中国城镇居民储蓄状况调分析

中国城镇居民储蓄状况影响因素分析
班级：统计0902 姓名:
摘要：储蓄，存款已成为当今社会人们生存的主动力，在看着存款中数字不断的上升，金钱社会中没有钱（可以说是储蓄）是万万不能的。

随着中国经济的飞速发展,一直保持在高水平上的中国储蓄率受到了越来越多国内外经济学家的关注。

高储蓄率给我国经济发展带来充裕资金来源,是支持经济快速增长的重要因素。

更为重要的是,源源不断的资金流保证了金融机构的流动性,增强了银行的稳定性。

与此同时,也给我国经济发展带来前所未有的挑战，因为，过高的储蓄,必然伴随着投资或消费的不足。

所以对影响居民储蓄的主要因素进行分析,才能在制定宏观政策上采取适当的措施,使储蓄率保持在一个适当的水平,促进经济曾长。

本文利用我国1979年以来的统计数字建立了关于储蓄与人均收入的模型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是比较大的。

利率变动对实际的储蓄率变动的影响并不是十分的重要。

关键字：城镇居民储蓄人均收入
引言
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约为0.9%。

我国的资本收益每年0.9％，大大低于经济的平均增长率（％）。

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。

从储蓄角度来分析，我们应该降低储蓄率，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。

1.现实状况：我国城镇居民储蓄近年来不断上升（以近十年数据为例）1.1.数据分析
表1
年份城乡居民储蓄存款总额（亿元）
2000 64332.4
2001 73762.4
2002 86910.7
2003 103617.7
2004 119555.4
2005 141051.0
2006 161587.3
2007 172534.2
2008 217885.4
2009 260771.7
用Eviews分析得到
图1
图1中横坐标为年份，即从2000到2009；纵坐标单位为亿元；x代表城乡居民储蓄存款总额（亿元）。

从图表中可得到2000到2009年我国城镇居民储蓄快速上升。

1.2.现实角度分析
随着中国经济不断的发展，近年来人们生活的越来越好，收入不断的增加，但也同时面临许多问题，例如社会普遍关注的买房问题，老百姓就是用历年存下的钱即储蓄来买房的，从而储蓄不断增加。

总之造成这种状况可以从收入因素、利息率、物价水平、收入分配等方面来分析。

2.我国高储蓄的影响因素
2.1.收入因素
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。

人均可支配收入指个人收入扣除向政府缴纳的个人所得税、遗产税和赠与税、不动产税、人头税、汽车使用税以及交给政府的非商业性费用等以后的余额。

个人可支配收入被认为是消费开支的最重要的决定性因素。

因而，常被用来衡量一国生活水平的变化情况。

在本文中用人均可支配收入来分析储蓄量。

表2
年份城镇居民家庭人均可支配收入（元）
2000 6280.0
2001 6859.6
2002 7702.8
2003 8472.2
2004 9421.6
2005 10493.0
2006 11759.5
2007 13785.8
2008 15780.8
2009 17174.7
用Eviews分析得到
图2
图2中横坐标为年份，即从2000到2009；纵坐标单位为元；x代表城镇居民人均可支配收入（元）。

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，图中可以明显的看出2000年到2009年人均可支配收入在不断的上升，则可得到我国城镇居民储蓄也在不断上升。

2.2.利息率
在西方经济理论里，利率通常和储蓄成正比。

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。

然而，从我国的利率政策可以看出，我国居民储蓄与利率存在弱化现象，即利率的下降并不一定能降低居民的储蓄存款。

我国利率政策与西方经济理论不符的原因为：首先，西方国家都是成熟的市场经济国家，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。

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。

最后，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。

可见，利率对储蓄的影响很大，但是是有条件的，只有满足了相关条件，它才能发挥出作用来。

就以1979到2002年一年期储蓄利率来看其趋势：
表2
年份一年期储蓄利率
1979 3.78
1980 5.04
1981 5.4
1982 5.67
1983 5.76
1984 5.76
1985 6.72
1986 7.2
1987 7.2
1988 7.68
1989 11.12
1990 9.92
1991 7.92
1992 7.56
1993 9.26
1994 10.98
1995 10.98
1996 9.21
1997 7.17
1998 5.02
1999 2.89
2000 2.25
2001 2.25
2002 2.03
用excle分析
图3
由图3可见利率变动对实际的储蓄率变动的影响并不是十分的重要。

2.3.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。

基尼系数是根据劳伦茨曲线所定义的判断收入分配公平程度的指标。

是比例数值，在0和1之间，是国际上用来综合考察居民内部收入分配差异状况的一个重要分析指标。

2.4储蓄水平
储蓄是资本积累的重要手段之一。

正因为如此发展中国家要不断吸金，但是我国就出现储蓄过高的现象。

3.利用计量经济来分析我国城镇居民储蓄影响因素
收入是影响储蓄的一个重要原因，在此就用城乡居民人均收入来分析。

3.1模型建立
（1）变量的选定
对我国居民储蓄水平产生重要影响的自变量，选取：城乡居民人均收入、滞后一期人均储蓄存款余额两个变量。

因变量：城乡居民人均储蓄存款额。

（2）数据分析
根据《中国统计年鉴2009》显示数据（见附录表1），用Eviews对数据做趋势的分析，由趋势图可以看出自变量与因变量存在一定的相关关系。

由散点图城乡居民人均储蓄存款额与城乡居民人均收入、滞后一期人均储蓄存款余额成正相关。

（图4、5）
图4
图5 （3）模型设定
根据数据分析，将模型设定为：
S = c + aX + bS(-1) + u
其中S为城乡居民人均储蓄存款额，X为城乡居民人均收入，S(-1)为滞后一期人均储蓄存款余额，u为随机误差项，c为常数项，一般而言，a>0,，b>0。

3.2.模型估计
运用2009年统计数据进行估计，通过Eviews6.0软件，使用最小二乘法(OLS)对我国的居民储蓄增加额函数进行回归得到的模型如下：（图6 ） S = -1.2280.65 + 6.98 X + 0.63S(-1)
t （-2.2086）（2.6331）（3.1652）
2
R = 0.9933，F-statistic = 1107.618。

图6
3.3模型的检验与修正
（1）经济意义检验
系数a，b的符号与假定相符，说明回归结果没有违背经济理论。

（2）统计检验
拟合优度检验：从回归结果中的R^2可知该回归方程的拟合优度较高，通过检验。

F检验：将显著性水平设定为0.05，查表得临界值为3.49，因为F检验值明
显大于临界值，方程通过了F检验，即方程整体上是显著的。

t检验：依然将显著性水平设为0.05，查表得临界值为2.18，则由上图3可知，城乡居民人均储蓄存款额与城乡居民人均收入、滞后一期人均储蓄存款余额相关关系显著，因为它们的精确p值小于0.05，故拒绝其系数为0的假设。

(3)计量经济学检验
多重共线性检验
分别对X,S(-1)做估计，从附录图5中我们可以看出，各个解释变量之间有高度的相关性。

说明我们的模型中存在着多重共线性的问题，但是由于回归系数显著，而且其系数的符号大小都有意义。

一个系数在存在着多重共线性的情况下是显著的，那么这显然是一个健壮的结果。

异方差检验
运用eviews对模型最怀特异方差检验，检验结果见图7，可见，
的精确p值明显小于0.05，故拒绝同方差的原假设，证明原模型存在异方差。

图7
模型修正:我们选择加权最小二乘法(WLS)对此进行校正。

用估计的模型方程中的残差的绝对值的倒数所构成的矩阵作为权数，再次得回归结果如下：（修
正后的数据见图8、9）
S = -0.1209 + 0.93 X + 1.08 S(-1)
t （-0.3592）（7.6385）（80.5335）
2
R = 0.9996，F-statistic = 19836.35。

图8
图9
修正后变量的各参数显著（图8、9），将其确定为模型。

三自相关检验
关于自相关检验，先看是否存在一阶自相关。

DW值是1.67（上图7），由于N=19， k=2，显著性水平设为α=5%查表得下限为1.074，上限为1.536，则DW 值表明，回归模型不存在显著的自相关。

3.4.模型结果分析
经过数据分析、模型估计、检验及修正，确定城乡居民储蓄存款额的计量经济模型为:
S = -0.1209 + 0.93 X + 1.08 S(-1)
t （-0.3592）（7.6385）（80.5335）
2
R = 0.9996，F-statistic = 19836.35。

其中，（1）常数-0.1209表示在样本期间，即1990-2008年间，当城乡居民
人均收入和上一期的储蓄额为0的时候，当期的城乡居民人均储蓄存款额为
-0.1209亿元。

（2）2R=0.9996表示该模型的解释变量解释了1990-2008年间，城乡居民人均储蓄存款额变异的99.96%。

由以上的结果可以看出，当上期的居民人均储蓄增加一元时，则当期储蓄会平均增长1.08元；当居民人均可支配收入指数提高一个百分点时，则居民人均储蓄会平均增加 0.93元。

人均收入对储蓄的影响由上可知并不是特别明显，但由于其波动的空间较大，所以收入对储蓄的影响其实是较大的。

上一期的储蓄对本期储蓄的影响较大，证明居民都有明显的储蓄习惯问题的存在。

4.结论
4.1.由上述分析得出的结论
(1)城镇居民的收入增长率变化对居民的储蓄率变化的影响在其他条件不变的情
况下还是比较明显的。

居民都有明显的储蓄习惯问题的存在。

(2)利率变动对实际的储蓄率变动的影响并不是十分的重要。

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。

4.2.对策及建议
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，有效引导居民储蓄行为就成了当前的首要任务，本文提出以下对策和建议：
（1）保持我国经济的持续均衡的发展，增加居民的可支配收入
（2）作为消费源泉的可支配收入对经济发展起着重要的推动作用，个人可支配收入与消费和储蓄存在明显的正相关关系。

虽然储蓄和消费是此消彼长的关系，但它们的总额增加，也会使储蓄和消费同时增加，从而形成经济的良性发展。

（3）慎重调整存款利率，从上述分析可以看出，利率对居民储蓄没有很大
的影响，而且由于通货膨胀率的存在，利率的影响也会大打折扣，因为西方利率理论是立足于成熟的市场经济。

在这样的市场中，有完善的市场体系和社会保障制度。

故而在西方国家，利率政策的弹性很大，而在我国却出现“利率弱化”现象。

从我国七次下调利率的效果来看，利率对储蓄的作用都很有限。

居民的储蓄额并未减少的一部分原因正是因为社会养老保险的不完善。

（4）国家应该重视对分配领域的调节，加大对低收入的者的转移支付，切合中国实际的对税收领域进行改革，缩小社会的贫富差距。

（5）建立健全社会保障障制度，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。

（6）由于对未来预期的不确定，人们将收入越来越多地存入银行，从而出现了所谓的“利率弱化”现象。

我国人口众多，建立健全社会保障体系需要很长的时间，故居民只能依靠自己的储蓄实现保障。

农村居民保障较少，收入增加也比城市缓慢，所以其消费也比不上城镇居民。

为了化解储蓄问题，社会保障制度是一个前提条件。

（7）改善我国其它的投融资市场环境，储蓄作为一种投资手段，给居民带来的仅是少量的收益，而股票、债券等市场则是更为重要的金融市场。

然而，由于我国股市的不规范，债主市场的不健全，使得居民更多地把资金存入没有风险的银行，因此利率的升降很难影响储蓄的变化。

所以，在建立健全社会保障体系的基础上，完善投融资市场也是非常重要的途径。

随着我国2001年加入WTO，以外部促进改革措施的推进，金融市场化也是必然的趋势。

而我国储蓄对利率政策的弱化现象和市场化是不相称的，并且必将影响到金融市场化的进程。

为了使市场经济体制进一步完善，保持国民经济的持续稳定发展，我国必须出台相关配套措施，解决好居民的后顾之忧，储蓄问题才会迎刃而解。

附表
1.中国统计年鉴2010
10-2 城乡居民家庭人均收入及恩格尔系数
年份
城镇居民家庭人均可支配收入
农村居民家庭人均
纯收入
城镇居
民家庭
农村居
民家庭绝对数 (元)
指数
(1978=100)
绝对数
(元)
指数
(1978=1
00)
恩格尔
系数
(%)
恩格尔
系数
(%)
1978 343.4 100.0 133.6 100.0 57.5 67.7 1980 477.6 127.0 191.3 139.0 56.9 61.8 1985 739.1 160.4 397.6 268.9 53.3 57.8 1990 1510.2 198.1 686.3 311.2 54.2 58.8 1991 1700.6 212.4 708.6 317.4 53.8 57.6 1992 2026.6 232.9 784.0 336.2 53.0 57.6 1993 2577.4 255.1 921.6 346.9 50.3 58.1 1994 3496.2 276.8 1221.0 364.3 50.0 58.9 1995 4283.0 290.3 1577.7 383.6 50.1 58.6 1996 4838.9 301.6 1926.1 418.1 48.8 56.3 1997 5160.3 311.9 2090.1 437.3 46.6 55.1 1998 5425.1 329.9 2162.0 456.1 44.7 53.4 1999 5854.0 360.6 2210.3 473.5 42.1 52.6 2000 6280.0 383.7 2253.4 483.4 39.4 49.1 2001 6859.6 416.3 2366.4 503.7 38.2 47.7 2002 7702.8 472.1 2475.6 527.9 37.7 46.2 2003 8472.2 514.6 2622.2 550.6 37.1 45.6 2004 9421.6 554.2 2936.4 588.0 37.7 47.2 2005 10493.0 607.4 3254.9 624.5 36.7 45.5 2006 11759.5 670.7 3587.0 670.7 35.8 43.0 2007 13785.8 752.5 4140.4 734.4 36.3 43.1 2008 15780.8 815.7 4760.6 793.2 37.9 43.7 2009 17174.7 895.4 5153.2 860.6 36.5 41.0
2.中国统计年鉴2010
10-3 城乡居民人民币储蓄存款
单位：亿元
年份
年底余额年增加额
总计定期活期总计定期活期1978 210.6 128.9 81.7 29.0 17.2 11.8 1980 395.8 304.9 90.9 114.8 138.5 -23.7 1985 1622.6 1225.2 397.4 407.9 324.3 83.6 1990 7119.6 5909.4 1210.2 1935.1 1700.9 234.2 1991 9244.9 7634.9 1610.0 2125.3 1725.5 399.8 1992 11757.3 9445.0 2312.3 2512.4 1810.1 702.3 1993 15203.5 12108.3 3095.2 3446.2 2663.3 782.9 1994 21518.8 16838.7 4680.1 6315.3 4730.4 1584.9 1995 29662.3 23778.3 5884.1 8143.5 6939.6 1203.9 1996 38520.8 30873.2 7647.6 8858.6 7095.0 1763.6 1997 46279.8 36226.7 10053.1 7759.0 5353.5 2405.4 1998 53407.5 41791.6 11615.9 7127.7 5564.8 1562.8 1999 59621.8 44955.1 14666.7 6214.4 3163.5 3050.8 2000 64332.4 46141.7 18190.7 4710.6 1186.6 3524.0 2001 73762.4 51434.9 22327.6 9430.1 5293.2 4136.9 2002 86910.7 58788.9 28121.7 13148.2 7354.1 5794.1 2003 103617.7 68498.7 35119.0 16707.0 9709.7 6997.3 2004 119555.4 78138.9 41416.5 15937.7 9640.2 6297.6 2005 141051.0 92263.5 48787.5 21495.6 14124.7 7370.9
2006 161587.3 103011.
4
58575.9 20544.0 10777.3 9766.7
2007 172534.2 104934.
5
67599.7 10946.9 1923.1 9023.8
2008 217885.4 139300.
2
78585.2 45351.2 34365.7 10985.5
2009 260771.7 160230.
4
100541.3 42886.4 20930.2 21956.1
3.中国统计年鉴2009
年份城乡居民人均储蓄存款额（亿元）城乡居民人均收入（元）1990 7119.6 1510.2
1991 9244.9 1700.6
1992 11757.3 2026.6
1993 15203.5 2577.4
1994 21518.8 3496.2
1995 29662.3 4283.0
1996 38520.8 4838.9
1997 46279.8 5160.3
1998 53407.5 5425.1
1999 59621.8 5854.0
2000 64332.4 6280.0
2001 73762.4 6859.6
2002 86910.7 7702.8
2003 103617.7 8472.2
2004 119555.4 9421.6
2005 141051.0 10493.0
2006 161587.3 11759.5
2007 172534.2 13785.8
2008 217885.4 15780.8
参考文献
1.李燕，张晓丽.《中国居民储蓄与GDP关联性分析》.金融学苑【J】.2005(1)
2.何新华，曹永福.《解析中国高储蓄》.世界经济统计研究【J】.2005（2）
3.张涛著.中国城镇居民储蓄状况调查与研究1999-2000【M】.北京：中国金融出版社2010。