居民储蓄影响因素分析

居民储蓄影响因素分析（精选12篇）

居民储蓄影响因素分析 篇1

1研究背景

自1949年以来, 中国储蓄率随着经济增长和收入水平提高呈不断上升趋势, 因而高储蓄率也被认为是解释中国经济高速增长的一个主要因素。虽然高储蓄率总是会导致更高的收入及较高的经济增长率, 但并非储蓄率越高越好, 必然会存在一个最优的储蓄率。

据统计, 我国近年来的实际GDP平均每年增长9%左右, 而资本的净边际产量即MPK-δ, 约为0.9%。我国的资本收益MPK-δ=每年0.9%, 大大低于经济的平均增长率 (n+g=9%) 。可见, 我国的资本存量已经远远超过了黄金律水平。也就是说, 当前我国的储蓄率和投资水平已经偏高, 而消费率则偏低。所以我们应该降低储蓄率, 减少投资, 把收入的更大份额用于消费, 这样就会立即提高消费水平, 并最终达到更高消费水平的稳定状态。

那应该如何降低我国的储蓄率呢?下面我们将以城镇居民的数据为例进行分析。

2实证分析

先选定城镇居民储蓄S作为解释变量, 选定城镇居民可支配收入Y, 实际利率R, 名义利率, 社会养老保险作为主要的解释变量, 建立城镇储蓄回归模型S=a+bY+cR+dW+ε, 利用我国1980-2006年的相关样本数据及EVIEWS软件进行回归分析, 得到多个包含不同个数解释变量的回归方程。

首先, 先检验名义利率和实际利率对于储蓄的影响。因此, 我们先仅对收入与储蓄作回归, 然后在收入的基础上分别加上名义利率和实际利率, 得到以下结果:

从表2中可以看出, 各个回归方程的R2值均较大, 说明样本拟合优度较好;F值均大于检验临界值F0.01 (K, 23 - K) , 说明回归方程均在99%的水平上显著成立, 回归效果良好。具体分析如下:

(1) 从回归模型的方程1中可以看出, 收入对城镇储蓄的边际贡献高达95.9867%, 系数为正并且在99.9%的水平上显著, 说明收入是决定储蓄的一个最为重要的因素, 并且它对储蓄有着非常明显的正效应。

(2) 从在收入的基础上加入名义利率解释变量的城镇储蓄回归方程2中可以看出, R2值增加了0.0523%, 名义利率的系数为负, 说明名义利率对城镇储蓄有着较为微弱的负效应 (边际贡献仅为0.0523%) 。

(3) 从在收入的基础上加入实际利率解释变量的回归方程3中可以看出R2值增加了0.0622%, 实际利率的系数为正, 说明实际利率对城镇储蓄有着较微弱的正效应 (边际贡献为0.0622%) 。

从上面的分析中, 我们可以看出, 名义利率对储蓄的影响要小于实际利率对储蓄的影响, 这是由于通胀率的存在, 在一定程度上起了抵消的作用。所以下面分析社会养老保险对于储蓄的影响时, 将直接采用实际利率作为方程的其中一个解释变量。于是, 对城镇储蓄回归模型S=a+bY+cR+dW+ε进行计量检验, 这又得到以下结果:

最小二乘法检验结果:

从相关性检验的表格中, 我们可以看出, 居民可支配收入与储蓄的相关性系数最大, 其次是社会养老保险, 再次为利率。

而在最小二乘法对模型进行回归检验的表格中, 我们可以看到, 该回归方程的拟合优度良好, R2=0.961601, 并且该方程都通过了F检验和T检验, 说明总体回归方程显著, 即检验变量S与解释变量Y, R, W之间线性关系较为显著, 并且每个变量Y, R, W都对S有显著影响。表格中D-W=1.866120, 根据k=3, n=27, 查得, dl=1.16, du=1.65, du =1.65

从以上两个检验结果, 我们可以做出以下分析:

(1) 收入城镇储蓄的边际率高达96%, 系数均为正, 说明收入是决定储蓄的最重要的因素, 其对储蓄有着非常明显的正效应。我国改革开放以来居民储蓄大幅度增长的主要原因是居民收入的稳定增长的主要原因是居民收入的稳定增长。

(2) 实际利率的相关系数为正, 且显著性较强, 说明实际利率对城镇储蓄有着较微弱的正效应。

(3) 社会养老保险的相关系数为负, 说明养老保险对城镇储蓄有一定的负效应, 即社会养老保险对居民储蓄有抑制作用, 且该相关系数的绝对值大于实际利率的相关系数, 说明比起实际利率, 社会养老保险对于居民储蓄的影响更大。

3结论与政策启示

(1) 影响储蓄的应该是实际利率, 而并非名义利率, 由于通胀率的存在, 使得名义利率的作用变得十分的微弱。所以我们更应关注实际利率而非名义利率, 而这也部分解释了为何我国试图通过一再地降低存款利率来减少储蓄, 却无法得到预期的效果, 存款额却仍然不停攀升的原因。

(2) 虽然实际利率对于储蓄率确实有一定的正效应, 而事实上我国的实际利率也不断的在下降, 但居民的储蓄额并未减少, 一部分原因正是因为社会养老保险的不完善。

(3) 当然除了可支配收入、利率、社会养老保险外, 失业保险、医疗保险, 预期等都对中国居民的储蓄有显著的负向影响。其实, 这些原因归结在一起归根到底就是由于社会保障制度的不完善导致中国储蓄的居高不下。所以, 完善社会保障制度才是真正改善中国储蓄率及提高居民生活质量的唯一途径。

摘要：储蓄率是影响一国经济发展的一大重要因素, 它的高低会对经济增长水平有着直接的影响。以城镇居民的数据为样本, 引入可支配收入、利率、社会养老保险等变量建立回归方程, 分析了各大因素对储蓄率的影响, 从而得出相应的结论。

关键词：储蓄率,可支配收入,利率,社会养老保险

参考文献

[1]卢君生, 蔡锐.居民储蓄的影响因素分析与实证研究[J].南昌航空工业学院学报 (社会科学版) , 2004, (6) .

居民储蓄影响因素分析 篇2

S= a+ sYd

即居民储蓄(s)取决于当前个人可支配收入Yd 和家庭的边际储蓄倾向(S)。当前可支配收入是指支付直接税后的国民收入,因而可以表示为:

Yd= Y(1-t)

在上式中, Y 为国民收入, t为直接税率, 因而在s与Y既定的情况下,原则上S取决于税率t的大小。税率t下降,则Yd 增加,从而家庭储蓄S增加。

因而税收对家庭储蓄行为的影响主要是通过所得税对个人可支配收入和储蓄收益率的影响来实现的。呈负相关关系，即税收增加，储蓄率降低。

但是通过实证分析,我国的实际情况并非如此。文中分别从税收制度完善，中国储户国情等方面出发寻找原因，并提出建议。

在西方经济学中的凯恩斯绝对收入假说中提到当税收增加，个人的可支配收入减少，那个人的消费需求与储蓄率都会降低，如果增加的税收里面包含对利息的所征税，那税收对储蓄的影响产生了替代效应，降低了储蓄率，增加了替代储蓄的消费需求。因此税收增加对储蓄率是负相关。

然而这个理论在我国却行不通。主要是以下原因：

1.快速发展的经济。我国税收增长是建立在快速发展的经济基础上的，所以税收增加的同时居民的个人收入也在增长，甚至个人的可支配收入不减反增，因此储蓄率也随之提高。

2.税法制度的完善。近年来，我国加大了税收征管力度，同时在偷税漏税方面加强执法力度，收回大量违法的税金，通过这两方面，使得我国税收大大增加。

3.中国储蓄特殊的自身因素。一直以来中国人大多有勤俭持家的传统美德，正是这种原因，中国人对自己的收入往往倾向于储蓄，而外国人则是普遍持提前消费的观念，再加上近几年国际经济环境恶化，国内正处于经济结构转化的不稳定时期，更加坚定了中国储户增加储蓄决心。

然而税收与储蓄率呈正相关同步增加长意味着居民的投资和消费减少，长此以往,不利于我国经济的发展,以下措施促使我国消费和投资的增长。

1.适当调整税制结构。应采取更有利于促进消费和投资的税制结构，如进一步完善增值税，改进消费税，降低总体税负。

2.开创多元化的投资渠道。储蓄率的增加是因为居民日常的投资渠道狭小，政府应联合金融机构给居民提供一些相对安全、利息收入高于银行存款的投资渠道，满足庞大的储户需求。

3.刺激消费，扩大内需。降低存贷款利率，发放消费补贴，鼓励大家消费投资。提高最低工资标准，增加居民可支配收入，同时改善国内消费环境，增强居民消费信心。

居民储蓄影响因素分析 篇3

关键字：老龄化；养老产业；储蓄

引言

上世纪八十年代我国通过实施一对夫妻只生育一个孩子的人口控制政策，进行过多的人口增长束缚管理，虽然在一定时期内的确缓解了我国当时的人口过度增长的问题，但是同时，由于此措施的实施也直接导致了未来较长的时间内，我国的老年人口绝对数量的不断增多，从而给我国带来人口老龄化的新难题。中国的人口结构因为老龄化来袭，正在发生着巨大的变迁，因为人口老龄化对中国经济的长远发展，带来的许多问题已经浮现。其中由于人口结构的变动势必会影响到生产与消费结构的变动，从而影响到储蓄。一直以来，居民储蓄都是投资的重要来源之一，对一个国家的经济增长起着重要的影响作用。而众所周知，不同年龄结构的人群，所具备的储蓄倾向也因此不同，那么我国即将面临的人口老龄化问题势必将对我国的居民储蓄产生一定程度的影响。因此在我国人口老龄化不断加深的背景下，研究人口老龄化对我国居民储蓄的影响问题，对推动我国的经济和社会的持续性健康发展，以及加快我国社会主义市场经济建设步伐都有着重要的现实意义。

一、我国人口老龄化的发展现状

我们这里泛指的人口老龄化是指老年人口在總人口比重的提高过程，就是人口年龄结构变化年龄在65岁及以上人口占总人口比重7%以上，可视为人口老龄化。随着我国经济的迅速腾飞，人民生活水平的普遍快速提高，同时伴随着我国医学技术的快速发展，人口死亡率下降，我国的人口平均预期寿命延长。据有关数据显示，从1992年至2014年期间，我国65岁以上人口比重一直都在呈现上升的趋势，1992年老年人口的数量为7139万人，占比6.09%。到了2000年的时候，老年人口的数量占总人口的比重为6.96%，就已经达到了国际上普遍设定的人口老龄化社会标准，也就是标志着我国已经进入了人口老龄化的阶段，2014年最新统计数字显示，年龄在65周岁以上的老年人口数量已经接近1.4亿，比重接近10%。预计2050年是中国人口老龄化最严峻的时期，那时我国的老年人口数量将超过4亿，而老龄化的水平将达到近30%，老龄化危机的压力巨大。

其实，目前世界上的许多国家都面临着和我们一样的人口老龄化问题，但我国同一些发达国家相比，人口老龄化的发展速度非常快而且来势凶猛，按照有关专家的预测，我国人口老龄化比例从7%上升到14%，只需要我国老龄人口比例从7%上升到14%，仅仅需要经过25年左右的时间，而美国同样比例的上升则需要66年时间，英国则需要45年时间，法国则更长需要115年左右。这就使得我国的老龄人口的增长具有速度快，老年人口的绝对数量大的特点。而且与西方国家相比，我们国家的经济发展与老龄化的发展呈现出不同步的特征，大多数的西方发达国家进入老龄化社会前，已经实现了自身经济的工业化发展，就是所谓的“先富后老”，而我们国家正好相反，在处于经济发展未完成的阶段，物质基础还不足以满足负担过多的老年人口养老问题之前，就提前进入了人口老龄化社会。就会因为目前的社会对老龄化危机的承受力还没有做到充足的准备，社会财富积累不充足，迫使我国遭遇了“未富先老”的尴尬境遇，这势必会给我国的财政负担和经济发展带来巨大的压力，而我国劳动力的负担也会随之日益加重。

二、我国居民储蓄的发展现状

随着我国改革开放的不断深入发展，特别是近几年我国的金融市场发展日益完善，因此我国的居民储蓄方式也随之呈现出多元化的特征，储蓄存款在整体居民储蓄的比重明显下降，导致居民储蓄存款再也不能完全的替代所有的居民储蓄了。但是我们国家一直是全球居民储蓄率水平比较高的国家之一。根据有关数据显示：2009年我国居民储蓄为83717.8亿元， 2013年10月底，我国居民储蓄存款余额已经达到44万亿元之多，快速高速增长的居民储蓄对于我国经济的发展来说有利有弊，高额的居民储蓄可以为投资提供强大的资金保障，为经济发展提供充足的动力，但同时过高的居民储蓄则会抑制居民消费规模的增长以及消费水平的提升，另一个角度对于商业银行来说，也加重了商业银行的经营成本与负担，因此给整个经济的持续性发展带来了风险隐患。目前，在全球储蓄率下降的趋势下，而我国的居民储蓄率仍旧居高不下，并呈现出逐年持续上升势头，其实从某个角度已经反映出我国消费的内需不足问题，这个问题已经引起了社会的广泛关注，更多理论分析将这个现象归因于我国持续的快速的经济增长快速，使得我国居民的收入不断增长收入增加，居民可能更倾向或者更加习惯选择将收入的增加部分直接用来储蓄，而不是选择投资或者不是选择消费。再加上由于我国的社会保险、救助以及福利等保障制度体系目前还并不健全，因此大多数居民会因为防范未来可能发生的不确定突发事件进行预防性的储蓄。

三、人口老龄化对居民储蓄的影响分析

其实，人口老龄化的过程是一个长期并且十分缓慢的发展过程，人口老龄化同时也带来了劳动力人口的养老负担加重的问题。在未来我国的人口老龄化的背景下，居民储蓄的会受到个人收入水平变化的影响，因为在老龄人口退休以后，他们的绝对收入水平与其他劳动力人口的收入水平相比势必会大幅度的下降，而青年劳动力的收入水平又会因为要用于养老保障支出的增多而出现相对的下降。同时居民储蓄也会影响社会消费的需求，因为老龄社会的到来，使得老年人的生活与医疗等方面的消费支出大幅度增加。因此伴随我国人口老龄化的发展，有关老龄化与居民储蓄相互影响的问题受到人们的高度关注，按照经济学原理和以往发达国家的发展历程来看，人口老龄化将导致居民储蓄的下降。但我国的传统背景与西方国家不同，是不是会有所区别呢？

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我们都知道，在处于不同生命发展时期的人们的储蓄需求也是不同的。一般说来只有在中青年时期，因为是作为社会发展中的主要劳动力时期，因此是具备对自身储蓄做出最优决策的最好时机，但是由于在我国经济发展的背景下，青壮年劳动力因为上有老，下有小的经济压力，消费支出的需求相对更多，因此，此时期产生的储蓄需求相对较少。而到了老年阶段，由于老龄人口的消费资源，主要来自于其自身在前期劳动力阶段积累下来的储蓄，以及子女对父母付出的赡养费用，因此，在我国的老年人口往往持有较高的居民储蓄意愿。因此，我国的人口老龄化的发展，必然会影响社会储蓄的规模，对经济社会发展产生较大影响。

随着我国人口老龄化的加速，由于与发达国家相比，我国的养老保障制度及医疗保险制度还没有健全和发展完善，因此人们在老年阶段要面临的养老以及医疗支出依然还存在较大的不确定性，给老龄人口带来对未来风险的抵御心理需求。因此，相应会产生倾向增加当前储蓄，来抵御未来可能遭遇风险的“未雨調缪”的储蓄动机。再加上目前市场分析，我国十分缺乏针对老年人消费群体需求的各种产品，老年产业发展滞后，相对于日益增长的老年人的消费需求的市场供给严重不足，同时又缺少消费渠道，导致大量老龄人口的消费不足，直接使得老龄人口手中的闲散资金只能大部分流回银行，从而增加居民储蓄的积累。

就目前我国的老年人口的消费和投资渠道来看，呈现出来的特点是消费不足，投资渠道狭窄。这就使老年人口的强制性储蓄增加。而日后随着老年人口数量的不断增加，老年消费市场应当会逐步随之扩大，但是目前我国的老年消费品市场，却显现出明显的供给的不足，这种消费品市场供给与需求的发展不对称，导致即使未来收入较高的老年人口群体，也会因为没有市场供给最终难以形成消费，致使老年人口的强制性储蓄增加。

虽然随着我国经济的飞速发展，目前我国的资本市场也有了较快较大的发展，并且提供給居民的可操作的投资品种也越来越多，但是我国的资本市场发展并不完善，造成人们对其发展明显的信心不足，很难吸引广大人口，尤其是老年人口。其实老年人口投资群体，因为大多都是长时期，曾经经历过我国的计划经济体制时期，他们对资金的安全性看作最重要的一点，认为把资金存进银行进行储蓄是理所当然的事情，对储蓄有着非常强的惯性和依赖性。对认为储蓄是由银行和政府作为保障的投资方式，和其他金融工具相比，最为安全可靠。这就使得老年人口面临投资渠道不通畅的问题，越来越多的老龄人口，越来越多的投资需求，却没有适合老年人口投资的金融产品提供，从而导致资金流入银行。

四、人口老龄化背景下如何拓深养老产业发展促进储蓄增长

其实，人口的老龄化是一个持续的、不断的过程。如果老龄化危机是我国未来经济发展中不可回避的现实，如何从长远利益出发，立足于我国的实际经济背景， 积极采取应对措施，保持适度的储蓄水平持续促进经济的增长。

（一）不断改进和完善我国现有劳动力市场结构

既然人口老龄化是我国未来不可避免的发展趋势，那么，随着现有劳动人口比重的逐渐下降，我国劳动力市场的人口结构优势也必然逐步减弱。首先，建议在宏观整体调控总人口数量的前提下，根据不同地区不同人群的实际状况，适度放宽原有的计划生育政策，来增加未来劳动人口的数量；当然继续同步采用渐进式的延迟退休和延缓申领养老金制度，在劳动人口数量未能快速增长的时期，通过延长劳动人口的劳动时间，实现相对增加劳动人口数量的目标，同时也可以提高老龄人口的资源利用效率，缓冲老龄化危机给劳动人口带来的巨大的养老压力。其次，可以通过推进实现城乡一体化的方式增加现有的劳动力市场资源，因为在我国的农村地区，其实依然存在许多闲置的青壮年劳动力资源，这些青壮年劳动力因为受到城乡转移政策的限制，或者是因为缺乏城镇务工的劳动保障，没有实现进入劳动力市场，成为劳动人口。因此，通过切实保障农民工的利益，合理的改善我国农民工走进城镇从事工作的劳动环境，将可以在一定程度上增加现有的劳动力市场劳动人口资源，从而减低整个社会因为老龄化到来而出现的较高抚养系数。在实现缓解人口老龄化给社会养老造成的负面影响的同时，因为劳动人口的增加， 一定程度上减缓人均居民储蓄额减少，带动国内消费，缓解政府支出的养老金财政压力。

（二）逐步完善我国的养老社会保障制度，推进健全的养老服务平台建设

虽然，目前我国已经基本建立了城镇养老保险制度，但是在其运行过程中，仍然存在非常多的问题，而且无法应对人口老龄化危机带来的巨大冲击。为了真正实现“老有所养”的社会保障体系，完善养老社会保障制度之后，就能够使居民放心的消费。我们一定要积极完善养老服务产业发展，解决居民的后顾之忧，使居民消费需求得以实现。一方面可以通过引进民间资本进入养老产业或者拓宽养老保险基金的投资渠道的方式，增加基本养老保险基金的数量，缓解未来养老保障基金不足的压力；一方面可以通过学习西方发达国家的先进经验，探索创新的新型养老模式，建立居家养老和社区养老作为基础，而机构养老模式为补充的健全的养老服务平台。解除未来老年人口的后顾之忧，为拓展储蓄发展提供保障。随着我国居民的收入不断增长以及居民消费水平的日益提高，目前这种比较低的社会保障标准将越来越难以满足未来居民的生活需求。因此，我们要通过提供多样化的商业养老保险和商业健康保险等产品和服务，实现对基本养老保险制度的补充，从而弥补原来现有养老保险出现的因为老年人口剧增产生的严重不足问题。当然也可以将这种商业保险作为引导老年人口投资的渠道导向。

（三）开拓老龄产业，增加老年消费市场供给

今天提到的所谓老龄产业，就是指为主要为老龄人口提供商品和服务的产业，应该能够满足老龄人口的各种物质与精神的需求。其实，随着我国老年人口数量的增加，老年消费市场的需求必然也会快速增加。而且现在由于我国经济的快速增长，收入的增加，绝大多数的老年人群对于自己的晚年生活质量也越来越重视，除了老年人口的必备的日常生活用品需求以外，针对老年人口的医疗保健市场、医疗护理用品、丰富老年人口精神生活的各种文化产品市场的需求越来越多。但作为一个特殊产业，目前我国的老龄产业发展与日益增长的老年消费市场需求相比相对发展滞后，基本上仍然处于起步和探索阶段。那么，随着老年人口数量的快速增加，要求我国的老年产品市场，深入挖掘老龄人口的多样化需求，从市场产品的数量、品种、质量等方面都要尽快调整，来满足越来越多的老龄人口的社会消费需求。因此，我们要尽快调整经济产业结构，加大开发老龄产业力度， 增加老年消费市场供给，逐步减轻老龄化危机到来给我国经济产生的负面影响。

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（四）降低金融市场的风险，发展养老金融业务，充分利用储蓄资源

我国经济的飞速发展，离不开金融市场的繁荣发展。如果金融市场的金融风险较多，就会使得居民积累的大量资金，形成的储蓄金额无处投资。建立一个宽松有秩序的金融市场环境，采取积极的鼓励投资政策，创新出更多合理的投资理财工具，促进储蓄向投资市场的发展，创造更多储蓄价值。当然，还要通过适当的社会宣传，转变居民的传统的、老旧的理财观念，增加居民的投资理财知识，减少居民储蓄提高经济发展。当前我国的人口老龄化对居民储蓄的影响，主要表现为储蓄利用效率低下，并不是单纯的储蓄规模的缩小，因此，在这段时间内，我们应当切实加强对金融市场是的支持， 通过实现我国金融市场的金融产品的多元化、多样化，尤其是针对越来越多的老年人的投资需求。因为在人口老龄化到来之际，越来越多的养老金融消费群体会进入金融市场试图进行合理的理财投资，因为老年人自身的金融产品的消费观念区别于青壮年投资者，更加看重金融消费产品的方便性、安全性要求较高，因此拓展养老金融业务，必须要根据老年人的金融理财特点，实现储蓄资源的充分利用。针对我国的老年人口储蓄能力较高，必然会成为未来商业银行不可忽视的潜在发展客户群，因此，商业银行应当根据不同的老年金融服务创办开发不同的、异质化的老年专项金融服务产品，为越来越多的老年人口提供更专业、更有针对性的金融服务。

（五）继续探索拓展社会养老基金的投资运作，提高其收益性

人口老龄化危机的一个重要的消极影响就是，随着老龄人口的数量增加，会在一定时期内促使过多的老龄人口领取养老保险金，这将给我国的财政支出，给我国的养老基金运作带来巨大的支付压力。为了避免出现养老保险基金的入不敷出的局面出现，应当尽快重视养老基金的保值并增值的问题。因为从以往我国养老保险基金的运作状况来看，我国的养老基金的运营与发达国家比较，一直处于十分滞后，十分保守的投资形式，比如购买国债、存款等基本投资形式，利润收益非常低，但体现了较高的安全性。为了迎接老年人口数量的急剧增长带来的养老保险金领取的巨大冲击，我国应该拓展行之有效的多元化的投资渠道，实施多元化基金投资战略， 制定切实可行并适合我国国情的养老金增值规划，同时也要兼顾养老保险基金的风险把控问题，在保证养老保险基金安全的前提下，选择适当的时机，以适当形式将养老保险基金投放进入资本市场，获取更高的资本收益，补充养老保险基金不足的亏空风险，满足养老保险金未来的支付需求。同时，对养老保险金实施市场化的基金管理模式，成立相应的有针对性的养老保险基金管理公司，专门负责养老保险基金的运营、经营管理业务，同时设立专门的养老基金监督管理机构，多方面深层次的对养老保险基金的投资经营状况进行评估和监督，追求养老保险基金盈利性的过程中，确保养老保险基金营运的公开、公正、安全、合法。

结束语

我国人口老龄化的加速发展使得社会从事劳动的人口数量相對减少，老年人口数量未来一段时期内会急剧增长。而我国的人口老龄化对目前我国的高储蓄率产生消极影响的同时也为老龄产业的发展创造了巨大的市场空间，带来发展的机遇，有着积极的影响。从长期来看，我国人口老龄化来袭，随着老龄人口的增加会降低居民的储蓄，抑制储蓄；但是，如果我们积极采取应对措施这种抑制作用在短时间内不会显现出来。本文提出应当充分利用这段时期，提高对劳动力市场的劳动资源和储蓄资源，在人口的老龄化高峰到来之前， 增强应对人口老龄化的抵御能力，完善劳动力市场、开拓老龄产业和老龄市场、完善金融市场发展，降低金融风险，拓宽老年投资市场渠道、健全社会养老保障相关政策制度、继续探索拓展社会养老基金的投资运作，从而实现最大程度地促进经济的增长。

参考文献

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[3]黄润龙，人口老龄化与储蓄的关系探索[J].现代经济探讨，2012（6）

[4]刘植荣，《养老金缺口真的存在吗？》《人力资源杂志》2012（9）

[5]陈星、朱天星？辽宁省人口转变的消费效应和储蓄效应分析[J].商卑代，2011（28）

[6]苏春红、刘小勇.老龄化的储蓄效应分析[J].山东大学学报，2009（3）.

[7]徐升艳.中国人口老龄化对经济增长的影响研究[D].南京大学201l.

我国居民储蓄的影响因素分析 篇4

居民储蓄存款是银行存款的一种, 专门吸收居民的节余货币收入。从统计数据来看自改革开放以来我国居民储蓄存款呈现大幅增长截止2014年达485, 261.34亿元, 成为银行资金的主要来源。中国现行国民经济的增长主要依赖于投资和进出口, 而国内需求消费不足。据《中国统计年鉴-2014》显示, 近5年中国居民最终消费率持续走低, 因此扩大内需、分流储蓄对经济增长具有重要意义。影响居民储蓄的影响因素是复杂多变的, 正确地把握居民储蓄的影响因素和变动规律, 探索储蓄事业稳定快速发展的道路, 对提高储蓄转化投资的效率, 拉动消费, 促进国民经济又好又快发展具有重要意义。

二、文献综述

随着社会经济的发展, 居民储蓄对经济增长、投资消费都有不同程度的影响。西方学者大多基于凯恩斯的绝对收入理论展开对储蓄研究, 20世纪30年代凯恩斯的绝对收入假说认为收入与消费成正相关, 但这一理论只适用于短期, 20世纪40年代库兹涅茨将储蓄理论转移到长期和短期消费函数上, 提出了以不同收入为中心的个人消费储蓄理论和以个人生命周期为中心的储蓄生命周期理论。。20世纪70年代, 学者们进一步根据预期概念提出预防性储蓄理论, 储蓄不仅仅是将财富平均分配于整个生命周期, 更重要的是为了防范不确定事件的发生。对储蓄的深刻研究需要对不同性质的储蓄进行分类, Robertson在《银行政策和价格水平》 (1926) 一文中提出了将储蓄分为“实际储蓄”、“自愿储蓄”和“强制储蓄”的观点。Hayek将自然利率和市场利率的差异和强制性的储蓄结合起来。其分析思路大致是:市场货币量的增加—借款上升—投资增大超过自愿储蓄—资本品生产上升。这种由于信用膨胀导致消费数量减少而形成储蓄的增加便是“强制储蓄”。可见, 通货膨胀和强制性储蓄间有着必然联系。Modigliani于1944年提出家庭储蓄生命周期理论, 认为当期的储蓄不是取决于本期的收入而是取决于其一生收入的平均值。Leland于1968年发现当效用函数的三阶导数大于零时, 居民会更加偏向于采取谨慎的态度对待储蓄和消费, 即预防性储蓄假说。

在中国特色社会主义经济的大背景下, 国内的学术研究者基于历史性因素和传统的文化观念等研究了中国居民的储蓄行为。林玲和王红的《中国居民储蓄的影响因素分析》对我国城乡居民储蓄及其影响因素之间的长、短期关系进行了研究。王晓微和孙欢的《影响我国居民储蓄存款的实证分析》从存款问题的提出, 反映出最近几年的储蓄存款增长速率变缓的事实, 并且根据2010到2014年这四年间各种可能影响储蓄存款的成交额的数据分析总结出了相关结论, 并根据结论对我国的居民储蓄存款问题作出了总结, 从而使我国储蓄事业健康稳定发展, 为我国国民经济快速稳定并且健康发展提供一个稳定的金融环境。王吉恒、顾薪宜和杨灿的《中国居民储蓄率影响因素分析》找出中国银行储蓄利率变化对居民储蓄影响不显著的原因, 并提出了相应的建议和对策。

三、我国居民储蓄的影响因素分析

(一) 数据的收集以及变量说明

本文选取了1995—2013年数据来分析我国居民储蓄存款的影响因素。数据来自于中华人民共和国国家统计局、中国人民银行官方网站、银行利率网。基于经济学理论, 本文以居民储蓄 (Y) 为被解释变量, 以城镇居民人均可支配收入 (X1) 、一年期存款名义利率 (X2) 、居民消费价格指数 (X3) 、股票市价总值 (X4) 为解释变量进行分析。

(二) 计量经济模型

1、模型变量设定

被解释变量:居民储蓄 (Y)

解释变量:城镇居民人均可支配收入 (X1) 、一年期存款名义利率 (X2) 、居民消费价格指数 (X3) 、股票市价总值 (X4)

2、模型的建立与修正

(1) 散点图分析:被解释变量居民储蓄 (Y) 与解释变量城镇居民人均可支配收入 (X1) 、一年期存款名义利率 (X2) 、居民消费价格指数 (X3) 、股票市价总值 (X4) 存在一定的相关性。

(2) 相关矩阵:被解释变量居民储蓄 (Y) 与解释变量城镇居民人均可支配收入 (X1) 、居民消费价格指数 (X3) 、股票市价总值 (X4) 之间可能存在正的高度线性相关关系。解释变量之间至少有一组相关系数大于0.8, 表明存在严重的多重共线性。

(3) 检验异方差:n R2=4.804656, 其伴随概率为0.4402, 大于给定的显著性水平α=0.05, 接受原假设, 认为回归模型不存在异方差。

(4) 检验自相关

DW统计量值检验:

对样本数n为19, 解释变量个数k为2, 若给定的显著性水平α=0.0 5, 查D W统计表得, dL=1.0 7 4, dU=1.5 3 6, 而dL<D W=1.426478<dU, 这表明模型不能确定存在一阶自相关。

BG检验:

n R2=3.1 1 6 2 4 4小于, 或prob (n R2) =0.2105大于给定的显著性水平α=0.05, 并且et-1和et-2回归系数的t统计量值绝对值均小于2, 回归系数显著不为零, 表明模型不存在一阶、二阶自相关性, 模型通过检验。

综上检验所得最佳模型为

四、模型结论及对策建议

(一) 模型结论

1、从回归模型我们可以看出居民储蓄Y主要由城镇居民人均可支配收入X1、股票市价总值X4共同影响, 且城镇居民人均可支配收入X1与居民储蓄Y成正相关, 城镇居民人均可支配收入X1每增加一元会使得居民储蓄总余额增加199.44269亿元, 股票市价总值X4与居民储蓄Y成负相关, 股票市价总值X4每增加一亿元会使得居民储蓄总余额减少0.090471亿元。改革开放以来, 经济快速发展使相应的居民收入水平不断提高以及人民生活日益改善, 居民收入的提高对居民储蓄有着深刻影响, 与此同时证券市场快速发展对储蓄影响却较为明显, 更多的人愿意去尝试进入这个市场, 证券市场的发展越来越成为当今影响城镇居民储蓄存款增量的重要因素。

2、一年期存款名义利率、居民消费价格指数不是影响居民储蓄的主要因素, 但这只是基于短期数据, 从长期来看, 利率和通货膨胀两个因素对我国城乡居民的储蓄行为的确是存在影响的, 利率起推动作用, 通货膨胀率起阻碍作用, 但二者的影响力度很小, 特别是通货膨胀率, 其变动对居民储蓄增加额产生的影响十分微弱。

(二) 政策建议

1、提高收入水平

收入作为影响消费和储蓄的重要因素, 因此提高收入水平, 使得居民真正富起来具有重要意义, 通过综合运用政治、经济、法律等手段, 不断完善收入分配机制,

促进经济发展, 增加就业, 促进工资水平的合理增长, 保障居民的生活水平。

2、建立健全社会保障体系

我国目前的社会保障机制不够健全制约了居民的消费, 也使得储蓄无法合理地分流, 应该逐步社会保障体系, 增强居民的信心。减少通货膨胀给居民消费和储蓄带来的不利影响, 着不仅对我国城乡居民的储蓄存款的发展有利, 对扩大内需, 转变发展方式, 拉动经济增长也具有重要意义。

3、制定合理地利率水平

虽然利率水平对居民储蓄的影响不显著, 但长期影响着居民的储蓄行为。货币当局应当制定合理的利率水平, 引导居民正确的储蓄行为, 分流储蓄适当地进入投资、消费等领域。

4、管理与发展证券市场

我国居民储蓄存款情况分析论文 篇5

通过分析发现：我国居民储蓄存款增加额和储蓄率表现出几乎完全一致的走势，即19第3季度至第2季度一直稳定上升，20第3季度略有下降后又恢复上升，2003年3季度2004年第3季度以较大速度下滑；各年1季度数据相比较，储蓄存款增加额和储蓄率从至2004年均稳步上升。根据储蓄率的定义（储蓄率等于储蓄存款增加额与可支配总收入的比），当收入不变时，储蓄率随储蓄存款增加额的变化而变化，即两者同步变化并表现出一致的走势；但实际情况是，我国居民收入是不断提高的，只有当存款增加额随着居民收入的增加而加速增加时，储蓄率才会表现出与储蓄存款增加额一致的走势，所以我国居民的平均储蓄倾向是不断上升的。每年1季度的储蓄率远大于其他3个季度，这进一步验证了上述观点：我国居民储蓄存款增加额随着收入的增加而加速增加，平均储蓄倾向是不断上升的。这一期间，12月、年6月和年2月，三次降低存款利率，但上述两个指标并没有因利率下调而下降；相反，2004年10月上调利率时，两个指标均大幅度上涨。这一反差说明我国居民存款对名义利率下调的利率弹性小，而对名义利率上调的弹性大，即我国居民储蓄意愿非常强烈。综上所述，收入是影响我国居民储蓄存款的重要因素，除此之外，还受到其他因素的影响。

储蓄存款增长变化的影响因素分析

居民储蓄存款的变动直接受到可支配收入和储蓄率的影响，而储蓄率的变化受到以下因素的影响：通货膨胀率以及通货膨胀预期造成实际利率的变化，居民消费支出、房地产投资、金融投资收益及渠道的变化。

居民可支配收入。我国居民的平均边际消费倾向是缓慢下降的，所以，个人可支配收入越大，储蓄存款增加越多；反之也成立。实际利率。我国居民存款对名义利率下调的利率弹性小，而对名义利率上调的弹性大；而样本期间的绝大多数时间里，我国名义利率是下降的且在调整以前名义利率是不变的，所以从实际情况来看，我国居民存款变化受到名义利率变化的影响很小，主要受到通货膨胀引起的实际利率变化的影响。居民消费支出。居民消费支出对储蓄存款的影响比较微妙：当居民的收入不变时，消费支出增加了，可以用来储蓄的资金自然会减少；另一方面，居民消费支出也受到收入的影响，所以，把可支配收入和居民消费支出同时引进回归方程时，会引起复共线性；最后，居民消费支出还受到通货膨胀及其预期的影响。总而言之，把居民消费支出引进方程时，要十分谨慎。鉴于数据的可得性，本文用社会消费品零售总额表示居民消费支出。房地产投资。由于房地产固有的保值增值性，土地的不可再生性，以及我国城镇化的推进，尤其是当前居民对通货膨胀预期越强烈的情况下，房地产越来越成为更多居民的投资渠道之一。居民储蓄存款主要来源于人们的闲置资金，在房地产投资不断升温的情况下，储蓄存款或多或少都会受到影响。本文采用商品房销售价格指数来衡量房地产投资对储蓄存款的影响。金融投资渠道及收益。一方面，我国居民的金融投资意识越来越强；另一方面，随着我国证券市场的发展，可供居民选择的投资渠道越来越多，如股票、国债以及多种多样的基金等金融资产不断进入居民的资产组合之中。本文选取相应期间股票指数和国债指数平均收益率（简称指数收益率）来反映金融投资对储蓄存款的影响。综上所述，得到如下回归模型：Y=a0+a1X1+a2X2+a3X3+a4X4+a5X5+μ（1）

其中：Y表示因变量即我国居民储蓄存款的增加额，X1、X2、X3、X4、X5依次表示居民可支配收入（亿元）、消费支出（亿元）、实际利率、商品房销售价格指数（元）、股票指数和国债指数平均收益率。模型（1）中的居民可支配收入和消费支出可能存在线性相关，为了消除线性相关对回归结果的影响，建立如下模型：Z1=a0+a2Z2+a3X3+a4X4+a5X5+μ（2）

其中Z1、Z2分别表示储蓄率和消费率，消费率定义为居民消费支出与可支配收入之比；其他变量同模型（1）。

回归结果及分析

结果显示，模型（1）和模型（2）均不存在自回归，所有变量的回归系数没有发生方向性的变化；只有模型（1）中指数收益率的P值达到0.2，比模型（2）的显著性水平差一些；总的来说，两者的结果基本一致，说明回归结果的可信度较高。模型（1）的拟合优度达到0.91，比模型（2）好很多；模型（1）中的可支配收入和消费支出两个变量不存在显著的线性相关，所以以模型1为主对结果进行分析。

常数项在0.1的显著性水平下表现为-3448.76亿元，表明我国居民在没有收入的`情况下，每季度负储蓄3448.76亿元，因而可理解为每季度的基本支出；可支配收入的回归系数为0.86，说明在满足基本支出后，每增加1元收入可使储蓄增加0.83元，可支配收入是储蓄存款增加的重要因素；消费支出的回归系数为-0.50，说明每增加1元的消费使储蓄减少0.50元，消费支出是储蓄存款减少的重要因素；实际利率的回归系数达到392，每提高1%的实际利率使储蓄存款增加392亿元，说明名义利率、通货膨胀率对我国居民存款消费决策产生了非常重要的影响；房地产价格指数显著为负具有很强的经济意义，表明2003年下半年以来的通货膨胀预期和商品房涨价预期对储蓄存款分流至房地产产生了非常大的推动作用，预期房价上涨1元，可以使全国储蓄存款减少4.25亿元；指数收益率的回归系数虽然不显著，但仍然为负，所以上一季度股票市场走势和国债市场走势较好时，证券市场对储蓄存款产生了一定的分流；相反，则储蓄存款发生回流。总而言之，投资渠道和方式的增加对存款变化产生了一定的影响。

产投资的重要来源，高储蓄为经济持续稳定增长打下坚实的基础，是居民对社会经济稳定、金融健康具有信心的表现。在目前通货膨胀预期加大和实际负利率的形势下，势必减少存款的持续增长；而储蓄分流过快，将会进一步增强居民对通货膨胀预期，损害对社会经济稳定和金融健康发展的信心。所以中国人民银行利用利率政策调控消费、房地产投资从而使储蓄按照适当的速度增长是十分必要的。

推进利率市场化改革

居民储蓄影响因素分析 篇6

本文对住宅服务品质的定义与之有所区别，在文中指居住者对住宅存量及居住环境所提供服务的满意度评价，是对所居住住宅的建筑特征、邻里特征、区位特征以及心理因素满意度评价的总和。随着居民对住宅的需求由较低层次向较高层次转变，住宅服务品质的研究将逐渐得到重视。笔者通过建立多元线性回归模型，找出影响杭州市居民住宅服务品质的主要因素，分析不同变量对其的影响，从而更好地了解居民的住宅服务品质需求。

一、住宅服务品质相关研究现状

住宅需求是人类最基本的需求之一，个人对住宅的需求是由追求最基本遮风蔽雨的生理需要慢慢提升到对住宅安全的需要，较低层次的需要逐渐满足后，则进一步产生对社会、自尊、及自我实现等较高层次的需要。因此，住宅已不仅是一个庇护遮蔽场所，住宅的区位、价格与品质，早已成为个人社会经济地位与财富的象征。国外广泛地采用模型和指标体系研究住宅品质，进行了大量的实证研究，并取得了丰硕的成果。

Goodman(1977)以美国城市低收入租赁家庭为样本，将租金压力、住宅宽敞度和邻里质量作为自变量对住宅品质进行了分步回归分析。研究结果表明，住宅品质不能用单一指标来衡量，用多指标来衡量住宅品质更合理。Zey-Ferrell等人(1977)构建的住宅品质指标包括了住宅的内部和外部状况，冷气、热气、内部管道、每个卧室人数。OLS回归分析表明，租赁住宅家庭的住宅品质比自有住宅家庭要低。而且，高学历家庭的住宅品质比低学历家庭要好。Christine c.&Marilyn J.(1994)对白人、非洲裔美国人、Hispan单亲家庭的住宅品质进行比较研究。学者分别将住宅宽敞度、经济负担、满意度作为因变量对三个细分群体的背景特征(户主年龄、教育背景等)、收入特征(家庭收入、每月支出等)、建筑特征(所有权形式、房间数、卫生间数、建筑年代等)、区位特征(邻里环境)进行回归分析。研究结果表明，结合客观指标与主观指标，白人单亲家庭享有最好的住宅品质；Hispanic单亲母亲承受更大的住宅成本压力，住宅宽敞度更低；非洲裔美国单亲家庭居住在低品质住房中的可能性是另两个细分群体的两倍，而且，她们对住房的满意度最低。Golan和LaGreca(1994)以1987年美国住宅调查数据为基础评价了城市和非城市老年住户的住宅品质。在他们的研究中，采用了美国住宅发展和城市发展部对住宅品质的定义，用建筑状况、住宅特征、家庭特征、区位特征来衡量住宅品质。他们的研究结果表明，市中心老年居住者比郊区的住宅品质要差。

二、数据的收集与模型构建

(一)数据的收集

为研究杭州市居民住宅服务品质的影响因素，笔者选取杭州市6大主城区(不包括余杭区、萧山区)585份调查问卷中居民对居住质量满意度评价作为解释变量，相关的住宅特征、心理因素为解释变量，进行回归分析。

由于国外的住宅状况和国内存在较大不同，这种选择方式比较符合杭州市的实际情况。之所以选择居住质量满意度作为解释变量，是因为住宅服务品质概念较抽象且很难量化，而且调查者较难理解，会对问卷数据准确度有所影响，而居住质量满意度指标能较好反应居民住宅服务品质状况，因此用该指标加以替代。而从住宅建筑特征、邻里特征、区位特征、心理因素角度选择住宅所有权、建筑面积、建筑状况、小区配套设施、周围配套设施、住宅宽敞度、家的归属感等因素作为因变量是在总结国内外相关文献的基础上，结合杭州市的实际情况和相关专家的意见选取的，因此较为科学合理。

(二)方法与模型

总结归纳国内外相关文献的研究方法建立多元线性回归模型：

S=alSq+a2Hc+a3Rf+a4Cf+aSAf+a6Lo+a7Er+a8Hf+a90n+a10

其中，s为居住质量满意度，sq为建筑面积，Hc为建筑状况，Rf室内设施，Cf为小区配套设施，Af为周围配套设施，Lo为住宅区位，Er为住宅宽敞度，Hf为家的归属感，On为所有权形式。采用普通最小二乘法进行回归分析，并对结果进行检验。

首先，进行方程总体显著性的方差检验(F－检验)，从表1中可知，F值为17.02，回归方程方差分析的显著性检验值为0.000，即小于0.001，说明方程是高度显著的，拒绝全部系数均为o的原假设，所以方程总体线性关系成立。再进行解释变量显著性检验(t－检验)，以决定变量是否通过显著性检验。回归结果如表2所示。可以看出一些变量的t值很小，R f变量t值－1.61，A f变量t值为1.18，Lo变量t值为0.97，不能通过显著性检验Sq,Hc,Cf,Er,Ht,On,的t值分别是172.21 212.375，577.328，164,在显著性水平a=0.1下，均通过显著性检验。

在对回归模型的检验中需要检验回归模型中误差项的独立性(D-W检验)。如果误差项不独立，那么对回归模型中的任何估计与假设所做出的结论都是不可靠的。回归模型的基本模型的D-W值为1.992＜2，说明相邻两点的残差为正相关，但是其数值非常接近于2，因此，可以认为模型中的误差项基本上是独立的，基本不存在异方差问题。

为检查变量间的多重共线性问题，采用膨胀方差因子VIF检验。表3表明，所有变量中膨胀方差因子VIF值最小的为1.19，最大的为1.81，远远小于10，从而可以拒绝变量之间的共线性假设，可以认为自变量之间共线性不是很严重。

三、结果分析

(一)模型解释变量的相关性分析

最终通过显著性检验的6个变量，包括建筑面积、建筑状况、小区配套设施、住宅宽敞度、家的归属感、所有权形式，这些变量均与居住质量满意度呈正相关关系，这些变量按属性特征可以划分为建筑特征变量(On、Sq、He)、邻里特征变量(cf)、心理因素三类(Er、Hf)。

1.所有权解释变量分析

On与S呈正相关关系，这与很多实证研究结果相一致。自有住宅具有投资价值、可规避价格上涨风险、提升居住环境品质、减少家庭流动性、有利于子女教育、增加家庭社会活动、体现个人经济地位、影响居住者认知等社会经济效益，从而使自有住宅服务品质比租赁住宅服务品质高。

2.建筑特征解释变量分析

sq与s呈正相关关系，建筑面积增加，居住舒适度增加，居住者的满意度也相应增加。从统计数据看，租赁住宅样本的平均建筑面积为46.8平方米，自有住宅样本的平均建筑面

积为83.1平方米，租赁住宅的平均建筑面积明显比自有住宅小。从这个角度分析，建筑面积的大小一定程度反应了住宅服务品质的高低，自有住宅建筑面积较大使得其住宅服务品质较高。Hc与S呈正相关关系，住宅建筑状况越好，住宅的通风采光、保养维修状况越好，住宅服务品质越高。

3.邻里特征解释变量分析

cf与S呈正相关关系，小区配套设施，如会所、游泳池、网球场、健身设施等的配套状况、小区安全状况、物业管理水平等因素直接影响了居住者的满意度评价。随着居民生活水平的提高，居住者将更加注重生活品质。

4.心理因素解释变量分析

Er与s呈正相关关系，居住者感觉住宅越宽敞，对住宅越满意，这与建筑面积和满意度呈正相关关系结论一致。但此变量是居住者的主观评价，而建筑面积是客观指标，主客观结合更能反应住宅服务品质。Hf与s呈正相关关系，家的归属感越强，居住者对住宅的满意度越高。从统计结果看，住宅租赁者认同“住宅能够给他们带来家的归属感”观点的占租赁样本的50.5％，而住宅自有者的这一比例占到86.6％，住宅自有者享受更高的住宅服务品质。

(二)误差分析

居民住宅服务品质的影响因素较为复杂，在回归结果中还存在一些不可解释的部分。原因主要有以下两点：

1.数据统计不精确

由于用居住质量满意度变量来替代住宅服务品质变量，这种衡量方法会导致一定的偏差。统计数据来自问卷调查，数据质量不仅和问卷设计有关，还和实地调查的质量有关，而且问卷调查是抽样调查而不是普查，存在样本和总体数据的离差，从而给最终结果带来偏差。

2.解释变量缺乏

住宅服务品质是一个抽象的概念，很难进行量化研究，而且影响因素很多，本文所选取的解释变量是对国外文献归纳后得出的主要影响变量。其它影响因素如家庭收入、家庭人口、户主年龄等变量都没有加以考虑，这些都会对结果产生一定影响。

四、结论

对杭州市的实证研究结果表明，住宅服务品质与所有权形式有关，杭州市自有住宅服务品质高于租赁住宅服务品质；建筑面积的增加和建筑状况的提高会增加住宅服务品质；小区配套设施状况是影响住宅服务品质的重要变量，小区配套设施越齐全，住宅服务品质越高；居住者心理感受也对住宅服务品质产生影响，住宅宽敞度和家的归属感变量均与住宅服务品质正相关。当然文本在变量选择、模型构建、数据收集以及研究范围选择方面仍存在一定缺陷，需要在进一步研究中进行补充与完善，引入更多的变量进行全面分析，以更好地了解居民住宅服务品质需求，为开发商开发更高品质的住宅，政府制定住房政策提供参考。

中国居民储蓄率及其影响因素分析 篇7

改革开放以来, 中国经济保持持续快速增长, 而金融危机还未完全消退, 中国经济发展依靠的投资和出口受限, 而居民高储蓄率导致了国内消费不足。截至2013年底, 我国居民储蓄存款达到45万亿元, 居民存款较2012年新增4.8万亿, 中国居民储蓄量的增长过程呈现跳跃式。

居民高储蓄对中国经济的影响是多重的。一方面, 高居民储蓄为投资提供了充足且廉价的资金来源, 使中国经济在过去几十年里得以依靠高投资获得了快速增长;另一方面, 高储蓄伴随的持续高投资和内需不足, 阻碍我国经济转型和经济结构调整。高储蓄率、高投资率、低消费率, 过度依赖出口, 已经严重影响到中国经济的稳健发展。

如何提高社会消费, 降低居民储蓄率成为中国经济保持持续稳定发展的关键。本文主要从中国居民储蓄率影响因素出发, 重点对影响因素进行实证分析, 提出化解过高储蓄率的政策建议

二、文献回顾

中国储蓄率问题研究一直是国内外众多学者研究的重点, 从储蓄率的内涵、影响因素、解决措施等方面都有不同的思考, 相关结论对于本文有一定的借鉴参考作用.

Ter ada-H agiw ar a (2012) 对亚洲发展中国家在1966~2007年间的数据进行研究, 分析什么是影响国内储蓄率的主要因素。研究结果表明人口结构变迁 (特别是老年抚养比) 、居民收入水平、金融业发展和收入水平是导致亚洲发展中国家居民储蓄率居高不下的主要因素。

苏基溶、廖进中 (2010) 的研究表明, 中国居民高储蓄率的重要原因是由于生命周期储蓄动机, 人们对未来的不确定性增加, 居民的预防性储蓄动机也随之增加。王满仓 (2010) 认为资本与劳动收入分配的极大不平等是导致我国高储蓄率的主要原因。张宏亮、王媛 (2012) 的研究表明:经济增长, 经济制度和人口结构是影响居民储蓄率的主要因素, 并且经济增长对储蓄率的影响在1995年以后显著增强。

综上所述, 学者从不同角度, 利用不同方法研究了储蓄率的影响因素。但是很少较为全面的从经济、社会等统计指标来实证研究储蓄率的影响因素, 本文将采用几个变量对影响中国储蓄率进行分析, 并针对不同情况给予特定的政策建议来化解中国高储蓄率。

三、居民储蓄率影响因素

关于居民储蓄率影响因素的研究我们以居民储蓄额为研究对象进行间接研究, 本文根据已有研究, 重点从以下方面进行因素研究:

(一) 收入水平

与居民储蓄最密切相关的是居民收入, 这是所有理论都承认的。理论上, 只有收入高了才有可能有消费剩余, 才可能有储蓄产生, 而且收入越高, 剩余越多, 储蓄的可能性才越大;当居民收入水平达到一定程度, 人们将一部分收入用来满足基本生活需要之后, 会将剩下的那部分结余用于储蓄, 而转化为储蓄的这部分收入会随着收入水平的提高而不断增加, 从而导致储蓄的不断增加。

(二) 利率水平

只有当有利率导致利息存在时居民才可能考虑储蓄, 而利率的高低正是诱导居民进行储蓄行为的导向。根据古典经济学理论, 利率水平越高, 则储蓄就越多, 利率水平越低, 储蓄就越少。利率与储蓄存在较稳定的正相关关系。

(三) 人口结构

当一个家庭需要的抚养情况较重时, 储蓄会相应减少, 反之则增高。将0~14岁、65岁及以上人口数与15~64岁劳动力年龄人口数之比定义为少儿抚养比 (CDR) 和老年抚养比 (EDR) 。根据生命周期假说, 居民会将收入合理的在消费, 抚育幼儿和老人之间进行分配, 此阶段表现为正储蓄, 而幼儿与老年阶段为负储蓄。对于单个人群而言, 其储蓄呈现倒“U”型, 中年储蓄较多, 而幼儿与年老时期储蓄较少。少儿抚养比和老年抚养比对储蓄率将会产生负的影响。

(四) 收入分配差距

农村跟城镇居民存在收入上的差距, 从而导致城乡居民储蓄的不同。农村由于收入少, 在满足基本生活需求之后所剩的货币余额就相对较少了, 加之对于未来的种种考虑, 农村居民相对就较为倾向去储蓄。而城镇居民收入相对较高, 消费的层次也相对比农村居民高, 投资理财可能更为多元化, 相比农村而言, 储蓄可能就相对较少。

四、对中国居民储蓄率影响因素的实证分析

(一) 变量选择

这里的实证分析选取的变量就是上述所说的四大因素五大变量:

一是收入水平———GDP;二是利率水平———名义利率 (I) ;三是人口结构———少儿抚养比 (CDR) 和老年抚养比 (EDR) ;收入分配差距———基尼系数 (GN)

(二) 数据来源

本文选取1992~2013年数据作为研究对象, 数据来源于国家统计局、中国统计年鉴、耿庆峰、李文《中国居民储蓄率测算与结构突变实证分析》。

(三) 建立模型

1.根据凯恩斯储蓄理论建立储蓄与收入的回归模型:

2.建立储蓄率与利率I, 少儿抚养比CDR, 老年抚养比EDR和基尼系数GN模型:

(四) 描述性统计分析

通过对变量进行描述统计分析, 如表1, 居民储蓄额S最小值为11757.3, 最大值为447601.5, 最大值与最小值之间相差38倍, 标准差为130537.1;同时储蓄率T最大值为81.5, 最小值为43.02, 相差2倍, 标准差为12.68, 通过这两者, 可以说明居民储蓄额 (率) 在22年间具有较大幅度的增长且浮动较大。GDP通过最大最小值和标准差也可以发现增长速度较大, 幅度较大, 也可以间接说明GDP的增长同时也造成了居民储蓄的增长。利率I最小值为1.98, 最大值为10.98, 标准差为3.1, 发现利率有一定的波动。少儿抚养比CDR最大值为41.7, 最小值为22.1, 标准差为6.87, 有较大幅度的变动, 也可以说明中国计划生育推行以及抚养压力的提高, 居民生育率下降。老年抚养比EDR最大值为13.1, 最小值为9.2, 标准差为1.14, 波动性较小, 较为稳定。基尼系数最小值为0.369, 最大值0.491, 标准差为0.046, 较为稳定, 但是由于基尼系数本身就小, 每变动一点都能反映出收入分配有较大的差距。

(五) 实证分析

1. 利用EVIEWS7对居民储蓄和GDP进行回归分析。得到如下结果

在其他情况不变的情况下, 当国内生产总值增加1个单位时, 居民储蓄将会增加0.785284个单位, 这分析结果与理论和实际经验相符合, 满足经济意义。R2=0.995475, 修正的可决系数为, 这说明模型对样本的拟合很好, 表明居民储蓄变化的99.54%可以由国内生产总值的变化来解释。

2. 对储蓄率与利率I, 少儿抚养比CDR, 老年抚养比EDR和基尼系数GN分别做回归。得出如下结果:

通过C2值我们可以发现, 利率I, 基尼系数GN对居民储蓄率T存在一定的正相关关系, 利率I上升一个单位, 储蓄率T上升3.66个单位;基尼系数GN每上升0.01个单位, 储蓄率T上升2.37个单位。

少儿抚养比CDR对居民储蓄率T有负相关关系, 符合生命周期理论的假设。当少儿抚养比CDR上升一个单位, 居民储蓄率下降1.54个单位。但是老年抚养比EDR对居民储蓄率存在着正相关关系, 与生命周期理论假设相违背, 猜想可能有以下几点解释:一种解释是由于中国老龄化的程度还没有使社会中中青年人口负担过重, 从而没有显著影响到社会储蓄, 换句话说, 老龄化对居民储蓄率的负面影响尚未抵消样本期内中国居民储蓄率随着经济发展而上升的趋势, 从而出现居民储蓄率与老年抚养比在计量统计上出现同向变动的现象;另一种解释中国老龄化程度可能加重, 但是由于老年人自身的退休工资等福利较高, 使得中青年人的负担并没有加重, 加之老年人自身消费相对减少, 额外收入多, 导致更加倾向于储蓄, 从而导致储蓄率增加。

四、化解中国高居民储蓄的政策建议

(一) 缩小收入差距提高收入再分配水平完善社会保障机制

通过基尼系数和储蓄率之间关系的研究, 我们可以发现这两者之间存在着正相关关系, 基尼系数的微弱增加都会导致居民储蓄率较大幅度的提高, 所以要降低居民储蓄率首先要缩小居民收入差距, 合理分配居民收入。提高社会保障水平, 降低居民的预防性储蓄。我国居民进行预防性储蓄的主要原因在于我国教育、养老、医疗和住房方面的保障不确定, 我国大部分居民面临着对未来的不确定性, 从而导致预防性储蓄增加。通过社会保障机制, 增加财政支出, 完善养老金制度, 来刺激居民进行消费, 从而降低居民储蓄率。

(二) 制定合理的人口政策优化人口结构

通过上面的研究发现。少儿抚养比对居民储蓄率的影响是负相关关系, 因此我们要合理调整中国的计划生育政策, 放开生育条件, 目前已经放宽生二胎的条件是一个进步, 将有利于居民储蓄率的降低。由于老龄化社会, 也不能过分的放宽二胎生养, 我们应努力根据人口数量长期均衡发展要求, 保持合理的生育水平, 提升人口发展质量, 优化人口发展功能, 努力为人口均衡发展创造优良条件, 从多方面既提高生活水平也促使居民储蓄率下降。

(三) 完善金融投资合理规范利率水平鼓励居民消费

上面所说的再分配和社会保障程度都一定程度上提高了居民收入促进了消费。另外可以从金融投资角度进行解决, 完善金融投资市场, 发展多种投资渠道, 将居民手中的剩钱充分利用起来进行投资, 从而增加居民的财产性收入, 当收入增加时, 这是通过鼓励居民消费显得尤为重要, 政府应在一定程度上鼓励居民提前消费, 企业也应培养新的消费热点, 带动居民的消费热情, 鼓励居民不仅要满足基本生活需要, 还可以进行发展和享受性消费。与此同时, 银行等金融机构要在央行的统一调配之下合理调整利率水平, 在不违反中央和市场的条件下, 适当降低利率也有助于降低居民储蓄的热情, 从而来化解居民储蓄率高的问题。

参考文献

[1]张宏亮, 王媛.《中国储蓄率变动及其影响因素研究》[J].《西部金融》, 2012年第6期.

[2]褚艳宁.《我国居民高储蓄成因探析》[J].《山西经济管理干部学院学报》, 2009年第6期.

[3]耿庆峰, 李文.《中国居民高储蓄率测算与结构突变实证分析》[J].《闽江学院学报》[J].2014年第4期.

居民储蓄影响因素分析 篇8

关键词：新疆,储蓄存款,数量模型,弹性

一、城镇居民储蓄存款理论函数与前提假设

在西方经济理论一般认为:居民储蓄存款与收入水平正相关;与银行储蓄存款利率正相关;与通货膨胀率负相关;与有价证券的收益率负相关。但是, 这一结论是建立在西方发达国家的经济运行环境基础之上的, 与我国的实际宏观经济环境存在一定的差距, 因此, 结合新疆经济运行实际, 作如下假定:

第一, 新疆的居民的个人可支配收入由三部分构成:储蓄存款、消费和有价证券余额, 这一关系可用公式表示如下:

Y=C+S+B (1)

式中Y为可支配收入;C为居民消费额;S为居民储蓄存款总额;B为有价证券余额。其中将居民储蓄存款与有价证券之和视为大储蓄。

第二, 新疆居民的平均边际消费倾向呈现缓慢的递减趋势。

在这两个假定的基础上, 并对新疆的储蓄存款变动的分析发现, 新疆居民储蓄存款额的变动主要受以下因素的影响:

1.个人可支配收入。由于居民的边际消费倾向是缓慢下降的, 所以, 随着个人可支配收入的提高, 居民储蓄会随之增加, 个人可支配收入越高, 存续存款就越多。

2.通货膨胀率。通货膨胀率带来商品价格的提高会使货币购买力下降, 而实物资产增值。从而使居民储蓄存款下降。因此, 通货膨胀率与居民储蓄存款额应该是负相关。

3.储蓄存款利率。一般情况下, 存款利率高, 储蓄增加, 反之亦然。但从我国的实际情况来看, 自改革开放以来, 利率与储蓄存款的相关性并不显著, 甚至是储蓄存款利率降低却储蓄存款余额仍然增加。主要原因是我国经济发展水平不高, 居民收入水平较低, 加之未来不确定性的影响, 人们的存款主要是出于交易动机和预防动机, 而处于投机动机的存款还很弱。因此, 银行利率虽对居民储蓄存款有影响, 但只是次要原因。

4.有价证券的收益率。一般来讲, 有价证券的收益率与储蓄存款的变动是负相关的。但我国的证券市场建立较晚, 规模仍较小, 因而对储蓄存款的分流应该是较弱的。

综上所述, 新疆居民储蓄存款的理论函数可表示为:

S=f (Y, P, r, i, u) (2)

式中S为居民储蓄存款;Y为可支配收入;P为物价指数;i为银行存款利率;r为有价证券收益率;u为随机扰动项。其中S关于Y、i的偏导数为正, S关于r、P的偏导数为负, S关于u的偏导数符号未定。

二、新疆城镇居民储蓄存款的实证过程

依据所建立的理论函数, 我们用上述新疆统计局发表的数据进行实证检验:

第一, 对所需数据的选取说明: (1) 城镇居民可支配收入数据用GDP代替; (2) 用城镇居民物价消费指数表示物价指数; (3) 以一年期存款利率代表银行储蓄存款利率; (4) 因我国证券市场起步晚, 交易规模小, 且其证券收益率的数据难得到, 所以忽略证券收益率这个变量。

第二, 对城镇居民储蓄存款的分析。

根据上表所列数据, 用SPSS逐步回归法做计量模型如下:

S=330.177+0.612Y-3.543P (3)

(3.429) (51.031) (-4.259)

R*2=0.997 D-W=2.032 F=2010.782

各项指标显示, 无论从拟合优度上看还是从t检验方面观察计量模型拟合效果是不错的。从模型的各变量系数表明:在其他条件不变的情况下, 名义GDP变动1亿元, 存款额就同方向变动0.612亿元;在其他条件不变的情况下, 居民消费价格指数变动1个点, 存款额就反方向变动3.543亿元;需要说明的是, 模型中加入利率变量之后, 效果不好, 利率变量不显著, 对储蓄存款的解释力较弱。有调查显示, 我国居民储蓄的主要目的有三个: (1) 子女的教育储蓄; (2) 养老的储蓄; (3) 购房的储蓄, 而这些储蓄有很强的刚性。2007年央行连续六次提高利率, 并多次提高银行存款准备金率, 意在通过提高利率吸引存款, 减少货币的市场流通量, 以达到控制结构性物价上涨得势头, 但收效并不是那么显著。由此表明, 利率与新疆储蓄存款的关系不显著。

S对Y弹性系数EY是1.08, S对P的弹性系数EP是-0.63 (EY等于0.612乘以Y的均值与S的均值之商, EP等于-3.543乘以P的均值与S的均值之商) 。说明在其他条件不变时, 名义GDP变动1%, 存款总量就同方向变动1.08%, 消费价格变动1%, 存款总量就反方向变动0.63%。

为了了解各解释变量在模型中的相对重要性, 分别计算各解释变量的标准化系数。经计算, Y的标准化系数为0.953, P的标准化系数为-0.080。为便于比较, 将两个系数取绝对值并作指数化处理, 以P的标准化系数为100, 则Y的标准化系数为1191.25。由此表明, 在新疆居民储蓄存款计量模型中, 解释变量GDP要比物价指数重要。这说明储蓄存款总量的变动主要取决于GDP因素变动, 物价指数因素的变动次之。

三、基本结论

综上所述, 本文得出以下结论:

1.新疆的城镇居民储蓄存款额总量主要取决于GDP和居民消费物价指数的变动。一般地, 名义储蓄存款总量的变动与GDP的变动正相关;与居民消费价格指数的变动负相关。从弹性系数来看, 存款增加的速度要弱快于GDP增长的速度, 而比物价指数的增加速度要慢一些。从解释变量的重要性来看, GDP的变动要比居民消费价格指数的变动更为重要, 即GDP的变动是新疆储蓄存款总量变动的主要因素。

2.银行存款名义利率对存款总量的影响很弱。前些年央行不断的降息虽然使存款的增加速度在下降, 但是存款总量却是在持续上升。2007年央行连续六次提高利率, 并多次提高银行存款准备金率, 以达到控制结构性物价上涨的势头, 但收效并不是那么显著。由此表明, 利率与新疆储蓄存款的关系不显著。

参考文献

[1]平狄克.计量经济模型与经济预测 (M) .北京:机械工业出版社, 1999.

[2]古扎拉蒂.计量经济学 (M) .北京:中国人民大学出版社, 2000.

居民储蓄影响因素分析 篇9

近30多年来, 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2010年12月末, 中国城乡居民储蓄存款突破30.33万亿元, 达到303302亿元, 同比增长19.75%。对于巨额储蓄的存在, 各方观点不一。储蓄增长的正常与否, 对我国经济的持续稳定发展有着至关重要的意义。在原因方面, 有关学者 (王晓芳, 2000) 提出的租金效应说认为, 居民部门储蓄超常增长主要归功于居民收入增长, 金融组织机构扩张以及金融部门的存款激励, 实际存款利率对中国储蓄的影响并不显著。在此, 我们主要通过对我国1978～2010年我国居民储蓄的收入效应的协整检验来分析一下收入效应对我国居民储蓄增长的影响, 以期对我国储蓄巨额增长的原因进行进一步完善的分析。

2 理论与实证分析

2.1 收入效应分析

居民储蓄与居民可支配货币收入有着重要的相关关系, 或者说, 居民货币收入是决定居民储蓄的重要因素。因此, 评价居民储蓄是否合理增长的重要标准, 是看居民储蓄与居民可支配货币收入的相关关系如何。或者说, 居民储蓄合理增长的重要标志, 是居民储蓄与居民可支配货币收入有着合理的比例关系。在已有的居民收入理论分析中, 一般认为, 居民收入的增长对储蓄增长有正向的促进作用, 具体到我们转轨经济国家是否也如人们通常认为的一致呢?本文以1978～2010年的统计数据为例, 对我国居民收入增长对储蓄增长的影响进行一下分析。

2.2 数据选择

我们以国民总收入Y代替居民平均可支配收入作为收入效应的数据支撑, 居民储蓄量S作为因变量, 并且对各数据分别进行定基换算。如表1所示。

2.3 单位根 (ADF) 检验

(1) 检验我国1978～2010年度居民储蓄St是否为平稳序列。

通过Eviews检验, 得出ADF检验模型估计结果为:

其中:n=18, 单位根的tτ检验 (H0:ρ=1) ,

根据Mackinnon表给出的临界值显示, 应接受ρ=1的假设, 表明我国1978～2009年度的ln (S) 序列可能是非平稳序列。

数据来源:历年统计年鉴整理而得。

(2) 检验我国1978～2010年度居民收入Yt是否为平稳序列。

通过Eviews检验, 得出ADF检验模型估计结果为:

其中:n=18, 单位根的tτ检验 (H0:ρ=1) ,

根据Mackinnon表给出的临界值显示, 应接受ρ=1的假设, 表明我国1978～2009年度的 序列可能是非平稳序列。

2.4 协整检验

在对储蓄与居民收入进行分析以前, 有必要确认一下利率对收入有一定的影响作用, 进而进一步区分开利率与收入之间的关系。然后, 我们进一步检验居民储蓄与居民收入之间的协整性。

(1) 1978～2010年居民储蓄St与居民收入Yt和利率Rt关系的检验。

用JJ (Johansen-Jusdius) 迹统计量协整检验法知, St、Rt、Yt在1%的显著性水平上有一个协整如下:

模型中括号内为估计标准差, 协整知阵的秩r=0的似然比统计量的值为34.02255, 相应的1%的临界值为35.65, 其余式做类似理解。下同。

协整关系 (1) 说明我国居民储蓄与居民收入和利率之间不存在长期稳定关系, 且Yt与Rt的符号与预期的不一致, 可能原因是储蓄中的利率效应对收入的影响作用。下面分别对St、Rt与St、Yt做协整检验, 以考察它们各自之间的长期均衡关系。

(2) St与Rt的协整关系的检验

用JJ (Johansen-Jusdius) 迹统计量协整检验法知, St与Rt在1%的显著性水平上有一个协整如下:

协整关系式 (2) 说明我国自改革开放以来, 储蓄与利率之间有长期稳定关系, 利率对储蓄有正向的引导作用, 但从整个样本期间来看, 这种作用在统计上不是十分显著的。可能的经济学原因是:这一期间我国利率市场化还没有完成, 利率的制定仍然滞后于市场的变化。

(3) St与Yt的协整关系的检验

用JJ (Johansen-Jusdius) 迹统计量协整检验法知, St与Yt在1%的显著性水平上有一个协整如下:

协整关系式 (3) 说明我国自改革开放以来, 储蓄与居民收入之间有长期稳定关系, 但是居民收入对储蓄并没有形成正向的引导作用, 居民收入的增长并不是我国储蓄增加的主要原因, 且从整个样本期间来看, 这种作用在统计上是十分显著的。可能的经济学原因是:居民收入的增加被改革进程中的医疗、教育、住房等因素抵消掉了。

因此, 通过以上分析, 我们可以看出, 自改革开放以来, 居民收入的增加并没有与储蓄形成必然的正向比例关系, 居民收入的增长对储蓄的正面影响作用被改革中的诸多因素所抵消掉了。这也从侧面进一步验证了我国居民储蓄的增长与租金效应有关的讨论, 此外还应考虑以下几点原因:一是少数富有的群体储蓄;二是城市居民对养老、住房、文化卫生等的预防性储备;三是部分团体资金的流入;四是部分社会游资的加入。

3 政策建议

针对以上分析, 在此提出以下几点建议: (1) 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; (2) 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; (3) 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; (4) 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; (5) 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。

参考文献

[1]张士斌.年龄结构、社会保险与城镇居民储蓄——基于分省面板数据的实证研究[J].中南财经政法大学学报, 2009, (3) .

[2]王晓芳.中国金融发展问题研究[M].北京:中国金融出版社, 2000.

[3]叶琳琳.中国城市化与居民储蓄研究[J].经济问题探索, 2009, (2) .

居民储蓄影响因素分析 篇10

居民储蓄是居民把可支配收入中暂时不用于消费的部分存入银行或购买有价证券。近30多年来,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。储蓄增长的正常与否,对我国不同地区的经济持续稳定发展有着至关重要的意义。

本文利用2004～2009年中国31个省份城乡居民储蓄存款的样本数据,结合单因素和双因素方差分析的原理方法,通过spss软件实现运算过程,然后选取一些重要的能够反映中国城乡居民储蓄存款与地区的规律性关系方面的结果表,对中国城乡居民储蓄存款与地区是否有显著性关系进行分析,可以用于指导不同地区根据自身的特点做出相应的经济政策。

2 方差分析模型的介绍与构建

2.1 方差分析的介绍

方差分析是用于比较两个及两个以上样本均数差别的显著性检验方法。当只考虑一个因素对结果的影响时,就是单因素方差分析,当考虑两个因素对结果的影响时,就是双因素方差分析。它实质上是关于观测值变异原因的数量分析。

方差分析的作用在于:它能将引起变异的多种因素的各自作用一一剖析出来,辨明哪些因素起重要作用,哪些因素起次要作用。且能将试验中由于偶然因素造成的随机误差无偏地估计出来,从而提高对试验结果分析的精确性。

方差分析的基本假设:观察数据都来自正态总体,观察数据都是随机且独立的,方差齐性且变异的可加性。

2.2 方差分析模型的构建

2.2.1 单因素方差分析的理论分析:

所谓单因素,就是指所要分析的问题中只有一个变量(因素)。本文中的这个变量就是地区,不同的储蓄值是“地区”这个因素的不同水平。

单因素方差分析的基本思想,是用各地区储蓄值之间的方差与所有地区储蓄值内部的方差之和的比值与a=0.05水平上的F值比较,来判别这31个地区储蓄值的均值是否相等。

2.2.2 双因素方差分析的理论分析:

所谓双因素,就是指所要分析的问题中有两个变量(因素)。本文中的这两个变量就是地区和年份,设因素A表示地区,因素B表示年份。数据的离差平方和分解形式为:SST=SSA+SSB+SSE。SSA表示的是因素A的组间方差总和,SSB是因素B的组间方差总和,都是各因素在不同水平下各自均值差异引起的;SSE仍是组内方差部分,由随机误差产生。各个方差的自由度是:SST的自由度为nr-1,SSA的自由度为r-1,SSB的自由度为n-1,SSE的自由度为nr-r-n-1=(r-1)(n-1)。

我们得到检验因素A与B影响是否显著的统计量分别是:

undefined

F值越大,越说明总的方差波动中,组间方差是主要部分,有利于拒绝原假设接受备选假设;反之,F值越小,越说明随机方差是主要的方差来源,有利于接受原假设,有充分证据说明待检验的因素对总体波动有显著影响。

3 实例分析

3.1 研究问题概述

近年来,我国经济增长迅速,投资、出口与消费三驾马车中,唯独消费没有发挥出应有的作用。究其原因,大部分的收入都被储存起来了。扩大内需、刺激消费,成为我国经济发展的重要经济政策,而扩大内需的关键是加强储蓄向消费的转化。为此,研究储蓄变化的特性、规律以及影响因素具有十分重要的意义。不同地区的经济发展不同,那么不同地区与居民储蓄值大小之间是否存在显著性关系?这需要我们考证。

我们通过收集2004～2009年31个省份的城乡居民储蓄数据(数据来源:历年统计年鉴整理而得),对地区与城乡居民储蓄之间的关系分析,研究地区与城乡居民储蓄之间是否有显著性的关系。

3.2 数据处理及分析

①单因素方差分析,忽略其他因素的影响,只考虑因素地区对居民储蓄是否有显著影响。本文用SPSS对数据进行分析,选取了几张结果表,如下:

(1)表1 给出了不同地区居民储蓄值的均值图。

从该均值图上可以很直观的看出19号广东的储蓄均值最高,25号西藏的储蓄均值最低。

(2)表2 给出了方差齐性的检验结果。

表2中显著性p=1.000>0.05,表示数据具有方差齐性。

(3) 表3 给出了方差分析的结果。

我们得到显著性水平为0.05,p=0.000<0.05,所以,不同地区的居民储蓄有显著差异。

②双因素方差分析,即同时考虑地区和年份这两个因素,研究地区对居民储蓄的影响是否显著,我们同样用SPSS对数据进行分析。

本文选取无重复试验的双因素方差分析表,如下:

a R Squared =.946 (Adjusted R Squared =.933)

由上看出,因素“地区”的检验,其F值的显著性概率P=0.000,当α=0.05时,sig.=0.000<0.05,所以可有95%的把握可以认为地区对居民储蓄的影响有显著性差异。因素“年份”的检验,其F值的显著性概率P=0.000,当α=0.05时,sig.=0.000<0.05,所以表明有95%的把握可以认为年份也对居民储蓄的影响也有显著性差异。

4 结论

本文通过建立方差分析模型,用SPSS软件分析2004～2009年31个地区的数据,先采用单因素方差分析法,得出不同地区对居民储蓄有显著性差异。然后用双因素方差分析法,得出有95%的把握认为地区和年份均对居民储蓄的影响有显著性差异。

中国经济呈现出明显的“低消费、高储蓄”格局,尤其是居民储蓄率明显高于世界上其他主要经济体。这直接导致经济增长过于依赖投资需求和净出口的拉动作用,增加了经济运行的不稳定性。因此扩大国内居民消费需求是中国宏观调控政策的重点。由此实证分析可知,中国城乡居民储蓄存款与地区的发达程度有显著性关系,不同地区的政策制定者可以据此做出相应的经济决策。

摘要：文中应用单因素和双因素方差分析相结合的方法,抽取了2004～2009年中国城乡居民储蓄存款的样本数据作实证研究,利用SPSS对样本数据进行分析。首先,先忽略其他因素来研究中国城乡居民储蓄存款与地区之间是否有显著性联系;其次,再考虑年份因素来研究中国城乡居民储蓄存款与地区之间是否仍存在显著性联系。然后选取一些重要的能够反映其显著性关系方面的结果表,对中国城乡居民储蓄存款与地区是否有显著性关系进行分析,用于指导不同地区根据自身的特点做出相应的经济政策决策。实证分析表明,地区与城乡居民储蓄之间有显著性的关系。

关键词：单因素方差分析,双因素方差分析,地区,居民储蓄,spss

参考文献

[1]卢君生,蔡锐.居民储蓄的影响因素分析与实证研究[J].南昌航空工业学院学报.

[2]康荔等.1997-2002年我国居民储蓄存款的实证分析[J].统计与信息论坛.

[3]余建英,何旭宏.数据统计分析与SPSS应用[M].人民邮电出版社,2006.

[4]叶琳琳.中国城市化与居民储蓄研究[J].经济问题探索,2009.

居民储蓄影响因素分析 篇11

摘 要：医疗保健发展收到多种因素的影响。本文实证发现：市城镇居民家庭人均可支配收入、基本养老保险基金支出对城镇居民家庭人均医疗保健消费支出均有影响，65岁及以上人口对城镇居民家庭人均医疗保健消费支出影响力更大。因此要切实关注老龄化问题，做好老年人医疗保障体系，促进医疗保健行业的合理健康发展。

关键词：医疗保健消费支出额;影响因素;多元回归

一、城镇居民家庭人均医疗保健消费支出发展现状

改革开放以后，我国医疗保健发展迅速，但是我国的居民医疗保健消费支出要求多且高、增长速度快，而医疗保健公共消费一直以来水平较低，国内生产总值中表明我国的卫生总费用所占比重低。我国同世界各国的交流和交往日益密切，中国拥有着渊远流长的民族历史和深厚的文化积淀，这使得文化之间更好地交流融合，科技之间的相互交流，东西方医疗保健观念融汇贯通。同时随着改革开放我国人民生活水平大幅度提高，广大人民群眾对于医疗保健的认识水平不断提升。医疗保健受到越来越大的重视，随之养生保健业得到快速的发展，成为目前服务业中的重要组成部分，为提高人民生活品质发挥了重要作用。我国目前的医疗保健服务业作为一个新兴的产业正处于快速发展的上升态势。

二、变量选取与数据来源

对城镇居民家庭人均医疗保健消费支出额起到影响的因素有很多，包括人口结构、认知水平、国家社会保障政策等，本文选取对城镇居民家庭人均医疗保健消费支出额影响较大的65岁及以上人口、城镇居民家庭人均可支配收入、国家 基本养老保险基金支出等因素，所有数据来源于《中国统计年鉴2014》。

三、模型设计与实证结果分析

简单线性回归：Y与X1，x2，x3的简单线性回归模型Y = -1367.72393849 + 0.191948656931*X1 ，  Y = 162.481678888 + 0.0691320908628*X2，Y = -13.7976466261 + 0.0481474772248*X3对65岁及以上人口（X1）、城镇居民家庭人均可支配收入（X2）、基本养老保险基金支出（X3）进行简单线性回归模型建立与检验。X1：所估计得参数β1=-1367.72393849    0.191948656931说明65岁以上人口每增加1万人，城镇居民家庭人均医疗保健消费支出增加 0.1920元，这与预期的经济意义相符。可决系数R2=0.990923，说明所建模型整体上对样本数据拟合较好，即解释变量“ 65岁以上人口”对被解释变量“城镇居民家庭人均医疗保健消费支出”的绝大部分差异做出了解释。X2：所估计得参数β1=162.481678888 β2=0.0691320908628，说明城镇居民家庭人均可支配收入每增加1元，城镇居民家庭人均医疗保健消费支出增加 0.0691元，这与预期的经济意义相符.可决系数R2=0.891293  ，说明所建模型整体上对样本数据拟合较好，即解释变量“城镇居民家庭人均可支配收入 ”对被解释变量“城镇居民家庭人均医疗保健消费支出”的绝大部分差异做出了解释。X3：所估计得参数β1=-13.7976466261    β2=0.0481474772248，说明基本养老保险基金支出每增加1亿元，城镇居民家庭人均医疗保健消费支出增加0.0481元，这与预期经济意义相符。可决系数R2=0.954631 ，说明所建模型整体上对样本数据拟合较好，即解释变量“ 基本养老保险基金支出”对被解释变量“城镇居民家庭人均医疗保健消费支出”的绝大部分差异做出了解释。调整的R^2=0.990923，拟合优度非常高，说明变量X1，X2，X3联合起来时被解释变量Y具有显著解释力。从F统计量看f还远远大于临界值，说明回归模型十分显著，即65岁及以上人口（X1）、城镇居民家庭人均可支配收入（X2）、基本养老保险基金支出（X3）联合起来确实对行业季度销售额有显著影响。从T检验结果来看，t1=44.32807，显著，说明X1对Y有显著影响，即65岁及以上人口对城镇居民家庭人均医疗保健消费支出有显著影响;t2=12.14837，显著，说明X2对Y有显著影响，即城镇居民家庭人均可支配收入对城镇居民家庭人均医疗保健消费支出无显著影响;t3=19.46137，显著，说明X3对Y有显著影响力，即基本养老保险基金支出对城镇居民家庭人均医疗保健消费支出产生显著的影响，其中X1对Y的影响力大于X2、X3，说明65岁及以上人口对城镇居民家庭人均医疗保健消费支出起更重大的作用。 对65岁及以上人口序列进行ADF检验（选取模型为带截距项，滞后系数均为2）。从验证结果看，在1%，5%，10%两个显著性水平下单位根检验的Mackinnon临界值分别为-4.532598、-3.673616、-3.277364，t检验统计值-0.383826大于相应临界值，则接受备择假设说明序列存在单位根，序列不平稳。

对城镇居民家庭人均可支配收入序列进行ADF检验（选取模型为带截距项，滞后系数均为2）。从验证结果看，在1%，5%，10%两个显著性水平下单位根检验的Mackinnon临界值分别为-4.532598、-3.673616、-3.277364，t检验统计值 10.69286大于相应临界值，则接受备择假设说明序列存在单位根，序列不平稳。对基本养老保险基金支出序列进行ADF检验（选取模型为带截距项，滞后系数均为2）。从验证结果看，在1%，5%，10%三个显著性水平下单位根检验的Mackinnon临界值分别为-3.444758、-0.008824、-0.776110，t检验统计值3.444758大于相应临界值，则接受备择假设说明序列存在单位根，序列不平稳。 对城镇居民家庭人均医疗保健消费支出序列进行ADF检验（选取模型为带截距项，滞后系数均为2）。从验证结果看，在1%，5%，10%两个显著性水平下单位根检验的Mackinnon临界值分别为-4.616209、-3.710482、-3.297799，t检验统计值-1.802612大于相应临界值，则接受备择假设说明序列存在单位根，序列不平稳。解释变量65岁及以上人口、城镇居民家庭人均可支配收入、基本养老保险基金支出与被解释变量城镇居民家庭人均医疗保健消费支出不呈平稳序列。

多重共线性检验。多重共线性检验与解决  求相关系数矩阵，得到：

Y = -1026.08383931 + 0.130712682967*X1 - 0.0396472650042*X2 + 0.0419179806164*X3

发现模型存在多重共线性，可知X1、X2、X3之间可能存在着较强的多重共线。

利用逐步回歸法检测，分别对Y和Xn（n=1、2、3）做线性回归：

可知拟合优度由强到弱的顺序依次是：X1 X3 X2，选定拟合最好的X1作为基准变量，分别导入X1 、X2做回归，得到以下模型：

Y = -1375.30990571 + 0.192922658563*X1 - 0.000389789281897*X2

Y = -1246.00127373 + 0.17442069564*X1 + 0.00458333412354*X3

Y = -1026.08383931 + 0.130712682967*X1 + 0.0419179806164*X3 - 0.0396472650042*X2

LNY=-17.1874374028+1.64370892753*LNX1 + 0.886140196749*LNX3为修复模型

异方差检验与消除。Y = 162.481678888 + 0.0691320908628*X2

Y与X3的简单线性回归模型Y = -13.7976466261 + 0.0481474772248*X3

LM=20*0.824303=16.48606

四、结论

通过分析城镇居民家庭人均医疗保健消费支出与城镇居民家庭人均可支配收入、基本养老保险基金支出之间的关系，可看出这些变量联合起来的作用对主营业务存在明显的影响，我们可以发现，虽然市城镇居民家庭人均可支配收入、基本养老保险基金支出对城镇居民家庭人均医疗保健消费支出均有影响，但综合起来看65岁及以上人口对城镇居民家庭人均医疗保健消费支出影响力最大。医疗保障是有高收入弹性的特征的，当人们的生活水平不断提高，人们对于健康长寿更加重视。由此可见，我国已经步入老龄化社会，国家应进一步重视人口的老龄化问题，做好老年人的医疗保健工作，重视弱势群体的医疗保障需求，较少高昂的医疗保健费用对弱势家庭的负担，切实提升老年人的生活水平。

参考文献：

[1]曹燕，田耕.  我国不同收入组城镇居民医疗保健支出特点分析[J]. 医学与社会. 2010（03）.

居民储蓄影响因素分析 篇12

近年来,改革开放政策使我国经济高速稳步增长,然而我国的储蓄率却长期居高不下,据数据显示2015年中国的G D P已高达585336.8亿人民币,较上年增长了7.7%,与之相对应的,2015年我国的居民储蓄率也已超过50%,远远超出世界的平均水平。储蓄率高已经成为我国特有的一种状况,储蓄并没有用于投资,让实际投资于储蓄脱节严重,这形成了我国商品大量的供过于求局面,无法有效拉动需求[1]。

据数据显示,从2000年到2012年,国民总储蓄率从37.6%上升到49.4%,且从2007年开始总储蓄率一直保持在49%以上。近几年中国总储蓄率一直在45%~50%左右变动。在中国人民银行最新发布的数据显示,在2013年中国居民总储蓄已超过了44.7万亿元,成为历史之最。

二、高储蓄率的原因

国民储蓄由居民储蓄、企业储蓄、政府储蓄组成,一般以居民储蓄为主,但中国的储蓄结构跟其他国家相比却相反。中国储蓄并不是以居民储蓄为主,而是政府储蓄和企业储蓄为主[2]。首先,虽然居民储蓄的总量多规模也大,增加速度也非常的快,但我国的人均储蓄还是处于比较低的水平因为我国人口基数大。所以致使我国高储蓄率的并原因并不是居民储蓄而是政府储蓄和企业储蓄。

(一)个人微观层面

传统文化教导国人量入为出,养儿为防老,不提前消费以及居安思危。这也一定程度上使居民消费减少,进而限制了居民的当前消费,而是促成了他们的储蓄[3]。同时居安思危,这导致他们较高的风险规避想法,因此在把“血汗钱”投到风险高、不完善的金融市场和进行储蓄用于应对不测时所需的情况下他们选择了后者[2]。

(二)市场经济中观层面

我国金融市场发展滞后,投资渠道的非常狭窄和投资工具也匮乏,金融产品稀缺。目前仅有国库券、股票、企业债券、基金、房地产适合居民投资。然而股票市场的低迷状态和时而的不规范,在狭窄的投资渠道、金融市场不完全发展的情况下,中国居民不得已把资金存入获利微乎其微银行,使投资者把更多的资金投向了储蓄,因为他们认为只有这样才更安全可靠。

(三)国家政府宏观层面

中国不健全不完善的社会保障制度,老百姓都有预防性储蓄的必要。在居民收入并未大幅度提高,然而意外疾病的发生的可能性及个人未来的支出都是个未知数,这些都很可能是个没有底的洞。许多居民为此而不敢消费,更不敢提前消费,为了让自己更放心,对未来更有信心,只能存起一定数额的资金用于备用应急。

三、居民高储蓄率对中国的影响

(一)积极影响

高储蓄是保持我国现行经济高速增长的必要条件。从银行角度来看,我国四大国有控股商业银行也是由于我国储蓄率一直保持在很高的情况下,银行有不断绝的社会资金流进才能在背负大量不良资产的同时还能正常运转而不至于破产[4]。同时,储蓄还能够让消费转化为积累。在个人收入的增加的情况下,人们可用来储蓄的比例也会不短增大,这样银行就能部分推迟居民购买力,让银行有更多的资金用于投资,用于推动企业发展生产,最终使用于消费的资金积累起来,这既是边际消费倾向递减规律。

(二)消极影响

抑制了最终消费需求的扩大。因为居民的储蓄有所增加必然导致居民即期消费的需求减少,这是高储蓄率与低消费率并存的表现,在储蓄率增长的背后,我国居民的消费意向不断的减弱,进而导致金融部门的潜在风险加大[5]。由于储蓄率的不断增加,我国金融市场目前的不完善,制度的不健全,储蓄变成投资的效率低,这些原因都让银行系统性的风险不断累积。

首先,储蓄的增长不仅增加了银行的压力,还让银行的系统性风险更加容易形成与加剧。目前我国金融市场规模小、制度不健全,投资渠道偏窄、投资收益低,银行除了贷款给企业,没有什么其他方式来让存款得到比较理想的收益。储蓄转变成投资的效率低,导致银行业的风险不断积累,影响银行的发展。

其次,储蓄的不断增加让我国形成了银行主要业务是贷款的融资格局,让间接的融资比例间的差距扩大。导致企业融资方式主要是向银行贷款,导致金融风险向银行业过于集中,使之风险越来越大。

另外,储蓄率长期保持较高的状态也将让我国一些行业投资过热,例如我国有些地区的房地产、汽车等行业投资过热的现象便很好的反应了这一点。我国的储蓄率过高也是导致投资率过高、对出口的过度依赖、消费率低等问题的根本原因所在。

四、对高储蓄率的对策建议

(一)对居民个体建议

多了解国库券、股票、企业债券、基金、房地产等其他的投资渠道,这些都是不错的投资选择。钱以储蓄的方式放在银行也不是一定是安全的,同样会有风险,因为钱会由于购买力的下降而贬值,这种储存在银行就安全的投资理念和收益观是需要改变的。同时考虑购买保险,也是一种不错的养老规避风险的投资方式。

(二)对市场金融行业建议

建立消费与生产之间的通道可以发展个人消费信用贷款。消费信用贷款是为了减弱居民为了高档次的消费而逐步积累起的储蓄动机,从而引导大额度储蓄流向消费领域。此外带动老龄产业的发展,加快老龄产业的成长步伐,可以让市场注入新的活力,使其成为拉动内需的重要方式,形成新的经济增长点,成为经济发展和社会进步的一种动力。

(三)对政府层面建议

加强公司的管制和管理,并完善股息分配政策。为了减少企业储蓄需要加大对国有企业对财产所有者利润分红,从而较少企业的留存收益,减少企业投资。国有企业的利润应当更多地投入到建立社会保险体系和增加全国的个人收入等方面上。同时,国家得到的股息收入越多,那么消费也会随之增加,从而会降低投资和储蓄[6]。慢慢的改善资本市场体系。改善好了资本市场不仅能提高居民投资证券的信心促进储蓄向投资的转化,也能提高金融体系[7]。

参考文献

[1]常茜惠.浅析我国高储蓄率与经济增长[J].经营管理者,2011,02:36.

[2]蔡科,张璐.居民高储蓄率分析与策略研究[J].时代金融,2011,24:69.

[3]吴敬琏.推进改革已成共识,须重建市场体制[J].当代财经,2014,01:5-7.

[4]张百鹏.浅析我国高储蓄率对经济发展的影响及对策[J].商场现代化,2012,34:155-156.

[5]王旸.我国居民高储蓄的原因、利弊及对策研究[J].黑龙江对外经贸,2007,05:106-108.