我国居民储蓄问题研究现状论文

【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 [2] 臧旭恒.居民资产和消费选择行为分析.上海三联书店.上海人民出版社,2001.4 [3] 王立平.转型时期中国消费者行为研究综述.经济学动态,

给你一篇我刚写的 呵呵 仅供参考 (需要的话给你电子版 QQ：309735313)关于我国城镇居民储蓄存款模型的计量经济分析 （我的姓名等信息就省略了啊 呵呵） 内容摘要：本文利用我国1978年以来的统计数字建立了可以通过各种检验的城镇居民储蓄率的模型，对我国城镇居民储蓄存款情况进行实证分析。通过对该模型的经济含义分析得出各种主要因素对我国城镇居民储蓄存款数量的影响程度，并针对我国城镇居民存款储蓄现状提出自己的一些建议。 关键词：居民储蓄存款 实证分析 主要因素 一、问题的提出 1978年以来,随着我国国民经济的飞速发展,我国的居民储蓄也出现高速增长的态势。进入90年代以后．我国居民储蓄存款余额始终保持在两位数的增长速度。我国居民储蓄存款持续增长这一经济现象引起国内理论界的广泛关注。这对我国经济的进一步增长有着有利的一面,但也会带来一定程度的负面影响。所以国家相继出台了一系列积极的财政和货币政策,以刺激国内消费和投资需求,分流储蓄,但是居民储蓄依然持续增加。由于居民的储蓄存款直接影响着居民的消费行为，影响着货币的供给量，进而间接影响着国家经济的发展，宏观调控的力度和效果，因此，对我国居民存款储蓄问题的深入研究就显得尤为重要，这有助于帮助大家认清现状，做出合理的决策。虽然我们作为本科阶段的学生对这个问题的理解和研究还不够深入和透彻，但对此问题的探索有利于我们更好的掌握专业知识，了解国情，提高实际操作水平和理论联系实际、发现问题、分析问题、解决问题的能力。 二、文献综述 我国有很多学者建立了许多的储蓄模型来分析各因素对居民储蓄的影响程度,但分析结论的差异很大。整理以前的研究成果,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： 1.收入因数 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。 2.利息率 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。在本文中，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。 3.物价水平 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。本文用通货膨胀率来考察物价水平对储蓄率的影响。 4.收入分配 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。 三、变量的选取及分析 目前我国正处于改革时期，各种不确定性因素很多。因而，要分析各种因素对中国居民储蓄行为的影响，必须立足于中国的国情。1998年后，中国经济运行进入了一种新的体制约束状态，出现了明显的供给过剩，需求对经济增长的约束与拉动作用明显增强，投资、消费膨胀的内在动力明显不足；同时，由于我国市场机制尚不健全，市场经济发育不成熟，市场体制的控制力还有限，从而不能形成一种有效地传导机制。市场化的改革对人们的经济行为、心理行为带来了很大影响，银行开始考虑贷款风险，投资者开始考虑投资回报，而消费者也开始考虑最佳的消费时机和预期收入。这说明，我们的微观经济层面已生长出一种内在的约束机制，然而社会各个方面对这些积极的因素还很不适应，微观主体内在约束机制较强与宏观经济市场传导机制不畅之间的矛盾，导致了投资行为受阻、消费行为审慎和储蓄持续稳定增长。当前影响我国居民储蓄的因素有很多，概括起来有以下几点：居民对社会经济形势的预期、可选择的投资渠道、信贷消费的发展、利率因素的影响、"假性"存款的影响、消费领域的信用等级、高收入阶层消费状况、就业形势压力、体制改革、居民收入水平等。 由于我现在的时间和能力有限，只能综合考虑，选取一部分变量进行研究，而且为了方便查找数据，只建立我国城镇居民储蓄存款模型进行研究。本文选用当年的收入增长率来考察收入因数对储蓄率的影响。用城镇居民的储蓄率作为被解释变量。另外还选取了中国1979年到2002年的各年的城镇居民收入的基尼系数、一年期储蓄利率和通货膨胀率作为解释变量。 四、数据及处理 本文模型数据样本为从1979-2002年。 年份 城镇居民储蓄率 城镇居民收入增长率 一年期储蓄利率 通货膨胀率 城镇居民基尼系数 1979 0.06368087 0.264869934 3.78 0.02 0.16 1980 0.08740586 0.220385089 5.04 0.059804 0.15 1981 0.07093626 0.104176446 5.4 0.024052 0.15 1982 0.08105586 0.139165412 5.67 0.01897 0.15 1983 0.09963501 0.093723563 5.76 0.015071 0.16 1984 0.13025584 0.245357008 5.76 0.027948 0.19 1985 0.15161502 0.184241122 6.72 0.08836 0.19 1986 0.17454542 0.280700971 7.2 0.060109 0.2 1987 0.2175453 0.167515864 7.2 0.072901 0.23 1988 0.17862152 0.219728929 7.68 0.185312 0.23 1989 0.2721202 0.199827095 11.12 0.177765 0.23 1990 0.32760614 0.123579703 9.92 0.021141 0.24 1991 0.31032443 0.163667824 7.92 0.028888 0.25 1992 0.3016907 0.228819425 7.56 0.053814 0.27 1993 0.3199061 0.311233327 9.26 0.131883 0.3 1994 0.42486435 0.397210898 10.98 0.216948 0.28 1995 0.44898036 0.261076104 10.98 0.147969 0.28 1996 0.40903477 0.198208003 9.21 0.060938 0.29 1997 0.30935015 0.127739779 7.17 0.007941 0.3 1998 0.25777978 0.108852141 5.02 -0.026 0.295 1999 0.21234608 0.134557035 2.89 -0.02993 0.3 2000 0.1239205 0.125688358 2.25 -0.01501 0.32 2001 0.24155306 0.14364071 2.25 -0.0079 0.33 2002 0.29897822 0.173106495 2.03 -0.01308 0.319 数据来源：各年份的《中国统计年鉴》 注：Y代表城镇居民储蓄率 X1代表城镇居民收入增长率 X2代表一年期储蓄利率 X3代表通货膨胀率 X4代表城镇居民基尼系数 五、模型及处理 基于以上数据，建立的模型是： Y=β1+β2X1+β3X2+β4X3+β5X4+u β1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。 β2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。 β3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。 β4度量了当通货膨胀率变动一个单位，储蓄增量的变动。 β5度量了基尼系数对储蓄率的影响。这也是本文的重点变量。 u是随机误差项。 对Y做回归 利用eviews最小二乘估计结果如下 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -0.264646 0.045525 -5.813154 0.0000 X1 0.317426 0.175678 1.806864 0.0875 X2 0.024054 0.003688 6.523093 0.0000 X3 0.024476 0.205508 0.119099 0.9065 X4 1.127523 0.149318 7.551127 0.0000 R-squared 0.897971 Mean dependent var 0.234065 Adjusted R-squared 0.875298 S.D. dependent var 0.116109 S.E. of regression 0.041002 Akaike info criterion -3.360748 Sum squared resid 0.030260 Schwarz criterion -3.113901 Log likelihood 43.64860 F-statistic 39.60525 Durbin-Watson stat 1.541473 Prob(F-statistic) 0.000000 根据以上结果，初步得出的模型为 Y=-0.264646+0.317426X1+0.024054X2 +0.024476X3+1.127523X4. 1.经济意义的检验 该模型可以通过初步的经济意义的检验，系数的符号符合经济理论。 2.统计检验 从表中可以看出，显然通货膨胀率的系数通不过T检验，R2=0.897971， 2值为0.875298，模型的拟合情况较好。F检验的值为39.60525，整个模型对储蓄率的增长影响是显著的。 3.多重共线性的检验 从F值可知此模型整体显著，但是分析各个变量后发现X1和X3不显著，可能存在多重共线性，运用消除多重共线性的逐步回归方法我们可以得到要放弃X3 这个变量，重新做回归分析得到： Y=β1+β2X1+β3X2+β5X4+u Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -0.271487 0.041322 -6.570056 0.0000 X1 0.314787 0.113799 2.766177 0.0119 X2 0.024487 0.003178 7.704986 0.0000 X4 1.145280 0.137886 8.305987 0.0000 R-squared 0.897094 Mean dependent var 0.229740 Adjusted R-squared 0.881658 S.D. dependent var 0.115517 S.E. of regression 0.039739 Akaike info criterion -3.461967 Sum squared resid 0.031583 Schwarz criterion -3.265624 Log likelihood 45.54360 F-statistic 58.11739 Durbin-Watson stat 1.556309 Prob(F-statistic) 0.000000 从新模型的整体效果来看，R值和F值都很好，而且各个变量的t统计量也表明各个变量对储蓄率的增长都有显著影响。 因此模型可设为Y= -0.271487+0.314787X1+0.024487X2+1.145280X4 4.异方差性检验 对新模型进行异方差性的检验，运用white检验，得到如下结果： White Heteroskedasticity Test: F-statistic 2.669433 Probability 0.054505 Obs*R-squared 11.50596 Probability 0.073942 Obs*R-squared的计算结果是11.50596，，由于选用的没有交叉乘积项的方式，所以自由度为7，在0.05的显著水平下，查表得 （7）=12.59〉11.50596，所以接受原假设，即该模型不存在异方差性。 5.自相关性的检验 从上表可知DW值为1.556309，且样本容量n=24，有三个解释变量的条件下，给定显著性水平 =0.01，查D-W表得，d =0.882,d =1.407,这时有d