居民储蓄率论文范文
关键词：居民储蓄；利率；通货膨胀；实证分析
中图分类号：F830.48文献标志码：A文章编号：1673－291X（2008）14－0081－02
自经济体制改革以后，我国国民收入分配的格局发生巨大变化。变化之一是居民收入在国民收入中的比重迅速提高。这使居民的消费和储蓄行为对于经济发展有越来越重要的意义。改革开放以来，我国的社会经济环境发生了极大的变化，相应地，我国城乡居民的储蓄行为也发生了急剧的变化。既曾经出现过1988年城乡居民疯狂抢购，导致银行储蓄存款的绝对余额下降的情况，也出现了20世纪90年代后半期，央行连续七次降低利息，而居民储蓄倾向和居民储蓄存款余额仍然持续上升的情况。
中国人民银行公布的数据显示，截至2005年12月末，我国城乡居民储蓄存款突破14万亿元，达到141050.99亿元。目前居民储蓄率高达46％，居民储蓄存款15万亿元左右，表明居民的潜在购买力较强。由此可见，我国居民消费的潜力非常巨大，但目前受到房价、教育储蓄等诸多制约还没有完全释放出来。
一、我国居民储蓄变动的影响因素
（一）居民可支配收入
根据经济学基本理论，居民储蓄是居民可支配收入的增函数。以s表示居民储蓄，yd表示居民可支配收入，u表示其他影响居民储蓄的变量，则s=s（yd，u），且эs/эyd>0。偏函数大于零表示居民可支配收入增加，居民储蓄也会增加。
（二）利率
以r表示利率，u表示其他影响居民储蓄的变量，则s=s（r，u）。一般来讲，利率增加，居民增加储蓄就有可能获得更多的利息收入，从而增加储蓄，即居民储蓄是利率的增函数，эs/эr>0，这是利率的收入效应，但实际情况并非完全如此。利率上涨增加了居民未来收入增加的预期，从而增加当前消费，这反而影响了居民储蓄，即эs/эr
（三）通货膨胀和通货膨胀预期
居民储蓄和通货膨胀具有一定的关系，但性质难以界定。真正能有效影响居民储蓄的是通货膨胀预期，而不是通货膨胀本身。当一国居民可以有效预期通货膨胀时，通货膨胀就作为内生变量进入居民储蓄决定函数。
二、实证分析
根据理论分析和部分实证分析，本文建立了居民储蓄线性回归模型，并利用样本数据对上述模型进行统计检验。
（一）样本选取的理由
从数理统计学角度讲，样本选取关系到统计检验的结果；样本选取必须符合数理统计的某些要求或基本标准，以使样本具有代表母体的性质。收集样本数据是应注意的问题有a：所选样本区间内经济行为的一致性问题；b：样本数据在不同样本点之间的可比性问题；c：样本区间宽度问题；d：模型随机扰动项的序列相关问题。本文选取1978―2006年的有关数据和资料作为实证分析的主要数据和资料基于以下原因：
（1）1978―2006年的居民储蓄具有一定的同质性，该阶段影响居民储蓄的主要因素基本一致且主要为经济的内生变量；
（2）1978年是中国经济体制和政治制度变革的重要转折点，居民在心理上和实际上均遭遇重大震动，从而储蓄发生重大变动；
（3）该阶段居民储蓄的分析有利于预测未来居民储蓄的变化，从而为宏观经济政策提供决策依据。
（二）估计模型参数及分析检验模型
选取的样本数据如下：居民储蓄余额样本（st）、一年期银行存款利率样本{rt}、居民可支配收入样本（ydt）、通货膨胀率样本{it}等。
1.居民储蓄函数的模型构建
理论分析认为居民储蓄主要由利率、居民可支配收入、通货膨胀及其预期、经济和金融体制等因素决定，以函数表示就是：
s=s（r，yd，i，iexp，u）
各变量的意义描述如下:
（1）存款利率r：一般认为，利率上升，居民储蓄增加；利率下降，居民储蓄也下降。即эs1/эr>0。但实际情况并非完全如此。
（2）居民可支配收入yd：一般来说，居民可支配收入增加，居民用于消费的支出和储蓄都会增加，即0
（3）通货膨胀率i：就名义储蓄来看，通货膨胀使居民货币收入增加并产生货币幻觉，从而增加储蓄，即эs/эi>0；但如果通货膨胀长期处于稳定状态，或居民可“理性”预期通货膨胀，则居民的货币幻觉消失，名义居民储蓄与通货膨胀的变动没有关系，即эsl/эi=0。
（4）通货膨胀预期iexp：通货膨胀预期往往导致预期的通货膨胀发生，从而使通货膨胀预期变为现实。居民预期未来将发生通货膨胀，未来货币的价值将会贬值，从而增加现实的消费，而减少储蓄。因此，一般来说，эsl/эiexp
（5）年龄、消费信贷限制等制度或结构性因素u：这些因素变量难以一一列举并予以量化，一般分析时就将其放入其他因素考虑，并以一常变量u表示。
通过以上简单的解释变量的分析和引入，由此可得居民储蓄函数的一般线性形式及其性质。居民储蓄函数的一般线性模型为：
st=a0+a1ydt+a2rt+a3it+a4iexpt+u
各变量的意义如下：st代表第t年居民储蓄余额变动的变动比率（单位为%）；ydt表示第t年的居民可支配收入变动率（单位为%）；rt为第t年的一年期银行存款利率变动率（单位为%）；it表示第t年的通货膨胀率，用居民消费指数或社会商品零售价格指数（以上年指数为100）表示；u为回归常项；ai（i=0，1，2，3，4）为回归系数，或者说是相关回归变量的无偏估计值。
当某一个ai值等于0时，说明与其相对应的变量不是居民储蓄的一个决定元素；当然，即使某个ai不等于0，也不能说与之相对应的变量就是居民储蓄的一个决定元素，这必须由统计检验来验证。另外，ai所反映的线性关系也并非变量之间的因果关系；但在理论上我们可以确定上述变量之间的因果关系。u为常变量或回归常项，且эs/эu=0。
2.储蓄函数的线性回归和统计检验
利用上述1978―2006年数据样本，我们首先进行各变量之间的相关性统计检验，所使用的工具是SPSS11.0版本中的相关系数分析。结果如下：
Corr（st，ydt）=0.676,5%置信度下显著；Corr（st，it）=0.863，10%置信度下显著；Corr（st，it+1）=0.537，5%置信度下不显著；Corr（st，rt）=0.678，5%置信度下显著。居民可支配收入变动、通货膨胀率、利率变动及其预期等是居民储蓄的决定因素；通货膨胀预期不是决定居民储蓄的主要因素。
因此，建立回归方程如下：
st=a0+alydt+a2it++a3rt+u
st=271.38+2.016ydt-2.628it+0.118rt（*）
（4.103）（-1.949）（0.429）
R=0.959，F=17.218，t=1.943；F0.05=4.53，t0.05=1.94
其中corr（st，ydt）=0.676，5%置信度下显著。从统计分析结果可知，在5%置信度下，上式线性回归模型的总体回归统计检验显著；居民可支配收入变动对居民储蓄余额变动之变动比率正向影响显著，通货膨胀率（环比）对居民储蓄余额变动之变动比率有反向影响，但统计检验在5%置信度下不能完全确定，而在10%置信度下可完全确定；最后，利率变动对居民储蓄余额变动之变动比率的影响在统计检验上不显著。这样，考虑到利率对居民储蓄的影响虽然较小，但仍然存在这一现象，模型中仍包括这一变量。
三、结论与启示
从（*）式统计回归结果可以判断，在1989―2006年间，居民可支配收入每增加一个百分点，居民储蓄余额变动之变动比率将增加约2个百分点；通货膨胀率每增加一个百分点，居民储蓄余额变动之变动比率可减少约2.6个百分点。从统计结果看，居民储蓄余额变动之变动比率与利率变动几乎没有多大关系。我国居民长期的低收入水平从根本上决定利率的弹性很低，无论是正的弹性还是负的弹性。改革以后居民收入水平迅速提高，但居民财富积累依然有限。这使1979年以后利率弹性略有提高但仍未高到足以影响居民储蓄的程度。低于真实利率水平的名义利率也会抑制利率的敏感性。利率对储蓄的影响有正的替代效应和负的收入效应。利率的弹性则取决于两个相反的效应相互抵消的结果。当财产以长期为主时，利率的替代效应较强；当财产以短期为主时，利率的收入效应较强。我国人口增长的特征、金融市场的发达程度和收入水平决定居民财产以中短期为主，这决定了1979年以后利率的略有提高，但依然很弱的正效应。影响居民储蓄的因素还有很多，就目前我国的情形看，最重要的影响居民储蓄的因素就是居民可支配收入、通货膨胀。
通过对我国居民储蓄变动的实证研究，对我国宏观调控政策具有重大的启示作用：
居民储蓄率论文范文
关键词：利率政策;政策效果;居民储蓄存款
中图分类号：F8
文献标识码：A
文章编号：1672-3198（2011）06-0011-02
1引言
在2010年的中共十七届五中全会上通过的“十二五”规划建议中,扩大内需成为未来五年我国发展的第一要务。但是长期以来,我国经济增长主要靠投资和出口拉动,最终消费率总体呈下降的态势,投资从1992年的36.6%逐步提高到2009年的46.8%,消费率则从1992年的62.4%逐步下降到2009年的48.6%,远低于世界平均水平。而同一时期,居民储蓄存款年增长速度都在10%以上,远高于同期居民收入及社会消费品零售额的增长速度。2008年的我国GDP总量是1993年的7.59倍,但居民储蓄存款年底余额却是1993年的13.33倍,二者差异巨大。尽管改革开放以来居民收入水平有所提高,而且国家采取了各种刺激消费需求的政策,但居民储蓄倾向仍然很高。根据实际货币基金组织公布的材料,中国的国民储蓄从20世纪70年代至今一直居世界前列。其中1989――1993年居民储蓄占国民生产总值的35%以上,居世界之首。2005年国内储蓄率高达51%,而全球平均储蓄率仅为19.7%,2009年1月末,我国居民储蓄余额已经突破了18万亿,储蓄率在全世界排名第一,人均储蓄超过1万元。
从1993年开始中国人民银行开始加强了对利率的调控,至2008年为止,利率的调整先后经历了上升、下降、再上升、再下降四个阶段。活期存款利率由1993年的2.16%下调至2008年的0.36%,一年期定期存款利率由1993年的9.18%下调至2008年的2.25%,但这是在此期间,利率对居民储蓄的影响效果不大。
黄怀亮(1999)认为,在我国经济体制改革时期,储蓄存款的增长主要是由于个人收入水平的增长、经济货币化程度的提高和人们未来收入不确定性而导致的。至于利率的高低、通货膨胀的程度与储蓄存款的关系,不能说没有丝毫影响,但影响不大。
赵尚梅(2001)指出,总体上看,一般居民的储蓄量和储蓄结构对利率的变动反应迟钝,利率调整对储蓄量和储蓄结构的作用并不大,二者不具有明显的正相关性。居民基本以银行存款的形式进行储蓄,利率政策的储蓄效应不显著。
张珊珊(2007)认为,一年期实际存款利率与居民消费水平增长率之间为负相关关系,但回归系数为-0.7778,表明两者之间存在微弱的负相关性。可见,存款利率的变动对我国居民的消费行为影响较微弱。
储蓄是利率的增函数的理论是在假设其它因素不变,或者其它因素的变化对储蓄存款的影响小于利率变化对储蓄存款的影响时才成立的。我国在这一阶段所出现的居民储蓄存款的利率弹性小的现象,说明了还有其他因素对储蓄存款的影响比利率的影响更大。
2我国利率水平调整效果不明显的原因
2.1居民储蓄动机的分析
2.1.1居民储蓄的预防性动机
在1996年至2008年这一阶段,我国市场化改革逐渐深入,由传统福利制度所提供的保障逐步转移给市场,居民更多地依靠自身的物力和财力解决医疗、住房、教育、失业、养老等方面的问题。同时,由于劳动就业制度改革,企业出现大规模下岗分流,失业率上升。人们不仅要面对可能而来的长时间失业,还要直面医疗、住房以及子女教育的“新三座大山”。因此,居民的消费支出更多地考虑未来消费,因而个人储蓄存款增加。1998年国家统计局对“居民储蓄动机”的问卷调查表明,我国预防性储蓄比例高达82.4%。在八次降息后,有关部门又对此进行了相应的调查,结果表明：在城乡居民储蓄存款目的的排序中,前五位为“子女教育、购房、养老、应付事业及生活不测事件的发生、医疗”,全部属于预防性动机,表明当时我国城乡居民的储蓄存款结构是“以预防性储蓄为主,投资性储蓄为辅”的。这种储蓄结构导致了我国居民储蓄的低利率弹性,从而也就决定了我国的储蓄存款难以因利率的下调而有明显的减少。
2.1.2居民储蓄的盈利性动机
随着居民收入的增长,人们对财富的追求使得人们希望通过手中的货币获得更大的收益。金融产品的日益多样化使得人们投资时有了更为广阔的选择空间,但相对于储蓄而言,股票投资需要一定的专业知识和技巧,而且还存在风险,对于失业的人们来说,绝对不会再冒这种风险。债券虽然风险相对较小,但由于当时部分企业债券在兑付上出现困难,再加之企业普遍效益不好,因此居民购买企业债券的热情并不高。而投资于国债又受时间、空间和数量的制约,不能随意买卖。因此,对于工作不稳定的人们来说,既能保值,又能在一定程度上增值的储蓄自然成为首选,以此防患于未然,避免在未来当不确定的风险真正发生时无钱可用。
2.2从行为经济学的观点来分析居民储蓄行为
传统经济学中的期望效用理论认为收益的效用是以获得该收益的概率为权重的,即获得该收益的概率越大,这份收益所带来的效用在期望效用中的比重就越高。而事实上,行为经济学创始人Kahneman发现人们在面对确定性收益和风险时,人们会高估确定性收益,低估风险收益,而不是根据收益与损失的价值理性地对待这两者。同时,Kahneman和Tversky提出的前景理论认为：（1）人们不仅看重财富的绝对量,更加看重财富的变化量;（2）当人们面临条件相当的损失前景时,更加倾向于冒险,此时人们是风险偏好的;当人们面临条件相当的盈利时,更加倾向于确定性的盈利,此时人们是风险规避的;（3）一定量的财富减少带来的痛苦程度大于等量的财富增加带来的快乐程度。
由此,我们也可以解释为何我国利率水平的调整对居民储蓄存款的影响并不显著。
绝大多数人都是损失厌恶型的,人们厌恶任何形式的损失,并尽量使这种损失不再发生。人们在决策的过程中赋予损失的权重明显大于赋予获得的权重,即对于100元的收益和损失来说,失去100元的痛苦要大于获得100元时所带来的快乐。对于投资股票来说,其收益是不确定的,可能会有10%甚至是100%的收益,但同时损失也可能达到100%。相比之下,储蓄是100%会带来收入的,至少是名义上的收入。同时,2001年6月股市开始出现下跌,虽然年底出现反弹,但进入2002年,下跌继续,到2002年一月底,在为期将近七个月的下跌中,指数由最高的2245.43点一路下挫到1339.20点,跌幅达40%。“沪深股市出现深幅调整,股票投资风险加大,股民资金回流银行储蓄”。因此,当人们面临选择时,更倾向于确定性盈利,因此,居民在投资工具的选择上更加钟爱储蓄。
3提高我国利率水平调整效果的建议
3.1拓宽居民的投融资渠道
应当进一步推进金融投资工具的创新,使金融资产日趋多样化,摆脱金融资产结构单一的局面,同时,完善资本市场改革,使金融资产之间的转换日趋便利。随着近些年我国利率逐步实现市场化,证券和债券市场的波动也将更加频繁,风险将继续增加。而证券市场和债券市场的发展,关系到国计民生。因此,国家应积极支持证券市场的发展,丰富投资工具的数量与结构,以满足不同收入水平、不同风险偏好的投资者的需求。在居民传统的投资渠道如存款、保险、股票以外,可以发展多种金融市场产品,逐步实现储蓄分流。随着证券投资基金市场的日趋完善,以及陆续推出的融资融券、股指期货等将进一步构建起多层次的资本市场,同时,也为我国投资者提供了风险对冲和套期保值的工具。
另一方面,积极推动消费信贷发展,增加贷款品种,完善信贷担保制度。开拓对居民的信贷业务,调整其资产结构,扩大其参与金融活动的深度,改变居民金融资产过度集中于银行储蓄的状况。
3.2建立完善的社会保障制度
哈伯德、斯金纳和扎德斯等人(Hubbard,SkinnerandZeldes,1995)的研究表明,完善的社会保障制度可以有效地提高居民(特别是低收入居民)的消费水平。2008年中央经济工作会议过后,中国青年报社调中心通过数字一百调查公司,对3201人进行的调查表明,60.9％的人表示只有健全社会保障体系,人们才敢于消费。因此,完善的保险保障体系能够降低居民对未来的不确定性预期,进而减少居民的预防性储蓄存款,使之转化为以收益为目的的储蓄投资,从而提高居民储蓄投资和消费行为对利率变动的敏感性。应建立和完善独立于企事业单位之外、资金来源多元化、保障制度规范化和管理服务社会化的多种形式、多层次的社会保障体系;拓展社会保障的覆盖面,特别是要加强农村社会保障体系的建立和完善,突出社会保障的互济功能。只有加快医疗、养老、失业等保险的改革进程,消除他们的后顾之忧,才能稳定居民对未来各项支出的预期,使居民在适应社会保障体系的基础上形成理性预期,增强其即期消费的欲望,提高居民的消费倾向。
3.3完善市场基础建设
居民是选择当期消费是储蓄,是选择以银行存款的形式储蓄,还是以持有股票、债券、保单的形式储蓄,完全是在现有市场条件下自发的自利行为,其中自有其合理性。我们只能在充实市场供给和完善市场基础建设方面做工作,而不能引诱或强迫人们做出不合意的选择。因此,应当进一步完善市场的法律制度,增强其信息公开和透明度,提高上市公司的质量,加大对操纵市场、内幕交易等违法违规案件的查处,为我国个人投资者提供一个健康良好的投资环境,提高广大居民的投资热情。达到能真正吸引广大投资者长期投资的目的,从而从根本上分流银行系统的居民储蓄,资本市场也得以健康发展,而不是由于种种负面新闻而使有意投资的人对市场望而却步。
参考文献
［1］黄怀亮．当前居民储蓄的行为分析［J］．StatisticalResearch,1999,(5).
［2］赵尚梅.利率政策有效性研究［M］．北京：经济科学出版社,2001.
［3］张珊珊.关于我国利率政策效果的研究［D］．华东师范大学硕士论文,2007.
［4］董志勇.行为经济学［M］．北京：北京大学出版社,2005.
居民储蓄率论文范文篇3
摘要：论文以1999―2009年的省际面板数据为样本，对人口年龄结构、财政影响与高储蓄率的关系进行了实证分析。研究发现：（1）影响我国高储蓄率的主要因素不是人口年龄结构，而是经济体的转型特征。（2）人口年龄结构对我国储蓄率的影响存在着明显的城乡差异，其中少儿抚养比对城镇居民储蓄率的影响为负，而对农村居民储蓄率的影响为正；老年抚养比对城镇居民储蓄率的影响为正，而对农村居民储蓄率的影响为负。（3）财政收支比重对城乡居民储蓄率的影响也存在着明显的差异，税收规模对城镇居民储蓄率的影响为正，而对农村居民储蓄率的影响为负；支出规模对城镇居民储蓄率的影响为负，而对农村居民储蓄率的影响为正。上述发现对于中国未来的改革取向具有重要的启示。
关键词：人口年龄结构；财政影响；储蓄率
PopulationAgeStructure,FiscalPolicyandHighSavingRateinChina
WANGQilinga,LAIXiaoqionga，b
(a.SchoolofEconomics;b.WangYananInstituteforStudiesinEconomics,XiamenUniversity,Xiamen,Fujian361005,China)
Abstract：Thispaperusesthesampleofprovincialpaneldatafor1999―2009tomakeanempiricalstudyoftherelationshipbetweenpopulationagestructure,fiscaleffectandhighsavingrate.Thefindingsareasfollows:(1)ThemaindeterminantofhighsavingrateinChinaisnotpopulationagestructure,butthetransitionalfeaturesoftheChineseeconomy.(2)Thereisadistincturbanruraldifferenceintheeffectofpopulationagestructureonsavingrate,inthatchilddependencyratiohasanegativeimpactonurbanhouseholdsavingrateandapositiveoneonruralsavingrate,whileoldagedependencyratiohasapositiveimpactonurbanhouseholdsavingrateandanegativeoneonruralsavingrate.(3)Thereisalsoamarkeddisparityintheeffectoftheshareoffiscalrevenueandexpenditureonhouseholdsavingrate.Thescaleoftaxationhasapositiveeffectonurbansavingrateandanegativeoneonruralsavingrate,whilethescaleofexpenditurehasanegativeeffectonurbansavingrateandapositiveoneonruralsavingrate.TheabovefindingsprovideimportantreferenceforChina’sfuturereform.
Keywords：populationagestructure;fiscaleffect;savingrate
一、引言
近些年来，中国保持着非常高的国民储蓄率，2008年的数据已达到523%，较1992年增加1201%。从变化趋势来看，国民储蓄率自20世纪90年代初期开始有所下降，到2000年开始呈现较为明显的递增走势，从2000年到2008年，国民储蓄率年均增长392%。根据国家统计局公布的资金流量表可知，居民储蓄率从2000年的165%增加到2008年的2249%，年均增长408%；企业部门储蓄率从2000年的1565%增加到2008年的216%，年均增长476%；政府部门储蓄率从2000年的636%增加到2008年的821%，年均增长587%。从部门的截面贡献来看，中国的高储蓄率主要是由居民和企业两个部门带动起来，政府储蓄虽然近几年增长迅猛，但所占比例较小。持续高位运行的储蓄率受到了西方国家的责难，在后危机时代中国强劲增长的背景下，一些西方学者抛出了“中国经济责任论”和“储蓄国责任论”，由此引发了又一轮讨论中国高储蓄率问题的热潮。中国的储蓄率为什么这么高？学术界就这个问题给予了不同视角的解释，如人口结构因素［1］［2］［3］［4］［5］、经济增长因素［6］［7］、预防性储蓄［8］［9］［10］［11］［12］、男女比例失衡［13］、部门贡献角度的分析［14］［15］等。
Kraay（2000）通过实证分析，表明未来收入增长率与食品占家庭消费支出之比均对农村居民储蓄率有负向影响，而人口抚养比和未来收入的不确定性却未对其构成影响。［1］Modigliani和Cao（2004）运用时间序列数据研究表明，人口抚养比、经济增长率与通货膨胀率这些变量均对居民储蓄率有明显的正向影响。［2］由此看来，Kraay（2000）与Modigliani&Cao（2004）在人口抚养比对居民储蓄率影响的结论是不一致的。Horioka和Wan（2007）在上两篇文献的基础上重新对中国储蓄率的影响因素做了深入分析，结果表明：（1）收入增长率对居民储蓄率的影响为正，且系数较为显著。（2）人口年龄结构对储蓄率并未产生明显的影响。［3］
在较近的国内文献中，杨继军（2009）和汪伟（2009）的研究较具代表性。杨继军（2009）研究表明，经济增长率对储蓄率有正向影响，且系数显著；人口抚养比对储蓄率有负向影响，且人口抚养比每下降1个百分点，储蓄率就增加0124个百分点；由于人口抚养比的弹性远大于经济增长率的弹性，故人口抚养比是决定储蓄率的主要因素。［4］汪伟（2009）通过实证检验发现，中国的高储蓄率主要是由两个急剧转变的政策共同作用所致：（1）是从20世纪70年代后期实施的改革开放，以1978年为界，人均收入增长率的均值由1953―1977年的55%上升到1978―2006年的96%，经济增长率与储蓄率的变动基本一致。（2）是人口政策的转变，20世纪70年代我国开始实行计划生育政策，这对储蓄率的积累产生了巨大影响，这一转变使得中国迅速实现了人口转型，并通过“人口红利”的集中释放带来高储蓄。经济增长与劳动年龄人口的大幅增加互相影响，又进一步提高了储蓄率。［5］
中国人口年龄结构与高储蓄率的关系到底是怎样的？
图1描述了1995―2008年期间国民储蓄率与总人口抚养比的变动关系，根据该图可知，2000年是这一变化的转折年份，Kraay（2000）与Modigliani&Cao（2004）在人口抚养比方面的矛盾性可能与他们的数据区间不同有关，同时根据该图可知，杨继军（2009）对2002―2007年短期的分析是合理的，即人口抚养比与储蓄率呈现了负向关系。另外，由图2和图3可知，人口年龄结构与居民储蓄率的关系有着明显的城乡差异，特别是在城镇地区，杨继军（2009）的结论“人口抚养比对储蓄率有负向影响”在这里被分解为，少儿抚养比对储蓄率有负向影响，而老年抚养比对储蓄率却有着正向影响。为了更为全面的考察这二者的关系，本文借鉴Horioka和Wan（2007）的研究方法，同时考察少儿抚养比和老年抚养比对储蓄率的影响关系，特别关注2000年以后的数据特点。另外，我国是一个由计划经济向市场经济转型的国家，在这个转型过程中，财政手段的影响举足轻重，例如税收与财政支出会影响消费、投资与进出口，因此居民储蓄就会因这种影响而发生波动，从这个角度讲，财政政策特别是税收规模或支出规模就会直接或间接地影响储蓄率。基于上述原因，本文引入财政政策这一变量，来进一步考察人口年龄结构与居民储蓄率的关系，以及财政政策所带来的影响。
图2城镇居民储蓄率与少儿、老年抚养比的关系图3农村居民储蓄率与少儿、老年抚养比的关系二、变量、数据与方法
由于本文要考察人口年龄结构对居民储蓄率的影响，同时纳入财政政策，故被解释变量分别选择城镇居民储蓄率（savingrateofcity）和农村居民储蓄率（savingrateofrural），以区分城乡差别的特点。在解释变量里面，我们首先选择人口抚养比作为人口年龄结构的衡量指标，依据Horioka和Wan（2007）具体选用少儿抚养比（young_foster）和老年抚养比（old_foster），以考察不同非劳动年龄抚养比的差别，这里少儿抚养比是指某一地区中少年儿童人口数与劳动年龄人口数之比，通常用百分比表示，以反映每100名劳动年龄人口要负担多少名少年儿童。老年抚养比是指某一地区中老年人口数与劳动年龄人口数之比，用以表明每100名劳动年龄人口要负担多少名老年人，老年人口抚养比是从经济角度反映人口老化社会后果的指标之一。其次，我们选择政府收入占GDP之比（rev_rate）和政府支出占GDP之比（sp_rate），以反映政府财政政策对储蓄率的影响。以上解释变量为核心变量，在此基础上引入其他控制变量X，计量模型如下：
savingrateofcity=a1×young_foster+b1×old_foster+c1×rev_rate+d1×sp_rate+M1×X+e1
savingrateofrural=a2×young_foster+b2×old_foster+c2×rev_rate+d2×sp_rate+M2×X+e2
在控制变量的选择方面，首先，根据发展经济学的观点，一国在工业化的过程中应该有必要的储蓄率保证，因此这里引入GDP增长率（gdp_growth_rate）；其次，由于我国是一个转型国家，故应该纳入表征转型特点的指标，故引入第三产业比重（third_ratio）和二三产业比（trans_rate）以控制转型国家数据模型的稳健性；再次，从微观角度来看，居民储蓄率同人口自然增长率有着一定的关系，故这里引入人口自然增长率（natural_rate）；此外，不同地区城市化水平有着明显的差异，这里将纳入城市化指标（urban_rate），具体使用地区城市人口占地区总人口比重来测度。
以上变量所需数据均来源于CEIC数据库以及《中国统计年鉴》，数据区间为1999―2009年，原因是：（1）由于本文考察财政政策影响，受个别省份的财政收支数据的限制，省际财政收入与财政支出从1999年开始有完整的统计数据，从而保证了31个省市自治区的完整度。（2）Modigliani和Cao（2004）等文献主要考察了2000年以前的情形，这里为了对比其结论的代表性以考察2000年以后的情形为主。（3）根据图2和图3可知，分析2000年以后的数据特点更能揭示出人口年龄结构与中国高储蓄率的真实相关性。
本文使用31个省市自治区的面板数据来考察人口年龄结构对储蓄率的影响，在这个影响机制中，特别引入了财政收支比重，以分析当财政政策发生变化时，人口年龄结构的储蓄效应是否受到明显的影响。具体而言，根据杨继军（2009）的结论，人口抚养比对储蓄率有负向影响，这个由图1就可看出，但再观察图2和图3就会发现，少儿抚养比与老年抚养比的储蓄效应是截然相反的，并且这个特点在城镇地区极为明显，那么这个差异是否与财政政策的变化有关联？不同地区的地方财政情况有明显的差异，因此本文再引入省际财政收支比重，以考察财政手段是否构成对“非劳动年龄抚养比的城乡储蓄效应”这一传导机制的影响。
三、实证结果与分析
我们使用省际面板数据来考察人口年龄结构、财政影响与储蓄率的关系，根据Hausman检验，本文只报告固定效应，结果如表1所示。
模型（1）和（2）为基本回归方程，意在分别考察忽略财政政策时的少儿抚养比与老年抚养比对城镇和农村居民储蓄率的影响。然后引入控制变量：GDP增长率、第三产业比重、二三产业比、人口自然增长率以及城市化水平五个指标，同时引入财政收入比重与财政支出比重，形成模型（3）和模型（4），以考察两种抚养比，以及财政政策调整对城镇居民和农村居民储蓄率的影响。进一步地，本文通过引入财政收入比重与少儿抚养比、财政收入比重与老年抚养比、财政支出比重与少儿抚养比、财政支出比重与老年抚养比的交叉项来考察财政政策影响的强弱，针对城镇居民与农村居民储蓄率分别形成模型（5）、（6）、（7）和（8），并且计算财政收支规模的最优门限值，为后面的财政收支区间分析作准备。
根据模型（1）和（2）可知，少儿抚养比与老年抚养比对城乡居民储蓄率的影响系数均非常显著，少儿抚养比对城镇居民储蓄率的影响为负，而老年抚养比对城镇居民储蓄率的影响为正，两种抚养比的储蓄效应形成巨大反差，这与图2所显示的特点是一致的；少儿抚养比对农村居民储蓄率的影响为正，而老年抚养比对农村居民储蓄率的影响为负，这个情况刚好与城镇居民储蓄率相反，这说明人口抚养比的储蓄效应存在明显的城乡差异。
为了稳健性起见，模型（3）和（4）引入财政收入比重与财政支出比重，同时加入了5个控制变量，少儿抚养比对城镇居民储蓄率的影响系数由原来的-0472增加至-0276，老年抚养比对城镇居民储蓄率的影响系数由原来的0602减小至0575；少儿抚养比对农村居民储蓄率的影响系数由原来的0373增加至051，老年抚养比对农村居民储蓄率的影响系数由原来的-0559减少至-0781。数据虽有少许变化，但总体上仍在1%的水平上显著，且与原来的影响方向一致，说明人口抚养比对城乡居民储蓄率的影响作用是稳健的，这与Horioka和Wan（2007）的分析结果相反。当引入控制变量后，在影响城乡居民储蓄率的几个因素中，最为突出的是二三产业比，它对城镇居民储蓄率与农村居民储蓄率的影响系数分别为881和685，前者在1%的显著水平上通过检验，后者在10%的显著水平上通过检验，其次是少儿抚养比与老年抚养比。这说明影响城乡储蓄率的主要因素是二三产业比，它衡量了不同地区的转型特点对储蓄率的积累特性，其中的第三产业比重在城镇居民储蓄率的影响中系数较为显著，但在农村居民储蓄率的影响中并不显著，由此可知二三产业比更适合控制转型特征。在模型中，GDP增长率在城镇方面通过了显著性检验，而农村方面却未通过检验，为此我们对模型（3）和（4）做了GLS回归，结果表明，该系数的t值概率分别为0509和0031，城镇居民方面未通过检验，而农村居民方面却较为显著，这个城乡差异不足以说明GDP增长率对储蓄率的影响，这与Horioka和Wan（2007）的结论相反。城市化水平对城镇居民储蓄率的影响系数较为显著，而对农村居民储蓄率的影响系数却不显著，这说明，城市化的储蓄效应只在城镇地区较为明显，而在农村地区不明显，这个结论也是显而易见的。
考虑财政政策影响的情况，城镇储蓄率方面，引入的财政收入系数为0644，财政支出系数为-0706，两个系数均在1%的水平上显著，易见收入规模的扩张有利于城镇居民储蓄率的增加，而支出规模的扩张却会导致储蓄率的下降，且幅度较大。农村储蓄率方面，少儿抚养比与老年抚养比的系数也较为显著，系数正负与模型（2）和（4）一致，在引入的5个控制变量中，只有二三产业比和人口自然增长率通过了显著性检验，引入的财政收入系数为-0415，而财政支出系数为0748，容易发现这与城镇储蓄率的情形正好相反。根据模型（3）和（4）可知，引入财政收支比重后，少儿抚养比与老年抚养比对城乡储蓄率的解释力度仍较强，同时财政收支对城乡储蓄率的影响也存在着明显的城乡差异。
下面通过引入财政收入比重与少儿抚养比、财政收入比重与老年抚养比、财政支出比重与少儿抚养比、财政支出比重与老年抚养比的交叉项来考察财政政策影响的强弱，由此分别形成模型（5）、（6）、（7）和（8），根据我们计算的财政收支规模门限值可得到表2和表3，通过分析不同的财政收支区间来反映抚养比对城乡储蓄率的影响。
根据表2可知，随着税收规模的不断增加，少儿抚养比对城镇居民储蓄率的影响是先减小后增大，最优税收规模为465%，而对农村居民储蓄率的影响是先增大后减小，最优税收规模为713%，城乡储蓄率存在着相反的特点。随着支出规模的增加，少儿抚养比只对城镇居民储蓄率有影响，且影响是先减小后增大，最优支出规模为399%，而对农村居民储蓄率没有影响。剔除数据后，省际财政收入比重的均值为1911，标准差为757，最小值为851，最大值为5576，平均来看，财政收入比重没有超过465%，故验证了图2中少儿抚养比对城镇居民储蓄率的负向影响。类似的，农村居民储蓄率的最优税收规模为399%，而省际财政收入比重的均值为1911%，也未超过这个门限值，故验证了图2中少儿抚养比对农村居民储蓄率的正向影响。省际财政支出比重的均值为1601，标准差为642，最小值63，最大值4502，平均来看，财政支出比重远超过门限值86%，故验证了表1中老年抚养比对农村储蓄率的系数值-0559。
根据表3可知，随着税收规模的增加，老年抚养比只对农村居民储蓄率有影响，且影响是先增大后减小，最优税收规模为84%，而对城镇居民储蓄率没有影响。随着支出规模的增加，老年抚养比也只对农村居民储蓄率有影响，且影响是先增大后减小，最优支出规模为86%，而对城镇居民储蓄率无影响。
从表2和表3可知，人口年龄结构对城乡居民储蓄率的影响不是简单的单向关系，而是受到财政收支规模的制约，不同的税收规模与支出规模可能对应着相反的储蓄率效应。另外，人口抚养比对储蓄率的影响也存在着明显的城乡差别。
一般来讲，人口老龄化会影响居民储蓄率，其原因如下：（1）在经济领域，老龄化会对消费、储蓄、投资、税收等发生冲击，在公共政策的视角下，仅仅依靠调节人口政策或某一部门的政策都不足以全面应对老龄化问题。［17］在这个宏观系统的调整过程中，财政政策的作用直接或间接地平衡着储蓄与消费的互动，比如财政支出尤其是消费性支出（如中国政府部门的三公消费）的增加通过挤出效应使得居民消费减少，从而改变了居民的储蓄水平。（2）根据莫迪利安尼的研究，随着年龄的增大，居民在年轻时会多储蓄而到年老时就会拿出储蓄部分来消费，因此人口老龄化的加剧应使得居民储蓄率不断下降。（3）人口老龄化过程导致了劳动力年龄结构的老化，劳动力年龄人口的中位数大幅增加，劳动力供给减少，收入就会随之减少，因而储蓄也相应减少。［18］
但是，根据中国数据的测算，结合表1可知，人口年龄结构的老龄化趋势使得城镇居民储蓄率不断增大，而使农村居民储蓄率不断减小，可能的解释如下：（1）我国养老保障制度的二元结构。我国现有的养老保障制度设计是以城镇职工为主，对城镇职工实行社会养老保障，即个人、企业和政府三方责任共担的企业职工基本养老保险制度。近年来，我国各地积极探索农村养老保障制度改革，但由于没有统一的指导性文件，各地区改革在制度和标准上都不统一，农村社会养老保险的“碎片化”趋势较为严重。目前全国31个省（市、自治区）的农村养老保险共有1900多个县级统筹单位，标准大多是“一地一策”，这样导致的结果是，不仅正在试点的新农保制度互不相同，即使是一地的农村社会养老保险也同时存在多种制度。另外，没有纳入试点的农村居民仍然只能依靠个人养老方式。从这个角度看，农村养老保障制度在各方面仍远不如城镇养老保障制度完善，这样的城乡二元结构保障制度使得城镇老龄人口每月能得到一定数量的养老金，这在一定程度上保证了老年人的收入不减，近年来政府又提高了养老金的支付额度，使得城镇老年人的腰包越来越鼓，故其储蓄份额有所增加，但农村地区的养老保障制度仍未完善，出现的问题也较多，故农村居民在收入保障上远远不如城镇居民。（2）劳动力年龄结构的老化。人口老龄化促使劳动力年龄结构的老化，这在城乡都是一致的，但城乡就业岗位性质的差别在于，城镇地区的岗位多以脑力劳动为主，而农村地区的岗位多以体力劳动为主（相对而言），这就使得城镇老年人仍可以有机会或有时间继续工作，以获得薪金收入。而农村老年人就会因身体的原因而走下岗位，收入也随之减少。这样的结果导致城镇老年人仍有一定量的收入储蓄起来，而农村老年人就失去了储蓄的重要来源，因而农村储蓄率必然下降。（3）财政政策的影响。我国的财政政策主要体现为城市偏向性的财政政策，［19］因而较容易地导致城乡收入差距，例如社会保障支出较多地使城镇老年人受益，而使农村老年人得益甚少。表3却明确说明了人口老龄化的储蓄效应只在农村地区受到财政政策的影响，在城市地区却无影响，可见财政压力对农村老年人的影响更大，财政收支比重稍微增加一点，农村老年人的收入就可能减少，这就影响到其储蓄水平。
关于少儿抚养比的储蓄效应，可能的解释是，少儿年龄人口不具备劳动能力，因而没有收入来源，少儿抚养比的增加使得社会负储蓄增加，以提供足够的经济能力抚养少儿年龄人口。然而，少儿抚养比对储蓄率的影响在城乡之间有着明显的反差，其原因可能是：（1）抚养小孩成本的城乡差异。一般认为，小孩需要抚养的阶段是指从一个孩子的出生直到其具备独立的生存能力。抚养一个小孩需要的成本包括产前费用、生产费用、衣食住行、医疗费用、教育费用，以及其他不可预期的费用，而我国城乡地区在这些成本支出项目上都存在着明显的差距。据研究，城镇居民基本生活线为594286元，而农村居民基本生活线为196801元，后者仅相当于前者的3312%。［20］这说明农村整体上的消费水平都远低于城镇，城镇的高消费水平使得城镇家庭抚养小孩的开销大大增加，从而可储蓄的部分就会相应地减少。而农村因其较低的消费水平而较小地影响其储蓄能力，但农村居民储蓄率的储蓄效应系数为正数，也就是说，小孩数量的增加反而会提高农村家庭储蓄水平。我们给出的解释是，在农村一直都有养儿防老的传统，所以农村家庭小孩多（尤其是男孩）的父母就会进行预防性储蓄，以保证自己老了有人所养。（2）财政政策影响。一方面，财政收入的增加，如所得税或消费税的调整，很容易使城镇劳动者的收入发生改变，而这却较小地影响到农村劳动者，因而抚养小孩数量明显会造成城乡家庭储蓄的巨大差异；另一方面，财政支出所具有的挤出效应（主要是消费性支出的挤出效应）会影响到城镇居民而不会影响农村居民，因而少儿抚养比对城镇居民储蓄率的影响受到财政支出挤出效应比较大，而对农村居民储蓄率则不会产生影响。
四、结论性评述
本文以1999―2009年的省际面板数据为样本，对人口年龄结构、财政政策与高储蓄率的关系进行了分析，结果表明：（1）影响我国高储蓄率的主要因素不是人口的年龄结构，而是经济体的转型特征，产业结构的调整从宏观角度改变了拉动经济的投资消费比例，从而传递到居民部门，影响其储蓄行为。（2）人口年龄结构对我国储蓄率的影响存在着明显的城乡差异，其中少儿抚养比对城镇居民储蓄率的影响为负，而对农村居民储蓄率的影响为正；老年抚养比对城镇居民储蓄率的影响为正，而对农村居民储蓄率的影响为负。（3）财政收支比重对城乡居民储蓄率的影响也存在着明显的差异，税收规模对城镇居民储蓄率的影响为正，而对农村居民储蓄率的影响为负；支出规模对城镇居民储蓄率的影响为负，而对农村居民储蓄率的影响为正。
中国从1978年改革开放到现在，经济体的运行具有明显的转型特征，这个特征不仅体现在产业结构调整上，而且也体现在微观层面上，加之20世纪70年代实行的计划生育政策，又改变了中国的人口年龄结构，这在很大程度上配合了转型调整所带来的储蓄效应。在这个过程中，财政政策通过宏观层面对经济进行干预，使得城乡居民的收入与消费行为发生改变，进一步影响到储蓄能力。从以上原因来讲，我国高储蓄率的发生有其必然性和合理性。然而根据发展经济学的观点，经济的发展将伴随着储蓄的减少，但就现状而言，中国是世界上最大的发展中国家，中国仍处于并将长期处于社会主义初级阶段，不能单凭改革开放后中国经济总量快速的增长而忽视中国发展阶段的实质。随着中国人口老龄化的不断加深，人口红利的优势将逐渐释放直至消失，在此过程中国家调控的方向应是以优化产业结构、转变经济增长方式、加快人力资本积累等途径为主，这些措施虽然看似较为传统，但考虑到中国高储蓄这个发展特点，它们的实施对促进中国经济增长与发展仍具有重要的意义。
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收稿日期：2011-10-12