城镇老年人仍有一定量的收入储蓄起来，而农村老年人就失去了储蓄的重要来源，因而农村储蓄率必然下降。（ 3） 财政政策的影响。我国的财政政策主要体现为城市偏向性的财政政策，［19］因而较容易地导致城乡收入差距，例如社会保障支出较多地使城镇老年人受益，而使农村老年人得益甚少。表 3 却明确说明了人口老龄化的储蓄效应只在农村地区受到财政政策的影响，在城市地区却无影响，可见财政压力对农村老年人的影响更大，财政收支比重稍微增加一点，农村老年人的收入就可能减少，这就影响到其储蓄水平。
关于少儿抚养比的储蓄效应，可能的解释是，少儿年龄人口不具备劳动能力，因而没有收入来源，少儿抚养比的增加使得社会负储蓄增加，以提供足够的经济能力抚养少儿年龄人口。然而，少儿抚养比对储蓄率的影响在城乡之间有着明显的反差，其原因可能是： （ 1） 抚养小孩成本的城乡差异。一般认为，小孩需要抚养的阶段是指从一个孩子的出生直到其具备独立的生存能力。抚养一个小孩需要的成本包括产前费用、生产费用、衣食住行、医疗费用、教育费用，以及其他不可预期的费用，而我国城乡地区在这些成本支出项目上都存在着明显的差距。据研究，城镇居民基本生活线为 5942. 86 元，而农村居民基本生活线为 1968. 01 元，后者仅相当于前者的 33. 12%。［20］这说明农村整体上的消费水平都远低于城镇，城镇的高消费水平使得城镇家庭抚养小孩的开销大大增加，从而可储蓄的部分就会相应地减少。而农村因其较低的消费水平而较小地影响其储蓄能力，但农村居民储蓄率的储蓄效应系数为正数，也就是说，小孩数量的增加反而会提高农村家庭储蓄水平。我们给出的解释是，在农村一直都有养儿防老的传统，所以农村家庭小孩多（ 尤其是男孩） 的父母就会进行预防性储蓄，以保证自己老了有人所养。
（ 2） 财政政策影响。一方面，财政收入的增加，如所得税或消费税的调整，很容易使城镇劳动者的收入发生改变，而这却较小地影响到农村劳动者，因而抚养小孩数量明显会造成城乡家庭储蓄的巨大差异； 另一方面，财政支出所具有的挤出效应（ 主要是消费性支出的挤出效应） 会影响到城镇居民而不会影响农村居民，因而少儿抚养比对城镇居民储蓄率的影响受到财政支出挤出效应比较大，而对农村居民储蓄率则不会产生影响。
四、结论性评述。
本文以 1999—2009 年的省际面板数据为样本，对人口年龄结构、财政政策与高储蓄率的关系进行了分析，结果表明： （ 1） 影响我国高储蓄率的主要因素不是人口的年龄结构，而是经济体的转型特征，产业结构的调整从宏观角度改变了拉动经济的投资消费比例，从而传递到居民部门，影响其储蓄行为。（ 2） 人口年龄结构对我国储蓄率的影响存在着明显的城乡差异，其中少儿抚养比对城镇居民储蓄率的影响为负，而对农村居民储蓄率的影响为正； 老年抚养比对城镇居民储蓄率的影响为正，而对农村居民储蓄率的影响为负。（ 3） 财政收支比重对城乡居民储蓄率的影响也存在着明显的差异，税收规模对城镇居民储蓄率的影响为正，而对农村居民储蓄率的影响为负；支出规模对城镇居民储蓄率的影响为负，而对农村居民储蓄率的影响为正。
中国从 1978 年改革开放到现在，经济体的运行具有明显的转型特征，这个特征不仅体现在产业结构调整上，而且也体现在微观层面上，加之20 世纪70 年代实行的计划生育政策，又改变了中国的人口年龄结构，这在很大程度上配合了转型调整所带来的储蓄效应。在这个过程中，财政政策通过宏观层面对经济进行干预，使得城乡居民的收入与消费行为发生改变，进一步影响到储蓄能力。从以上原因来讲，我国高储蓄率的发生有其必然性和合理性。然而根据发展经济学的观点，经济的发展将伴随着储蓄的减少，但就现状而言，中国是世界上最大的发展中国家，中国仍处于并将长期处于社会主义初级阶段，不能单凭改革开放后中国经济总量快速的增长而忽视中国发展阶段的实质。随着中国人口老龄化的不断加深，人口红利的优势将逐渐释放直至消失，在此过程中国家调控的方向应是以优化产业结构、转变经济增长方式、加快人力资本积累等途径为主，这些措施虽然看似较为传统，但考虑到中国高储蓄这个发展特点，它们的实施对促进中国经济增长与发展仍具有重要的意义。
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关键词：初次分配；消费率；可支配收入；预防性储蓄
中图分类号：F124.7文献标识码：A文章编号：1008-2670（2013）06-0070-06
一、消费率概念的界定
按支出法核算，GDP分为消费、投资、净出口和政府购买四个部分。消费率（Consumption Rate）又称最终消费率，一般是指在一定时期内（通常为1年）一个国家（地区）最终消费（用于居民个人消费和社会消费的总额）占国内生产总值（GDP）的比重；其中居民消费率是指居民消费在GDP中所占的比重。消费是生产的最终目的，是刺激生产的主要动力，研究分析居民消费率可以判断一个国家（地区）消费需求的态势，进而考察国民经济是否可持续增长，在宏观经济研究中具有重要意义 。
居民消费率可表示为：C’=C1GDP=Y1GDP×C1Y，其中C’代表居民消费率，C代表居民消费，Y代表居民收入。
从公式中可以看出，居民消费率的大小与居民边际消费倾向、居民可支配收入及GDP有关。居民可支配收入是在收入中扣除所得税及个人缴纳的社会保障支出后的部分。当GDP一定时，居民消费率取决于居民边际消费倾向和居民可支配收入。
二、居民消费率持续偏低现状分析
改革开放以来，我国经济以年均9.4%的高速增长，成为世界经济发展的重要推动力。然而在拉动国民经济增长的三驾马车中，更多依赖的是投资与出口，消费贡献率偏低，尤其是居民消费率自2000年以来不断降低。无论是从纵向还是横向比较来看，我国的居民消费率均处于偏低水平。
1.国内比较。从时间维度看，当前居民消费率降至了改革开放以来的最低水平。20世纪80年代，我国的居民消费率曾经达到51.6%，进入90年代后经历了1993-1994年的下滑后持续走高，平均水平维持在46%左右。进入新世纪，经历了2000年46.4%的高点位后，一直处于下降状态，2010年居民消费率低至33.8%，为改革开放以来的最低水平。
图11990-2011年最终消费率
数据来源：根据中国宏观经济学会中宏统计数据库数据（2012年）整理绘制。下同。
从消费主体来看，我国的最终消费是由政府消费和居民消费构成的。从图1可以发现1990-2011年间，在最终消费率、居民消费率下降的同时，政府消费率并未伴随下降。90年代政府消费率的最高点出现在1992年，达15.2%；2000年政府消费率达到15.9%，2001年为16.1%，之后有所下降，但波动维持在13.11%-16.35%之间，平均水平在14.2%左右。由图1可以看出，居民消费率持续走低拉动了我国最终消费率的持续下降，政府消费支出与之关系不大。
2.国际比较。与世界各国相比，目前居民消费率全球平均水平为61.5%，低收入国家平均达到75%，高收入国家达到62%，中等收入国家平均为57.5%[1]，金砖国家居民消费率巴西为64.2%、印度63.2%、南非56.9%、俄罗斯51.3%。与我国具有共同东亚文化的日本和韩国，与我国同样具有较高的储蓄率，其居民消费率却维持在 50%以上。目前我国居民消费率不仅低于美、日等发达国家人均 GDP3000美元时的水平，而且低于当前世界同等发展水平国家的平均水平，低于近50年来世界各国的平均水平[2]。
三、居民消费率下降的影响因素分析
关于影响居民消费率的因素，国内外学者从不同角度进行了大量的研究。国外学者从宏观经济角度提出的消费理论有绝对收入假说（Keynes）、相对收入假说（Duesenberry）、持久收入假说（Friedman）及生命周期假说（Modigliani等）。国内学者的研究基本可以归结为两个原因：一是“没钱花”，以收入分配不均来说明居民可支配收入不足而无钱消费；二是“不敢花”，以居民消费倾向来说明居民消费低迷。本文在国内外学者研究的基础上，基于初次分配视角，从居民消费率的基本概念出发将影响居民消费率的因素解构为Y1GDP与C1Y，即居民可支配收入占GDP的比重与居民消费倾向。
（一）居民可支配收入
居民可支配收入决定了居民是否有钱可花。一些学者认为居民收入分配不均、绝大多数居民处于中低收入状态，其消费需求偏低形成了消费不振的局面。许永兵等[3]学者对此持否定态度，理由是80年代以来收入分配差距一直在扩大，但是居民消费率在近年才快速下降。收入差距是国民收入在一定居民部门内部的分配不均。从国民收入初次分配格局角度，影响消费率的根本因素是居民可支配收入在国民收入中所占的比重，即国民收入在居民、企业、政府之间的分配比例，而不是居民部门内部的收入差距。
《中国统计年鉴》资金流量表（实物交易）中列出居民可支配收入主要来自劳动报酬（工资及工资性收入、单位社会保险付款）、财产收入（利息、红利、土地租金及其他）及增加值。从图2中可以看出，90年代以来城镇居民人均可支配收入总量处于持续增长状态。
在人均可支配收入总量持续增长的背景下，为什么还会出现居民消费率持续下降？“从相对增长速度来看，2000-2010 年城镇居民可支配收入年均增长11.8%，农村居民可支配收入年均增长10.1%。而同期我国财政收入年均增长达20%， 企业利润年均增长近30%。居民收入增长速度远远落后于政府财政收入和企业利润的增长速度”[4]。收入分配向政府、资本所有者倾斜，政府、企业从初次分配中分享的比例较高，居民收入比例减少造成了居民消费不振。因此研究居民“没钱花”不能仅看到可支配收入的总量变化，需要研究可支配收入在GDP中的占比情况的相对变化。
1.劳动报酬占比。居民劳动报酬占比在1992-2008年间处于波动下降趋势。从表1中，我们可以看到：劳动报酬净额占比呈下降趋势。以2000年为界，之前的8年居民获得的劳动报酬净额占国民收入比重下降，伴随的是企业支付的劳动报酬净额占比下降，可以说企业支付的劳动报酬净额的占比下降造成了居民劳动报酬净额占比下降；之后的8年则与政府支付劳动报酬净额占比下降有关，政府支付的劳动报酬净额占比降低导致了居民劳动报酬净额占比下降。
白重恩指出劳动报酬占比降低有三个方面的原因：一是结构转型，他假设农业、建筑业、工业和第三产业的劳动报酬分别为90%、70%、50%，总的劳动报酬是90%、70%、50%的加权平均；由于结构转型，农业所占比例越来越小，工业和第三产业所占比例越来越大，结果造成劳动报酬占比降低；二是企业所有制改革，国有企业中的劳动者报酬占比相对较高，伴随国有企业的份额越来越少，更多的企业以非国有形式出现，造成劳动者报酬占比降低；三是垄断企业中劳动报酬与丰厚的利润比较占比降低。[5]
2.财产收入占比。我国居民财产性收入占比也处于下降状态。从表1中可以看到：1992年居民财产性收入占比为4.55%，至2008年下降为2.35%；2011年上升为2.83%。居民财产性收入中主要部分是利息收入。一方面居民投资理财渠道较少，大多数居民习惯于采用储蓄方式理财；另一方面我国利率市场化改革不到位，目前只有贷款利率实现了市场化改革，而存款利率市场化改革远未实现。居民存款利息率偏低，直接影响了居民的财产性收入。来自企业的红利收入占比极小，如前所述，企业利润增长远远超过居民收入增长速度，居民没能分享企业利润增长带来的福祉。
以上分析说明，现阶段我国居民参与初次分配所获取的劳动报酬和财产性收入占比下降，导致居民可支配收入的相对减少。这是居民“没钱花”、消费不振的主要原因。杨天宇[6]在分析国民收入分配格局对居民消费的扩张效应时提出假设用2000年的劳动报酬占比、财产性收入占比以2010年的GDP 水平估算，大致可以增加3.32万亿元居民收入，按照2008年的储蓄率、消费率计算，可以增加2.01万亿元的居民消费，扩张效应非常显著。
（二）居民消费倾向
消费倾向是指居民消费在可支配收入中所占的比重，即C1Y。消费倾向与居民的消费（储蓄）偏好、对未来的预期、收入分配差距、政府政策等有关。消费倾向说明居民敢不敢花钱的问题。
1.储蓄率。居民对储蓄的偏好影响居民消费。储蓄率（S/Y）与消费率（C/Y）存在此消彼长的函数关系，且S1Y+C1Y=1。从理论上讲，消费率的下降是由于储蓄率上升。近年来居民消费率持续下降是否与居民储蓄率的连续增加有关？尽管从90年代以来我国总体储蓄呈上升状态且维持在较高水平上（到2009年我国储蓄率排名世界第一），但是居民储蓄率却逐年降低，李扬等[7]、何新华等[8]均研究提出近年来居民储蓄率呈现快速下降趋势，企业储蓄和政府储蓄增加推高了总体储蓄率，尤其是政府储蓄的比重由1992年的14.6%上升为2007年的21%，更是起到了推波助澜的作用。
居民储蓄率快速下降过程中还呈现出与经济周期性的变化有关的周期性波动。李扬等[7]分别考察了1992年以来的居民储蓄率，发现居民储蓄率波动符合持久收入假说特征，即经济高涨时期居民现期收入超过持久收入水平，保证既有的生活消费后还有结余，因而储蓄率提高，经济滑坡时期居民收入低于持久收入水平，维持现有生活消费后的结余减少，储蓄率降低。如1998-2002、2008-2010年居民储蓄率较低，2003-2007年居民储蓄率较高，这种以持久收入为基准的储蓄率具有明显的顺周期特征。
居民储蓄率呈周期性波动且逐年降低，可以推断，居民消费率下降与居民储蓄率几乎没有关系。那么同时消费率也呈现下降趋势的原因何在？
图4中国部分年份储蓄率与经济增长率[9]
2.预防性储蓄。居民对未来的预期影响预防性储蓄。传统的消费理论是在未来确定的情况下分析储蓄、消费与收入之间的关系。Leland预防性储蓄假说则发现在未来不确定情况下居民一般会增加储蓄，以预防未来收入的下降。宋铮分析未来收入的不确定包括个人情况的不确定性（个人风险）和宏观经济运行情况的不确定性（系统风险）。计划经济体制下，这两种风险都比较小[10]。我国在由计划经济体制向市场经济体制的转变过程中，制度变迁增加了未来的不确定性。未来的不确定性削弱了利率变动对消费的刺激作用，使居民消费变得更加谨慎。“未来的风险越大，预期未来消费的边际效用越大，越能吸引居民储蓄，把更多的财富转移到未来进行消费”[11]。在社会保障体系不完善的条件下，20世纪90年代末以来的教育、住房、医疗等体制改革，增加了居民对未来预期的不确定性，使得居民用于子女教育、住房、医疗、养老等方面的预防性储蓄高速增长。预防性储蓄增加挤占了现期居民消费，居民有钱不敢花，造成居民消费率下降。
此外，邢文庆等[2]利用实证研究还说明了居民消费倾向与劳动报酬占GDP比重具有因果关系：劳动报酬占比每增加一个单位，将拉动平均消费倾向增加 1.5895 个单位。
四、政策建议
综上分析，居民消费率下降的原因是国民收入初次分配中居民可支配收入占比的下降及预防性储蓄增加。调整居民消费率下降趋势，就要着手一方面提高居民可支配收入，让居民 “有钱可花”；另一方面完善社会保障制度，降低居民预防性储蓄，使居民“有钱敢花”。因此，本文提出以下政策建议：
1.提高居民劳动报酬占比。居民消费率与其劳动报酬占比具有较强的耦合性，因此，提高劳动报酬占比是有效提高消费率的必要措施。在我国经济发展过程中，由于资本与劳动力量的不对称，“资强劳弱”，劳动的力量远低于资本的力量，资本所有者掌握着工资决定权，为追求利润的最大化他们千方百计地压低劳动报酬。虽然我国自1994年、2004年先后颁布实施了最低工资规定，从法律层面上确定了劳动者的最低初次分配收入，但是以生存标准制定的最低工资无法适应经济发展和技术进步的需要。建议通过政府立法建立工资增长机制。健全工会组织，经工会与企业集体民主协商确定工资增长机制，将该机制与企业利润增长和经济增长挂钩同步增长，实现企业利益与劳动者利益的联动，约束企业逐利行为，合理提高劳动报酬收入占比，调动劳动者生产积极性，推动企业发展和社会经济发展。
2.增加居民财产性收入。李荣山从构成居民财产的动产和不动产两部分出发，提出“根据我国的具体国情，增加居民财产性收入的重点应当放在如何使更多居民获得动产性财产收入上，即如何使居民的收入剩余转化的财产获得相应的收入。”[12]他认为在我国现阶段以个人不动产获得财产收入的条件尚为成熟，而发达国家居民收入结构的一般规律是居民利用收入剩余获得的利息收入在其财产收入中所占比例最大。当前我国居民财产性收入主要来自利息，因此建议一方面加快进行全面利率改革，适当提高存款利息，以增加居民财产收入。另一方面积极拓宽居民国内外投资渠道，创新金融管理体系，创造更多的投资理财方式，在存款利息、债券利息、股息等形式之外使居民拥有更丰富的金融理财工具和理财产品；同时加强金融诚信建设，确保居民投资安全，保障居民能够获取财产性收入。此外，合理分配国有企业的分红，让更多的居民分享改革开放带来的企业发展的利益，也是题中应有之义。
3.尽快完善社会保障制度。健全完善的社会保障制度是有效地提高居民的消费率的基本保障。当前我国虽然已经初步建立了社会保障制度，但还存在一些问题，居民不能全面享有良好的社会福利，甚至无法解除后顾之忧，不得不增加预防性储蓄，从而抑制了消费。较高的社保缴费率（“五险”缴费约占居民工资收入的40%）也挤占了居民消费。从提高居民消费率的角度来说，社会保障制度的改革需要建立全国统一、覆盖面广、给付数额充足的社会保障体系，减少不同地区之间的社会保障差异，刺激居民更多地进行消费。
参考文献：
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【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。
4.3缩小行业的收入差距。调节垄断行业和非垄断行业的收入差距,是防止贫富差距的重要措施之一。
参考文献
[1]刘方域,张少龙主编.支撑经济增长—中国消费、储蓄、投资研究,华文出版社,2001.1
关键词：储蓄；收入；消费；行为分析
中图分类号：F830 文献标识码：B文章编号：1674-2265（2009）03-0021-03
一、引言
在信息不完全、居民面临不确定性的情况下，居民储蓄会分化为“预防性储蓄”和“非预防性储蓄”两个部分。利率的变动只会导致消费和“非预防性储蓄”之间的替代关系，而“预防性储蓄”不会对利率变动作出强烈反应，于是，“预防性储蓄”在居民总储蓄中所占的份额越大，利率对消费的杠杆作用就会越小（臧旭恒、刘大可，2003）。消费者效用函数的不同会导致不同的消费者谨慎动机，从而使得消费者对待不确定性的态度各不相同，消费者的谨慎动机和不确定性共同决定了预防性储蓄，预防性储蓄和消费者谨慎动机以及不确定性有着同向变动的趋势（贺菊煌，2005）。汪浩瀚（2006）通过构建包含不确定性和消费增长率的预防性储蓄模型，将导致预防性储蓄的总不确定性分解为利率波动的不确定性和消费增长率波动的不确定性，并利用利率的条件方差和消费增长率的条件方差来度量这两种不确定性。齐天翔（2000）观察不确定性对我国居民储蓄的影响，得出居民储蓄和不确定性呈现倒U型的关系。随着收入的提高，居民对不确定性承受能力逐渐增强。在一定收入水平的条件下，随着不确定性的增加，居民储蓄也相应提高；当储蓄达到最高点后，不确定性的进一步增加将会导致居民储蓄的降低。收入水平高低是居民消费水平高的主导因素，我国居民消费还受到除了收入以外多种因素的影响，城市化水平是紧跟收入水平的第二位影响因素。
二、储蓄行为变化的背景：可支配收入增加
在转轨时期和收入增长的背景下，我国城镇居民的收入状况也表现出自身的特点。我国城镇居民家庭的人均可支配收入大体上表现出相同的两个特点：一方面是人均可支配收入水平大幅度提高，另一方面是不同收入阶层群体之间的人均可支配收入逐渐扩大。
转轨时期的一个重要特征是我国城镇居民家庭的人均可支配收入大幅度提高。按照可比价格计算，从1978年到2007年我国城镇居民家庭的人均可支配收入每年大约提高6.23%①。1990年我国城镇居民家庭的人均可支配收入是1978年的1.98倍，人均可支配收入翻一番的时间大约是12年；而2000年我国城镇居民家庭人均可支配收入是1978年的3.84倍，这次我国城镇居民人均可支配收入翻一番所需的时间大约是10年，比上一次翻一番的时间缩短了2年。可见，我国城镇居民家庭的人均可支配收入不仅逐期提高，而且上升速度也表现出逐渐提高的特点。这说明我国城镇居民家庭的人均可支配收入呈现出一种加速上升的趋势。
同时，我国不同收入阶层的城镇居民家庭的人均可支配收入也表现出持续上升的趋势，且距离当前越近的人均可支配收入增长幅度就越大。这一特点也印证了它具有加速上升的特点。在城镇居民总体收入增加的背景下，各个不同收入阶层的人均可支配收入也均表现出上升的特点：最低收入户、低收入户、中下收入户、中等收入户、中上收入户、高收入户和最高收入户的人均可支配收入每年分别上涨10.84%、11.92%、12.77%、13.54%、14.32%、15.08%、16.51%。同时，不同收入阶层的人均可支配收入的增长速度也表现出加速上升的特征。作为消费主体的城镇居民家庭，直接影响其消费支出多少的因素便是可支配收入的大小，只有当可支配收入增加才有可能使消费支出发生变化。于是，直观来看，人均可支配收入明显提高和快速上涨是我国城镇居民消费行为发生变化的时代背景和重要的诱因。
与我国城镇居民家庭的人均可支配收入呈现出总体上涨的同时，不同收入阶层的人均可支配收入的变化趋势也是存在着差别的，这种差别主要表现在不同收入阶层的人均可支配收入的增长速度所存在的差别。从1985年到2007年，城镇居民家庭的人均可支配收入总体上大约增长了18.32倍，最低收入家庭仅仅增加了9.63倍，最高收入家庭达到了28.82倍，几乎是最低收入家庭的3倍多。
在我国城镇居民人均可支配收入和人均消费支出都上升时，城镇居民储蓄也在大幅度上升。储蓄的大幅度上升，意味着我国城镇居民家庭在当期消费支出和未来消费支出之间可供选择的余地就越大，消费的跨期选择行为也就会越加明显。可以发现：我国城镇居民的收入水平一直都在上升；但是，不同收入群体的收入上升幅度是有所不同的，越是高收入的群体其收入上升的速度越快，越是低收入的群体其收入上升的速度反而越慢。在收入上升和收入差距逐渐拉开的背景下，我国城镇居民的储蓄行为也必然会发生变化。
从图1中可以发现，我国城镇居民的人均储蓄额在可支配收入和人均消费都增长的背景下也表现出快速提高的趋势，这就意味着储蓄在我国城镇居民的消费决策和消费行为中所占的分量也会越来越大。当居民在进行当期消费的时候，不仅仅要考虑收入的影响，同时也要考虑如何对当期消费和储蓄合理地进行配置，以及对各种配置所带来的不同自身效用水平进行比较，从而选择自身效用最大的消费配置方式。
三、我国城镇居民储蓄行为的实证分析
为了更进一步分析在收入增长的背景下，我国城镇居民的当期消费和储蓄（未来消费）之间的具体关系。本文首先对转轨时期我国城镇居民的人均可支配收入、人均消费和人均储蓄进行格兰杰因果检验。如果某两个变量之间存在格兰杰因果关系，说明在某一个经济变量的滞后值对另一个经济变量有影响作用。由于前文已经对我国城镇居民的人均可支配收入和消费水平进行了格兰杰因果检验，本节将主要检验人均可支配收入和人均消费对人均储蓄的影响和作用关系。格兰杰因果检验的结果在下表中列出：
在进行格兰杰因果检验的时候，对我国城镇居民家庭的人均可支配收入、人均储蓄和人均消费的滞后时期均取滞后三期。从表1中可以发现，人均可支配收入不是人均储蓄的格兰杰原因和人均消费不是人均储蓄的格兰杰原因这两个假设均被拒绝了；而人均储蓄不是人均可支配收入的格兰杰原因和人均储蓄不是人均消费的格兰杰原因这两个假设均被拒绝了。被拒绝的两个假设条件，说明我国城镇居民的当期储蓄受到收入及其滞后项和消费及其滞后项的共同作用。
格兰杰因果检验只能说明我国城镇居民的储蓄受到收入和当期消费的共同作用，但是不能说明收入和当期消费是如何影响储蓄的。为了得到收入和当期消费对储蓄的具体影响作用，就需要对我国城镇居民的人均储蓄、人均可支配收入和人均消费之间的关系进行更进一步研究。由于居民收入常常是转化为消费支出和储蓄这两大项，那么，就可以把我国城镇居民的人均可支配收入、人均储蓄和人均消费这三个经济变量看作是处于同一经济系统中相互作用的三个变量，从而可以利用向量自回归模型来分析三者之间的具体作用。对这三个经济变量进行单位根检验之后，发现这三个经济变量的时间序列都表现出非平稳性的特征。于是，考虑对三个经济变量进行协整检验，从而观察这三个经济变量之间是否存在着协整关系。在进行协整检验的时候，检验的方式是允许存在线性决定趋势条件下的有截距项和趋势项的协整检验，滞后时期选择的是滞后三期。我国城镇居民的人均储蓄、人均可支配收入和人均消费的协整检验结果在下表中列出：
从表2中可以得出我国城镇居民的人均储蓄、人均可支配收入和人均消费之间存在着协整关系的结论。当这三个经济变量之间存在着协整关系的时候，一方面说明我国城镇居民的储蓄受到收入和当期消费这两个因素的共同作用；另一方面说明直接利用向量自回归模型来分析这三者之间的关系就会有所偏差，应当考虑采用误差修正模型来合理地得到这三个经济变量之间的具体作用力度的大小。
从表3中可以发现我国城镇居民的人均储蓄具有以下几个特点：（1）我国城镇居民的人均储蓄和前一期的人均储蓄表现出同向变动的趋势，这和前面的收入增速大于消费增速的结论也是相吻合的。当收入的增速大于消费增速的时候，城镇居民就会有较多的收入剩余，于是，储蓄也就会表现出逐年递增的特点。（2）我国城镇居民的当期人均储蓄和前一期的人均可支配收入表现出同向变动的特点。在人均可支配收入一直是持续提升的情况下，前一期的收入越多，当期的收入就会更多，消费者就会在满足其自身的基本消费之后拥有更大数额的储蓄。（3）我国城镇居民的当期人均储蓄和前一期的人均消费表现出反向变动的特征。这说明增加当前的消费支出就会降低储蓄（未来消费），或者降低当前消费支出会导致储蓄（未来消费）的增加。如果当前消费和未来消费之间表现出一个反向变动的关系的时候，这种情况说明我国城镇居民已经在当期消费和未来消费之间进行合理的选择，消费中的跨期选择行为已经是一个重要特征。
四、结论及展望
本文发现我国城镇居民的人均储蓄具有以下几个特点：（1）人均储蓄和前一期的人均储蓄表现出同向变动的趋势，（2）当期人均储蓄和前一期的人均可支配收入表现出同向变动，（3）当期人均储蓄和前一期的人均消费表现出反向变动的特征。通过对人均储蓄、人均消费和人均可支配收入的分析之后，可以得到我国城镇居民储蓄行为不断演变的结论。
由于多方面因素的共同作用，我国城镇居民的消费行为与过去的时期相比表现出更加具有复杂和易变的特点。然而对于具体的影响因素，这些因素对我国城镇居民储蓄行为演变的影响力度都需要在以后的研究中得到更进一步的说明。
注：
①资料来源：新中国55年统计资料汇编。
②SA、CA和IA分别表示我国城镇居民的人均储蓄、人均消费支出和人均可支配收入。
参考文献：
[1]贺菊煌.经济增长模型中的储蓄率内生化问题[J].经济研究，2005，（8）.
[2]汪浩瀚.跨期选择、制度转轨与居民消费行为的不确定性[J].当代财经，2006，（5）.
关键词:利率;储蓄;社会保障
一、导言
在我国,利率由政府管制。自1995年以来,中国人民银行多次下降存款利率,并出台了取消利息税等多种措施,其目的是要分流储蓄、增加消费,从而拉动内需,形成经济学所说的乘数效应。根据我国经济状况及发展趋势来看,居民储蓄每年都大幅度递增,究其原因,居民储蓄主要受个人可支配收入、预期、利率、通货膨胀率这些因素的影响。
关于储蓄方面的理论,西方经济学家早有这方面的论述。其中比较著名的有,凯恩斯的绝对收入假说理论;托森贝利的相对收入假说理论;莫迪利安尼的生命周期假说理论等等。在西方经济理论里,利率通常和储蓄成正比,利率的变动对储蓄的影响是正向的、单一的:利率提高,人们增加存款;利率降低,人们则会减少存款。因为利率的升降直接影响到存款的收益,所以西方国家能够轻松利用货币政策来调节居民储蓄。可是,从我国的利率政策可以看的出,我国居民储蓄存款与利率存在弱化现象。
二、利率与储蓄相关性的实证分析
以表1是1996-2007年的活期存款总额与活期存款利率的资料。
利用SPSS软件对1991-1995年做线性回归,活期存款年利率为自变量X,活期储蓄存款总额为因变量Y,得到:
Y=-33984.461X+65517.368 (R2=0.876)
(0.05)(0.000)
括号的中的值是P值,由于模型中X的系数的P检验值都小于0.05,两个模型的拟和优度都很高,模型通过检验。
综上可知,而从1996-2008年则是负相关,说明在我国利率与储蓄的关系并不是如西方经济理论认为的那样正向的、单一的,而是不确定的。
三、我国利率对储蓄不敏感的原因与建议
首先,西方国家基本都是成熟的市场经济国家,所以居民的消费都具有经济学家所说的理性。当人们预期到利率的下降会降低他们的收入时,他们会迅速地转移资金,投向更为有利的投资对象。在我国,居民对未来的不确定性的预期,使得储蓄利率的弹性下降。我国目前正处于社会经济转型时期,社会经济制度结构在演进中发生着不断的变化,存在着许多不确定的变数,这使得人们对自己在未来的社会中的地位和角色的把握缺乏相当的自信。在一个不确定性感强的环境里,风险厌恶者的一个本能反应是采取风险防范措施,减少风险损失。表现在经济上就是,人们尽可能多地储蓄,以尽量减少未来的经济风险损失。
其次,西方国家存在比较完善的社会保障制度。这就使得人们可以放心消费,放心投资,因为他们都有最后一道防线――比较完善和健全的社会保障。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人而言,是相当大的一部分,收人风险增加和未来的收人不确定的增加导致居民的储蓄倾向增加。
再次,西方国家的消费理念和我们不一样,他们都已经习惯了贷款消费,并且有良好的信用体系给予保障。而在我国,居民的低收入以及其稳健和节俭的生活传统,使大多数人对利率不敏感,因为其存款的目的有投资的成分,但更多的是为了预防动机(未来的风险保障)。当然也不能排除积累财富的因素。
由此可以看出,目前我国居民的储蓄主要还是为了预防,也就是目前居民的储蓄是大部分是由预防动机决定的,而不是由利率决定的。我国的实证分析和数学推导证明了我的观点。如果我们的社会环境经济环境改善了,居民则会对未来的不确定性下降,我国的保障体系完备了,即Y变小时利率对储蓄的相关性明显且方向确定,我们就可以根据利率的变化来判断储蓄的变化情况了。从而可见,利率对储蓄的影响很大,但是有条件的,只有满足了相关条件,它才能发挥出作用来。
根据以上分析,提出以下建议:
第一,首先要继续深化利率市场化。让利率的变动来调节储蓄量的增减,充分发挥利率对储蓄的正面引导作用,实现社会资金的有效配置与应用。
第二,在现阶段,我国居民存款的利率效应综合利率的替代效应和收入效应的效果,两者相互抵消,收入效应效果更强一些,因此居民存款的利率弹性是负向的,同时也是微弱的。我国货币政策的制定可以考虑居民存款与利率的负相关,但不能依靠改变利率来调整储蓄,而应该配合其他的政策来调节储蓄。
第三,建立健全我国社会保障制度。社保网过弱是我国高储蓄率的根本原因。上学贵、看病贵、买房贵、养老没保障等等都增加了国民的预防性货币需求。
第四,我国还要不断改进金融机构服务,尽管这方面我国已经取得了很大进步,但仍需继续加强。
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关键词 挤出效应 社会保障制度 多元结构
按照社会学对居民储蓄性质和意义的理解，影响居民储蓄行为和储蓄数量变动的诸种因素或变量，可以概括为，经济变数群和社会变数群。
所谓经济变数群，是指一组由经济关系作用于储蓄行为和储蓄数量变动的因素。主要包括有收入、消费支出和资产持有量及资产持有结构等。就经济变数群对储蓄的影响而言，在社会变数群作用功能一定的条件下，如果收入增加，一方面储蓄总量随收入的增加而增加。从实证资料检验情况来看，有的国家的确是收入高、储蓄率也高，如德国居民收入在世界名列前茅，其居民储蓄亦较高。但有的国家情况则相反，例如美国的居民收入在世界上名列前几位，而其居民储蓄却排列到世界的后几位，战后初期的日本和现期的中国，居民收入都较低，但其储蓄率却雄居世界前列。
所谓社会变数群，是指一组由社会关系作用于储蓄行为和储蓄数量变动的因素。主要包括有社会分层、社会心态和动机、人口与家庭即社会群体以及社会制度等。上述两大变数群都对居民储蓄行为和储蓄数量发生作用。笔者就我国的社会保障制度（着重社会保险中的养老保险和医疗保险）对居民储蓄和社会总储蓄的影响谈谈自己的看法。
1 我国的社会保障制度的基本内容和特征
我国的社会保障体系从广义上来讲包括社会保险、社会救济、社会福利、社会优抚、社会互助和个人储蓄积累保障六个方面，其中社会保险又分养老保险、医疗保险、失业保险、工伤保险、生育保险等主要险种。
受我国典型的城乡二元经济结构的作用，我国的社会保障制度也具有多元结构的特征。首先是城乡的二元保障结构，在城镇又存在明显的国有和集体不同保障的二元结构。在社会保险方面，城镇居民有较高和较全面的社会保险体制的保护，而农村社会保险制度基本上是空白，生老病死等风险引起的损失基本上是由家庭承担。在社会福利方面，早熟与缺位并存。包括国有企业和机关、事业单位的“单位福利”、“企业福利”大大高于经济发展水平，具有明显早熟特征；而城镇集体企业和广大农村，福利制度基本上是缺位的、不发达的，与经济发展水平不相适应。
我国的基本养老保险制度和基本医疗保险制度都是实行社会统筹帐户与个人帐户相结合的制度。社会统筹帐户按现收现付制，以年度收支平衡，略有节余为原则；个人帐户实行基金制。
2 居民储蓄变动的状况和特征
1996年以后连续5年来，我国居民储蓄以18%的高速度增长，储蓄率超过35%，这么高的储蓄率出现在一个人均收入不到800美元的国家是令人惊奇的。根据国际货币基金组织最近公布的材料，中国的国民储蓄率从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%，今年1月末，我国居民储蓄余额已经突破了14.8万亿元，储蓄率在全世界排名第一，人均储蓄超过1万元。可见，中国居民储蓄率水准之高已成为世界所公认。
通过比较分析，至少可以发现中国居民储蓄变动的几个主要社会经济特点：
（1）中国居民储蓄占国民生产总值的比例居世界前列。
（2）个入储蓄率（每年个入新增储蓄额/每年个人可支配收入）显著提高。因而，中国居民储蓄具有长期行为的动机。
（3）个人储蓄总余额巨大，与当年个人可支配收入几乎等额，有些年份甚至超过当年个入可支配收入。并且居民储蓄支出范围还比较小，可以说在一定程度上还存在着被迫储蓄的性质。
（4）由于国民收人分配格局的变化和个人储蓄率的提高，全国总储蓄结构发生了巨大变化。个人储蓄上升，而政府储蓄和企业储蓄下降。
（5）1988年储蓄增长率较上年增长率下降13.6个百分点，而1994年储蓄增长率较上年增长率上升14.9个百分点。1988年和1994年同样是中国改革开放以来的两个高通胀年，但在储蓄增长率上反映出两个完全不同的态势。这表明在通胀环境下，由于居民心态及其心理承受力的不同，反映对储蓄的行为结果不同。
（6）城乡人均储蓄存款额相差近10倍之多，说明中国城乡社区居民在收入、消费以及储蓄社会心理预期方面都有很大的差异。中国居民储蓄具有明显的二元社区储蓄结构特征。
（7）边际储蓄倾向呈非规则变化，有的年份高达60%，而有的年份出现负值6个百分点，最高和最低之间相差10倍之多。
3 社会保障制度的多元结构和特征对居民储蓄的影响
马丁费尔德斯坦提出了“挤出效应”，他认为，人们既然可以从公共养老金计划中获得养老金收益，就可能减少为退休期消费而在工作积累财产的需要，这叫做“资产替代效应”，即养老保险制度存在对个人储蓄的“挤出效应”。同时戴维斯利用生命周期理论认为养老保险制度不仅不会使个人储蓄减少，一些学者还提出基金制会增加个人储蓄。
具体在我国说来，据央行统计表明，城乡居民储蓄年均存款呈增长趋势。笔者并不认为这就不存在着挤出效应；而是我国社会保障制度的多元结构和特征影响着我国的居民个人储蓄。
（1）受城乡二元保障结构，和在城镇又存在明显的国有和集体二元结构的制约，养老保险和医疗保险等覆盖范围狭窄，养老保险只是覆盖到了城镇国家机关和事业单位职工、部分企业职工和少数个体劳动者，医疗保险暂时也还没有覆盖各类企业职工和自由职业者。那些没有参加养老保险和医疗保险等基本社会保障的人要使自己病有所依，老有所养，就要靠自己或购买商业保险或投资或增加个人储蓄的方式为自己保障。但是在我国现阶段，商业保险的发展还不是很成熟很规范，并且商业保险是以盈利为目的，对参保人员的范围有严格的限制，让人们不敢放心购买；另一方面，我国投资渠道的狭窄和投资工具的匮乏以及股票市场的低迷状态和时而的不规范，使得投资者不敢贸然行动。于是储蓄成了最安全的资金去处，为了养老，为了突发事件，乃至为了子女的教育，居民选择了把储蓄作为了自己的“个人保障”。
（2）基于我国的社会保障制度的不完善，在我国经济转轨过程中，由于制度变迁的不可确定和相应政策规范的不完善导致居民收入预期的未知性，为保证未来的消费水平和预防事故和灾难，他们只有节省开支增加储蓄。消费者并不只是简单地根据当前的收入作出消费决策，他们在很大程度上着眼于长期收入前景来选择自己的消费行为，这就是著名的永久性或生命周期收入假说（萨缪尔森《经济学》）。居民今日储蓄往往是为了一种日后的消费。作为理性人的消费者，往往把当前消费维持在较低水平上而提高当前储蓄。在我国经济体制和政治体制改革的过程中，下岗、就业、教育等一系列问题使居民自己也不清楚自己要准备多少才能迎合未来的需要，这就带来了居民个人储蓄的增加。
（3）根据巴罗的“中性理论”，社会保障有可能被个人代际转移支付所补偿，抵消一部分挤出效应；另外如果存在着遗产动机，即当私人储蓄不仅仅为个人进行时，社会保障对于个人储蓄的挤出效应应该为零。
（4）中华民族节约的优良传统，是一种长期的心理特质。“天晴带伞，食饱带粮”这是和西方享受消费“即时行乐”不同的地方。某种程度上，节约的传统美德限制了居民的当前消费，而是促成了他们的储蓄。
4 社会保障制度的多元结构和特征对社会总储蓄的影响
社会总储蓄并不仅仅是指居民的个人储蓄，还包括政府储蓄、企业储蓄等。政府储蓄往往和国家一个时期的经济走向和社会秩序有很大关系；同时企业的储蓄也与企业的经营状况紧密相连。笔者认为在不久的未来，在我国社会保障制度相对完善的情况下，社会统筹和个人帐户的良好结合能带来居民个人储蓄的下降，与此同时，政府和企业的储蓄相对增加，他们为居民的养老、医疗安全做了保障。
5 结语
当前我国的银行利率一再下调，但是居民储蓄的积极性不减。降息的主要目的之一就是分流储蓄，刺激消费，但1996年以来连续降息并没有实现预期目的。
高储蓄率虽然为经济发展提供了重组的资金来源，但是储蓄率过高过快增长却又潜伏着巨大的隐患。过高的储蓄率导致内需不足。从宏观来看，居民可支配收入中扣除投资部分后的支出结构由消费和储蓄两部分组成，消费指现期消费，储蓄是未来消费。居民当期消费与储蓄存款有着反向联动关系，在可支配收入一定时，储蓄倾向的提高意味着当期消费的减少，其结果是削弱消费需求对经济增长的拉动作用。
消费需求的膨胀对国民经济增长所做的贡献是不容忽视的。数据显示，近5年来，我国居民最终消费率持续走低，10年来，我国最终消费率平均为59.5%，比世界平均消费率低将近20个百分点。消费需求不足，制约着国内需求的进一步扩大，使经济增长动力不足。另外，储蓄率过高也给银行增加了系统性风险。有效地刺激消费，拉动经济的增长，是当前摆在政府面前的一大课题。
社会保障制度的完善，能够分解居民未来生活之忧，从而起到释放储蓄，刺激消费，拉动经济增长的作用。整个社会是一个有机的整体，经济和政治更是紧密相连的，社会制度的进步势必带来经济的发展。
参考文献
1 叶望春.居民储蓄变动的若干社会因素初探[J]. 江汉论坛，1996（1）
2 李珍著.社会保障理论[M].北京：中国劳动社会保障出版社，2001
关键词：居民储蓄；收入；消费；社会保障体系
一、湖北省居民储蓄现状
（一）居民储蓄规模
湖北省居民储蓄逐年增长，2013年居民储蓄存款余额为15972.15亿元，是2004年居民储蓄存款余额的4.1倍。十年间增长率在15%左右，2007年的增长率最低，2009年的增长率最高。随着居民储蓄的增长，人均居民储蓄也不断提高。2013年人均存款达到2.7万余元，比上年增长17.38%。
（二）居民储蓄地区差异
湖北省居民储蓄水平总体呈上升趋势，但地区差异明显，各地区居民储蓄增长不均衡。武汉是居民储蓄的增长速度远远超过其他城市。根据湖北省统计局公报显示，2012年，武汉市的居民储蓄余额为4729亿元，是潜江市（221亿元）的20倍。2008～2012年间，武汉市的存款余额增长超过2000亿元，由2428亿元增长为4729亿元。宜昌市的存款余额增幅超过500亿元，而其余三市的增幅远低于500亿元。居民储蓄的地区差异有待缩小。
二、居民储蓄的影响因素分析
根据以上分析发现，湖北省地区的储蓄额呈现出储蓄总额高，同时逐年上升，并且分布区域不均趋势。对于形成这一特点的原因，本文从以下几点影响因素来分析。
（一） 居民收入
收入与储蓄存在正相关的关系，居民个人收入尤其是个人可支配收入的增加是我国居民储蓄率增长的根本原因。20世纪70年代以前，居民收入还很低，收入中的绝大部分是用来保障居民基本生活水平，满足生存的物质需要，收入几乎没有结余，相应地，储蓄率也很低。改革开放，尤其是加入WTO以后，我国社会经济加快发展，生活水平有了显著提高，居民收入也不断增加，居民储蓄也步入了持续增长阶段。然而，城乡居民收入水平差距较大。在居民收入层次上，我国居民储蓄主要集中于高收入家庭。城镇居民储蓄中的30%出自低收入家庭，70%为中高收入家庭；农村居民储蓄中的30%来自中低收入家庭，而70%源于高收入家庭。总体来看，居民储蓄存款中的50%来源于人口数量不到18%的拥有中高收入的城镇居民。2013年末，湖北省城镇居民人均可支配收入为22906元，在全国31个省市排名中居16位，比上年增长9.9%。湖北城镇人均可支配收入的增速高于全国平均水平。农民人均纯收入8867元，增长12.9%。城镇居民人均可支配收入是农村居民纯收入的2.6倍，差距较大。农村居民的纯收入低于城镇居民的可支配收入，这是导致城镇居民储蓄存款远远大于农村居民储蓄存款的重要原因。
由统计数据发现，2002～2013年湖北省城镇居民人均可支配收入和农村居民纯收入一直处于上涨趋势，城乡居民人均存款余额也随之增加，而且增幅和波动情况与城镇居民人均可支配收入的增长趋势比较一致。由此可见，居民储蓄的增长与居民收入的增加尤其是城镇居民个人可支配收入的增加呈正相关。
（二）居民消费
在收入一定的情况下，消费和储蓄呈负相关的关系，消费降低会增加居民储蓄量。凯恩斯（1936）在《就业利息和货币通论》中提出边际消费倾向递减规律，认为人们的消费虽然随收入的增加而增加，但在所增加的收入中用于增加消费的部分越来越少。也就是说，城镇居民边际消费倾向低于农村居民，高收入阶层的边际消费倾向低于低收入阶层，因而会导致居民储蓄增加尤其是城镇居民储蓄的增加。我国消费信贷发展不平衡，除了广东、北京等主要省市之外，包括湖北省在内的其他地区消费信贷发展不够积极。消费信贷主要集中在城镇，农村占消费信贷总量的比例不足10%。消费率偏低是导致湖北省居民储蓄增长的重要原因。湖北省消费率偏低，内需不足已成为制约湖北省经济持续健康发展的障碍。消费、投资和出口是拉动经济增长的三驾马车，相比投资和出口，消费对湖北经济的贡献率较低。
居民储蓄还受到居民消费者价格指数（CPI）的影响。近几年，物价上涨一直保持较高水平，货币购买力下降，居民生活成本变高，生活压力变大，人们都不愿意花钱，消费受到了抑制，相应地，储蓄会增加。物价上涨还会使实际利率降低，银行存款利息会缩水，存款理应下降，但是居民存款有增无减。湖北省城乡居民储蓄存款余额在5年内增长了1倍，居民消费价格总指数较为稳定，波动幅度较小。然而，几种主要的消费品价格总体呈逐年增长趋势。尤其是居住类消费品价格，5年内平均增长率为4.16%，尽管政府出台了各种措施如限购来调控房价，但房价依然居高不下，多数居民会选择尽早存款买房，以防几年后房价更高更加买不起。食品价格波动幅度最大，居民对未来预期不确定，预防性储蓄会增加。
（三）社会保障体系
社会保障体系不健全也会导致居民储蓄的增加。社会保障体系包括社会保险、社会福利、社会救助和社会优抚，社会保险在社会保障体系中居于核心地位，是社会保障体系的重要组成部分，是实现社会保障的基本纲领。1995年以前，国家还存在福利分房制度，居民还可以享受分房福利，对住房担忧不大，生活成本较低。然而，1995年以后，分房福利被取消，居民需要自费买房，生活支出加大，经济压力变大。除此之外，居民还要应对子女教育、医疗、养老和失业等问题，不得不存一部分钱进银行来保障自己的生活需要，导致储蓄倾向增加。
湖北省社会保障体系的覆盖面较窄，主要集中在城镇。2013年底，湖北省城镇职工基本医疗保险参保人数1219.1万人，而农民工参加城镇基本医疗保险仅为60万人，相差近11倍。基本养老保险参保人数877万人，参保人数中，参保离退休人员增幅是参保在职职工增幅的2.3倍，与全国趋势（离退休人员和在职职工的增幅基本同步）有差距。全省各项保险发展不平衡，基本养老保险负担较重，征缴收入与基金支出缺口仍然存在。
（四）名义利率
利率高低对储蓄率也会有影响。西方经济理论认为，利率与储蓄呈正相关关系，利率高，居民储蓄会增加；利率低，居民储蓄会降低，但这种正相关关系在我国市场经济中表现的并不明显。我国的市场经济是由计划经济转型而来的，处于转型中的市场经济还不成熟，社会制度不够健全，居民对未来预期没有太大的自信，再加上对利率的调整和变动缺乏理性认识，导致居民对利率的上调或下降反应不大，所以无论是利率上调或者下降，居民都会将钱存入银行，在经济上增强自己在社会上的安全感。我国活期存款基准利率从2010年起经历了多次调整，2010年为2.5个百分点，而2012年7月达到3个百分点，比2010年上升了0.5个百分点，湖北省地区居民活期储蓄存款总额也随之由3798亿元上涨为12979亿元。由此可见，在这段时期内，居民储蓄与利率基本呈正相关关系。
（五）投资方式
自古以来，节约是中华民族的传统美德，是一种长期的心理特质，很多居民都把银行储蓄作为唯一投资手段，而对于其他投资方还不了解。20世纪90年代以前，由于我国金融市场还不够完善，发展中还存在一些问题，居民对于股票、基金、期货等风险较大的投资方式采取尽量回避的态度，造成居民投资方式单一，大量储蓄存款不能及时投入市场，进而转化为投资。近几年，随着居民收入水平的提高和消费意识的增强，居民的投资从单一的储蓄向股票、债券、基金、房地产、保险以及收藏等多元化领域发展。然而，由于金融市场的复杂多变和国家宏观调控政策的接连出台，多数居民以短期投资为主，以便快速回笼资金，多数居民为了保本增值，降低风险，选择储蓄为最大投资。相比储蓄，股票、债券等投资方式风险较高且收益不太稳定。一些风险相对比较低且收益比较稳定的投资工具现在还是比较少，居民可投资渠道比较缺乏。
（六）其他影响因素
【关键词】储蓄存款;股票收益率;格兰杰因果检验
一、文献综述
股市涨跌与进出股票市场的资金密切相关,二者间的关系历来为各类投资者及学者所关注。
Levine(1991)认为,如果股票市场的自由化和扩张可以使个人投资风险多样化,那么股票市场的发展就可以降低储蓄风险。Pagano(1993)指出,金融市场与储蓄之间的关系被认为很重要是因为储蓄被看做刺激金融市场发展的渠道之一。Jappello和Pagano(1994)、Bonser-Neal和Dewenter(1999)的研究结果表明:一个国家的居民获得按揭贷款和消费信贷有较大阻碍时,他就趋向于高的居民储蓄率,但是居民储蓄率的高低与这个国家证券市场的发展程度无关。Devereux和Smith(1994)认为,股票市场分散风险的机制能引起储蓄水平下降而对经济增长产生不利影响。Singh(1997)曾指出股市的发展并没有导致总储蓄的增长。
由于我国股票市场起步较晚,所以国内专门对于股票市场与居民储蓄之间关系的研究起步也较晚。徐名社(1998)从理论层面探讨了储蓄存款与证券资产的投资选择机制问题,并通过数据分析得出:我国储蓄与证券的替代还只是基于表层收益关系的权衡,未能有效促进存款向投资的转化,两者替代关系中的均衡机制尚未形成。刘巍、徐颖(1999)分析了证券市场资金吸纳和可支配收入对我国居民储蓄存款额的影响,得出结论:证券市场资金吸纳率上升则储蓄存款额会下降,但储蓄存款对证券市场资金吸纳率的弹性极弱。李洪慈(1999)分析了我国证券市场分流储蓄存款的程度,认为我国证券资产投资对储蓄存款的分流作用是很有限的。张志、王德劲、段吉华(2001)用实证分析得出居民储蓄率与股市周转率、股市成交率之间不构成因果关系,即证券市场的流动性不能对居民储蓄的变化构成显著影响。何德旭、高伟凯、王轶强(2002)的研究表明:我国股票市场发展的规模和流动性对居民储蓄有明显的分流作用,能够在一定程度上影响储蓄量的变化,股市交易的活跃程度和股指的涨跌直接影响着投资者以及潜在投资者的储蓄行为。张眠、张桂霞(2003)通过对城市居民储蓄与上证指数的相关性分析得出,储蓄的增长会引起上证指数在相同方向发生变化,而不是股市增长导致居民储蓄的减少。熊其康(2008)通过建立VAR模型对我国现阶段股市与居民储蓄之间的关系进行实证分析。指出股市交易额一方面能很好地反映股市,另一方面也能反映投资者的投资力度。
国外文献主要基于资本市场和银行系统比较发达的国家或地区对银行存款与股票市场关系展开研究的,不能完全解释我国的情况。国内研究实证分析虽然很多,但大多都是从居民储蓄存款的角度出发,运用各种计量方法分析该变量与股市之间的关系的,对其他存款与股票市场的关系缺乏分析。基于此,本文拟从分析储蓄存款的各组成部分变动率与股票收益率的关系入手,探讨和分析我国居民活期存款、定期存款及企业活期存款、定期存款的变动率与股票收益率之间的相互关系。
二、分析方法
1.数据平稳性分析
在时间序列分析中,数据通常被假定为平稳的。如果数据表现出随机游走的特性,则必须对其进行平稳化处理,否则运用不稳定数据作出的回归分析有可能是谬误回归。对数据稳定性的判定,实践中通常采用增广迪基-富勒(ADF)检验。
2.协整分析
协整分析就是在两个不稳定时间序列进行回归的基础上,对其残差序列εt进行ADF检验,看其是否为稳定数列。如果εt是稳定的,则可以认为两者间存在长期均衡的关系,即协整关系,否则就是谬误回归。
3.格兰杰因果关系检验
格兰杰(Granger)(1969)因果关系是指:如果两个时间序列变量x、y在包含过去信息条件下对y的预测效果要好于只单独由y的过去信息对y的预测,即加入变量x的滞后值有助于改进变量y的预测精度,则称x对y存在格兰杰因果关系。或者说,若变量x的滞后值在另一个变量y的解释方程式中其系数在统计上是显著的,则x是y的格兰杰原因。
如本研究欲检验股指收益率(LSTK)与银行存款变动率(SR)之间的相互关系,检验所用的模型如下:
因此通过上述模型,获得四种假设之一的结果,就可以检验股票收益率与银行存款变动率间的格兰杰因果关系。
三、数据来源及数据处理
本文采用2003年1月至2010年7月的月度相关数据,共计91个样本。其中居民存款、企事业单位存款包括定期与活期指标均来源于中国人民银行网站公布的《金融机构本外币信贷收支表》,股票指数(以上证综合指数为代表)数据来自中国证监会网站。
上述数据按环比方式计算各自的变化比率,即:变动率=(本期指标/前一期指标)-1。
各指标具体符号如下:LSTK――上证指数收益率、LL_JMHQ――居民活期存款变动率、LL-JMDQ――居民定期存款变动率、LL_QSDQ――企事业定期存款变动率、LL_QSHQ――企事业活期存款变动率。
四、银行存款变动率与股票收益率关系的实证检验
1.数据稳定性检验
在进行时间系列分析时,要求所用的时间系列必须是平稳的,否则会产生“伪回归”问题。在现实生活中,居民定期存款、居民活期存款、企事业定期存款、企事业活期存款等指标的时间系列通常是非平稳的,我们按前述公式:变动率=(本期指标/前一期指标)-1,对上述指标加以处理。经ADF检验发现,这些指标是平稳的。检验结果见表1。
格兰杰因果关系在5%水平上显著,说明存在由股票收益率到企事业活期存款变动率的单向影响。这一结果与子样本一的结论形成鲜明对照。我们认为,可能的解释是:股票全流通后,大小非股东出货套现的行为显著。
五、结论
本文对2003年1月至2010年7月的各种银行存款变动率与股票收益率之间的关系进行了分析,结果如下:1.居民定期存款变动率与股票收益率呈负相关关系,但统计上不显著,格兰杰因果关系是股票收益率影响居民定期存款,并在1%水平上显著,说明居民定期存款变化与股市涨跌互为消长。2.居民活期存款变动率与股票收益率呈正相关关系,但不显著。格兰杰关系不存在。3.企事业定期存款变动率与股票收益率的关系不显著。4.企事业活期存款变动率与股票收益率呈正相关关系,虽然不显著,但格兰杰因果关系显示存在从股票收益率到企事业活期存款变动率的单向影响,并在1%水平上显著。这一结果与存款与股票收益率呈负相关结论相矛盾。进一步将数据以股票全流通改革后的2007年6月为界限将数据分为两个字样本。子样本一显示:2003年2月至2007年6月股票收益率与企事业活期存款变动率呈负相关,格兰杰因果关系不显著,无方向性。子样本二显示:股权分置改革后,2007年7月至2010年7月,股票收益率与企事业活期存款变动率呈正相关关系,并且格兰杰因果关系在1%水平上显著,说明股票收益率对企事业活期存款变动率存在单向的影响关系。这一结果我们认为在一定程度上可以解释股票全流通后大小非出货套现的行为。
参考文献
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本论文为2010年西安翻译学院科研课题“宏观经济变量与股票投资关系研究”(编号:10B19)之研究成果之一。
作者简介:
陈践(1964―),男,江苏无锡人,西安翻译学院经济管理学院商贸系主任,高级经济师,主要研究方向:宏观经济及证券市场。
