关键词：利率；储蓄存款；实证分析
一、利率与储蓄的关系
（一）理论学说
关于储蓄方面的理论，西方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。按照古典经济学的观点，利率对储蓄的作用是单一的、正方向的。但现代经济理论通过一个跨时期消费模型来分析利率变动对储蓄变动的影响，认为利率变动通过替代效应和收入效应影响储蓄的变动，最终结果取决于收入效应和替代效应的对比，因此利率的提高既可能使储蓄增加，也可能使储蓄减少或不变。还有一种观点认为储蓄变动与利率无关，储蓄变动或取决于收入水平，或受习惯和经济安全影响。
（二）概念界定
居民储蓄可分为两个层次：广义的和狭义的居民储蓄。广义的居民储蓄包括手持现金、银行存款、金融证券及实物资产；狭义的居民储蓄仅指居民在银行的储蓄存款。在西方经济理论中，利率与储蓄的关系是指与广义储蓄的关系，收入减去消费的部分即为储蓄。长期以来，我国金融资产单一，可供居民选择的最合适的储蓄资产几乎只有银行存款，人们习惯上将居民银行存款称为居民储蓄。一般来说，储蓄总量主要受收入的影响，储蓄结构主要受利率的影响。由于本文的研究侧重于对居民银行存款的增减对利率的反应，而现金、股票、债券等都与银行储蓄存款存在替代关系，本文并不会牵涉到储蓄与投资的关系，因此，为方便起见，本文所述居民储蓄指的是狭义的居民储蓄。关于利率，本文选取的利率是中央银行公布的一年期定期存款利率。
（三）研究方法
1.研究数据的选取
为使研究结果更能反应近几年的利率储蓄关系，本文选取了2001年到2010年十年间的利率和储蓄存款数据。本文建立计量经济模型进行回归分析和参数估计的数据选取的是2001—2010年间历次利率调整日所在月份的储蓄存款数额，并用当月调整后的利率与之对应。数据根据《中国统计年鉴》整理计算。
2.模型简介
本文通过建立两组简单的计量经济模型，即分别以储蓄存款余额和储蓄存款增加额为因变量，以利率为自变量进行回归分析，以探究储蓄对利率的反应方向和程度。其中，每组都包括三个方程，即分别是以储蓄存款余额、活期储蓄余额、定期储蓄余额为因变量进行回归分析，以探究利率对储蓄存款结构的影响。
二、我国居民储蓄与利率关系的实证分析
（一）2001年—2010年储蓄和利率的变动
在2001年到2010年间，我国利率共调整了14次，第一次调整是在2002年2月21日，为对比，表1中第二行列出了2002年1月末的储蓄、利率数据。伴随着利率的调整，储蓄存款每期都有较大幅度的变化（见表1）。
（二）简单计量经济模型的建立
1.储蓄存款余额与利率变动的关系
本文的目的之一在于通过对实证样本数据的分析探究利率变动对居民储蓄存款总额的影响，为此，首先建立以下模型（其中②和③旨在分析利率对储蓄结构变化有何影响）：
Y = a1+b1X +ε1①
Y1= a2+b2X +ε2 ②
Y2=a3+b3X +ε3③
其中X为利率（%）；Y为储蓄存款余额（百万）；Y1为活期储蓄余额（百万）；Y2为定期储蓄余额（百万）；εi为随机扰动项；其他均为参数，其数值通过回归进行估计。
使用E-views软件，对表1 中的相关数据进行回归得：
拟合优度分别为：0.028193；0.040657；0.019954，这些分别表示利率能解释2.8%的储蓄存款余额总的变化的原因；利率能解释4.1%的活期储蓄存款余额变化的原因；利率能解释2.0%的定期储蓄存款余额的变化原因。利率的系数的T值不能通过检验，因此，储蓄余额与利率呈不显著的正相关关系。
利率每上升1%，储蓄存款余额平均增加1585035万元；活期储蓄余额平均增加817996.9万元；定期储蓄余额平均增加767038.1万元。利率对活期储蓄的影响要比对定期储蓄的影响大些。
2.储蓄存款增量与利率变动的关系
以上所建模型主要是从储蓄存款存量角度探究利率与储蓄的关系，为了更为准确的研究利率变动对储蓄影响，我们以储蓄存款增量为因变量，以利率为自变量建立如下三个模型（其中⑤和⑥旨在分析利率对储蓄结构变化有何影响）：
拟合优度分别为：0.089343；0.129104；0.053270，这些分别表示利率能解释8.9%的储蓄存款总的增量变化的原因；利率能解释12.9%的活期储蓄存款增量变化的原因；利率能解释5.3%的定期储蓄存款增量的变化原因。系数的T检验并不显著，说明利率与储蓄存款增量之间的线性相关关系并不显著。但是我们可以看出，储蓄增量与利率之间存在着负相关的关系。
利率每上升1%，储蓄存款总的增量平均减少990595.8万元；活期储蓄增量平均减少535579.3万元；定期储蓄增量平均减少455016.4万元。利率对活期储蓄的影响要比对定期储蓄的影响大。
3.结论分析
通过以上的实证分析，得出下述结论：
（1）从第一个模型与第二个模型的对比可以看出，2001年到2010年，利率与储蓄存款余额存在微弱的正相关的关系，而与储蓄存款的增量存在微弱的负相关的关系。此外还可从拟合优度的明显提升看出，利率变动对储蓄存款增量的解释程度比对储蓄存款存量的解释程度高些。
（2）从结构上看，2001年到2010年，利率对储蓄结构变化的影响较大。以上两个模型都证明利率变动对活期储蓄的影响程度更大一些，而对定期储蓄的影响相对弱些。从利率对储蓄增量的影响方面看，利率每上升1%，储蓄存款总的增量平均减少990595.8万元。其中活期储蓄增量平均减少535579.3万元；定期储蓄增量平均减少455016.4万元，活期储蓄增量平均减少的是定期储蓄平均减少的117.7%。由此可以看出，活期储蓄存款对利率变动的敏感程度要高于定期储蓄存款。（作者单位：郑州大学商学院）
参考文献：
[1]李焰.关于利率与我国居民储蓄关系的探讨[J].经济研究，1999年（11）.
[2]汪小亚，卜永祥，徐燕.七次降息对储蓄、贷款及货币供应量影响的实证分析[J].经济研究，2000年（6）.
[3]赵尚梅.居民储蓄存款的利率敏感性分析[J].中国行政管理，2002年（10）.
[4]贺书平.对我国居民储蓄利率弹性的实证分析[J].沿海企业与科技，2005年（6）.
关键词：名义利率；实际利率；居民储蓄存款；储蓄利率弹性
中图分类号：F832.22 文献标识码：A doi：10.3969/j.issn.1672-3309（x）.2012.10.14 文章编号：1672-3309（2012）10-38-03
一、居民储蓄利率相关理论研究
根据古典经济学理论，储蓄是利率的决定因素之一，而利率的变动也会给储蓄带来反作用。一般来说，利率越高，储蓄额就越大；反过来，利率越低，储蓄就越少。表明储蓄与利率是正相关的。现代经济理论对利率的研究从利率变动所引发的替代效应和收入效应两方面进行分析研究。利率降低时，一方面会因储蓄收益的降低而引起储蓄的减少和消费的增加，这种效应被称为“替代效应”，另一方面也可能因储蓄收益的降低减少了未来的收入从而促使消费者减少当前消费和增加储蓄，以确保未来的消费水平不降低，这种效应被称为“收入效应”。由于这两种效应对消费-储蓄替代关系的作用方向相反，因而利率变动对居民储蓄-消费替代关系的影响是不确定的。因此，从总体来说，利率变动对居民消费与储蓄效应在理论上是无法确定的。在这一点上，现代经济学家的观点与古典经济学家存在明显的差异。也就说，现代经济学家虽然承认利率对居民的储蓄有重要影响，但认为二者之间不存在古典经济学家所阐述的那种明确的相关关系。
对于居民储蓄是否受利率影响， 国内学者把名义利率和实际利率区分开来， 利用全国的数据进行实证分析， 得出了矛盾的结论：有的学者认为我国居民储蓄对实际利率有弱正相关性， 对名义利率不敏感。如在徐燕（1992）的实证分析中， 发现1979-1987 年我国居民储蓄利率对实际利率变动敏感， 实际利率的变化会导致储蓄额的同方向变化；有学者认为， 名义利率与居民储蓄有一定的相关性， 实际利率与储蓄相关性较小。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），后者在研究中发现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则大于零。黄宾（2006）则认为我国居民当年储蓄存款额与名义利率显著正相关， 与实际利率无正相关性，居民储蓄存款余额与名义利率无正相关性， 与实际利率呈不显著的正相关性。而最新的研究中， 卢君生、蔡锐得出了实际利率对城镇储蓄有着微弱的正效应， 与李焰的研究结论相似。
那么，近年来我国利率的调整对储蓄产生了怎样的影响？结果如何？本文试图给出答案，本文的研究目的是基于1979-2010年数据的实证分析，从而得出利率变动与储蓄变动的关系。
二、我国居民储蓄存款利率弹性的定性分析
通过对1979-2010年的相关数据分析的名义利率与居民储蓄存款增长率的变动关系（如图1），从图1中可以看出，居民储蓄存款的增长变化与名义利率的变化在大体的波动方向上是比较一致的，因而可以判定名义利率变动对居民储蓄存款的变动大体上存在着一定的正相关性。另外，我们还可以发现，储蓄存款的变动对名义利率变动的反映存在一定的时滞性，往往在利率变动了一定的时间后，储蓄存款才会相应的发生变动，而非紧密相连的反映其影响。
而对于储蓄存款对实际利率敏感性的分析结果（如图2），从图2中我们可以看出储蓄存款的变动与利率的变动关系基本上是完全相异的，利率上升，储蓄存款下降，而利率降低，储蓄存款却上升，这与理论上利率与存款间存在正相关性是完全相异的，所以可以断定储蓄存款的变动与实际利率的变动是没有明显的相关性的。
从1979年以来的中国居民储蓄存款增长和利率变动状况来看， 不管利率是升是降， 甚至不顾实际利率是正是负， 居民的储蓄存款始终保持稳定而快速的增长。因此， 无论是通过直接的观察， 还是通过对统计数据的回归分析检验， 人们自然会得出结论， 认为中国的居民储蓄存款与利率水平之间即使存在一定的相关性，关系也不大， 也就是说利率变动对储蓄没有产生很大的影响， 即储蓄的利率弹性很低。国内大多数研究文献都持这种看法。而由这一分析结果所提出的政策建议必然是政府可以根据其他方面的需要如抑制通货膨胀、减轻企业财务负担等， 调整利率水平， 而不必去顾及对储蓄存款的影响。
为了更好地分析储蓄存款与利率之间的关系，根据1979-2010年之间的数据对居民储蓄的利率弹性进行了计算分析，结果如图3，从图3我们很明显的可以验证上面得出的结论，图中储蓄的名义利率弹性大部分为正，而储蓄的实际利率的弹性却基本上都为负，这也可以说明，居民储蓄对名义利率的变动是相对敏感的，但弹性系数并不大，而对实际利率的变动则是不敏感的，因而更进一步的验证了上面的结论。
三、数据的统计分析
为了进一步说明居民储蓄存款与利率的敏感程度，进一步通过对SPSS11.5统计软件的运用， 结合我国居民储蓄及利率的相关数据， 对储蓄存款的利率敏感性进行了定量分析，分析并验证上面得到居民储蓄存款变动利率弹性的关系。
（一）居民储蓄与名义利率的关系
括号中的值是P值，模型中X的系数的P检验值都是0，所以模型通过检验。说明居民储蓄存款名义利率和居民储蓄增长率之间呈直线相关关系。R2值为0.524， 表明我国储蓄的利率弹性不是十分充分。
（二）居民储蓄与实际利率的关系
对实际利率和储蓄额两个变量之间的直线相关分析结果显示： R=0.286， R2= 0.084， 且P>0.05， 表明实际利率和储蓄额之间没有明显的相关关系。
该统计结果提示，在实际经济过程中， 我国的储蓄利率弹性明显被削弱，反而缺乏利率弹性。尽管储蓄弹性会因为受到其他因素影响而被扭曲，但不会因此而消失。所以货币政策当局应当采取积极的态度，通过适当的措施，进一步提高居民储蓄的利率弹性，使得利率成为我国更有效的宏观调控手段。中国人民银行调整储蓄利率的目的是通过改变利率来对居民的储蓄消费结构产生影响。从宏观上看， 有利于生产和消费， 有利于货币政策和财政政策的相互协调， 从而达到稳健的经济增长目标。从微观上看， 有利于调节控制企业贷款投资数量等等。但实际利率变动后居民的储蓄变动情况却和预期的水平相距甚远。
（三）利率对我国经济增长的贡献度
模型甚至通不过检验，结果充分证明了储蓄利率缺乏弹性使得我国货币政策效果有限。
相关分析结果显示：我国经济增长率、名义利率和实际储蓄利率之间的相关性都较弱，这充分证明了储蓄利率缺乏弹性使得我国货币政策效果有限。
从我国1979-2010年的名义利率、实际利率和GDP 增长率的变动趋势也可直观地看出我国储蓄利率和经济增长率之间的走势关系（如图4）。尽管名义利率和经济增长率有着比较明显的一致性，但其一致性并不是十分吻合，而且名义利率只是一个表面现象。实际利率才是真正反映我们国家利率情况的指标， 是我们研究的关键。从图4中实际利率和经济增长率的趋势来看， 1979-2010年实际利率和经济增长率时而呈正向变动， 时而呈反方向变动。此期间利率变化较为频繁， 波动较大， 而经济增长率则保持着平稳上升。实际储蓄利率和经济增长率这两者之间没有明显的关系。这表明， 由于我国缺乏利率弹性， 中国人民银行变动利率对我国经济增长所起的作用比较有限。
综上所述，我们可以看出，居民储蓄的利率弹性是不敏感的，相对而言名义利率的变动对储蓄存款的影响是正相关的，只是弹性并不是十分敏感，然而名义利率的变动对居民储蓄存款的影响则几乎是不存在的，也就是说这两者之间基本上不存在什么相关性，因而总的来说储蓄利率是缺乏弹性的。
参考文献：
[1] 中国统计年鉴[M].中国统计出版社，2010.
[2] 张目、杨梅.当前我国居民储蓄及其影响因素分析[J].经济师，2006，（07）.
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[5] 严长松、王文岫.加息周期中人民币存款利率弹性及相关性分析[J].武汉金融， 2008，（01） .
关键词：利率下调；居民储蓄；影响
中图分类号：F832 文献标识码：A 文章编号：1001-828X（2015）005-000-01
自上世纪八十年代确立央行体制以来，货币政策就在我国的宏观调控中起着重要作用。银行利率逐年调整，利率调控机制和方式也日益灵活完善。从上世纪九十年代初，中国人民银行进行了二十多次利率调整，这表明中国人民银行试图通过不同形式的利率调整对经济进行宏观调控。利率的调整直接关系着储户的经济利益，能够引起储户消费与储蓄比例的改变。因此，从经济理论看，通过利率调整可以调控居民的消费比例，进而实现宏观调控的目的。然而，在实际工作中，利率调整常难以达到预期效果。因此，研究利率下调对居民储蓄的影响有着重要的理论意义和现实意义。
一、利率下调对居民储蓄的影响
1.利率下调对居民储蓄结构的影响
储蓄结构主要是针对储蓄存款的期限而言的，通常情况下，银行下调利率，储户就会增加短期存款，转而减少长期存款。因此，从经济学理论上看，利率水平与长期存款通常呈正比关系。通过实际调查发现，利率调整更多的影响了定期储蓄。银行利率下调时，定期储蓄数量的增长就会逐渐减缓。定期存款主要取决于储户的投资性动机和预防性动机，而受这两类动机影响的主要是长期存款。利率下调对依赖于周转性动机和生活性动机的短期存款影响则相对较小。由此可见，由于利率下调对储户的定期储蓄影响较大，对活期储蓄则并无太大影响，因此，银行利率下调就会促使居民的储蓄形式发生变化，致使居民更倾向于活期储蓄。
2.利率下调对居民储蓄增长的影响
银行利率的高低直接影响着储户的存款收益，因此，利率的调整对居民的储蓄存款有着重要影响。银行下调利率，居民出于经济利益考虑，通常会将存款用于消费，或重新选择其他的投资方式，进而减少存款数量。因此，从理论上看，利率的下调一定会使我国居民的存款数量减少，储蓄增长速度减缓。但调查数据显示，上世纪八十年代末至九十年代初，我国居民储蓄在世界上处于首位，储蓄总量占国民生产总值的36%。到2009年我国居民储蓄额度已达到18万亿，人均储蓄余额超过万元。从上世纪九十年代初我国开始加强对银行利率的调控，利率经历了多次的上升和下降阶段。至2008年定期存款利率由9.18%下调至2.25%，定期存款利率由2.16%下调至0.36%，但居民储蓄情况并未发生较大变动。即使银行下调利率，居民储蓄总额仍在持续增长。只有活期和定期的居民储蓄增加额增长速度放缓，增长幅度相对较小。
二、利率下调对居民储蓄产生影响甚微原因
通过以上分析不难发现，银行利率下调并未对居民储蓄产生较大影响，调控举措收效甚微，这显然影响了银行的经济调节功能，因此，若要提高银行的经济调控能力，就必须探究利率下调对居民储蓄影响甚微的原因。笔者认为主要有以下几方面因素：
1.流动性抑制了居民消费
总体而言，我国居民消费受流动性约束较多。在居民收入一定的情况下，摆脱流动性约束的最佳方式就是消费信贷。目前，我国居民的日常耐用生活品消费已趋于饱和状态，日常的吃、用、穿等的消费额度逐渐减小，娱乐、休闲、文化、住、行等方面的支出则显著增多。汽车、住房等耐用品消费成为新的消费热点，健身、休闲、文化、旅游等消费支出也逐渐加大，但多数居民对这部分的消费能力还需积累。若居民家庭无法获取信贷或其他经济支持，就只能依靠储蓄，当存款达到一定数量后才能进行该部分消费。在欧美发达国家，消费信贷在整体信贷中所占比重高达40%。相比较而言，我国的消费信贷发展缓慢，供需矛盾依然十分突出。这不仅是由于我国信贷消费额度小、门槛高，还由于消费信贷的利率与风险不成正相关，收益与风险不匹配，经济的流动性促使居民更加倾向于储蓄。
2.居民整体收入增加
利率只是影响居民储蓄的外生变量，居民总体收入的增加才是影响居民储蓄的内生变量。理论上看，居民的消费会随收入的增加而增长，但调查显示，我国居民的在收入增加的前提下，用于消费的比例却日趋减小，大部分居民将收入用于储蓄存款。从上世纪九十年代中期开始，我国每年的经济增长率都保持在10%左右，经济稳定发展，居民收入水平持续提高，总收入的增长使我国居民有了更多的可支配收入，也为居民存款提供了根本来源。在经济增长过程中虽然人均消费水平有所提高，但消费品的数量和质量均有所增长，人均占有量也迅速增加，日常耐用生活用品的消费量已经趋于饱和状态，居民的边际消费也随之减少，边际储蓄则逐渐增加，大部分居民将可支配收入转化为储蓄存款。
3.馈赠性储蓄增多
所谓的馈赠性储蓄主要是指为了赠送他人而进行的储蓄行为。影响这种储蓄行为的因素主要包括主观和客观两方面内容。主观因素主要源于心理偏好或传统的道德、经济理念。我国居民受传统思想影响严重，大部分父母认为自己拼搏奋斗是为了给予孩子更好的生活，致使许多孩子在经济上长期处于依赖状态。客观因素则是贫富差距，随着我国经济的快速发展，大部分居民的总收入已经超出生活必要支出量，可支配收入增多，这为馈赠性储蓄提供了可能，而目前我国日益加大的贫富差距则为馈赠性储蓄提供了动机。许多父母为了使孩子在这种竞争激烈、贫富差距较大的社会中处于优势地位，主动消减个人消费，将大部分可支配收入用于馈赠性储蓄。
参考文献：
[1]孔德刚.对我国利率市场化改革的进程、模式及风险评析[J].财经政法资讯，2007.
[2]汪小亚，卜永祥，徐燕.七次降息对储蓄、贷款及货币供应量影响的实证分究[J].经济研究，2000.
关键词：新常态；城镇居民；储蓄；实证分析
一、引言
新常态背景下，我国经济发展进入了提质增效的换挡期，经济发展的着力点由依靠对外出口拉动转为挖掘国内市场潜力，扩大内需。近年来，我国居民存款储蓄呈现跳跃式增长，2014年达到了1173735亿元，是1990年的164.86倍，抑制了我国居民消费水平，我国最终消费支出占GDP比重由1990年的64.39%下降到2014年的51.76%。过高的储蓄率，抑制消费需求已经成为我国经济发展瓶颈。总理在2016年政府工作报告中明确指出，要深挖国内需求潜力，开拓发展更大空间，增强消费拉动经济增长的基础作用。Beck T&RossLevine（2013）实证模拟了中国居民储蓄和生活水平的最优水平，并构建了储蓄结构与投资的有效转化模型，为中国降低居民储蓄率提供模型参考[1]。Terada-Hagiwara（2014）实证检验了亚洲发展中国家储蓄的影响因素，认为人口结构的变迁、收入水平、金融发展水平等是抬高亚洲发展中国家储蓄率的主要因素[2]。宋明月，臧旭恒（2016）从微观数据的角度指出不确定性收入对农村居民储蓄行为影响显著[3]。现有文献大多着眼于单变量因素对我国居民储蓄的影响，而少在模型中同时引入多变量影响因素，且多以我国居民为研究尺度，而忽视了农村居民与城镇居民储蓄行为的区别。因此，本文针对城镇居民的储蓄构建多变量的计量经济模型，探讨我国城镇居民储蓄的主要影响因素，以期在“三期叠加”背景下，降低我国储蓄率，扩大内需提供有益借鉴。
二、我国城镇居民储蓄发展现状
由图1可以看出，我国储蓄的增长速度高于我国经济总量的增长速度，且二者间的差额有不断拉大的趋势。在2008年之前，居民存款储蓄总量小于国内生产总值，且其增长的速度基本上与我国经济发展速度保持一致，但2008年之后，我国居民储蓄出现快速上升的发展趋势，其总量由2008年的20.25万亿上升到2014年的117.37万亿，提高了5倍。同时，我国城镇居民存款储蓄总额也在2008年之后也出现了快速上升的趋势，由2008年的13.94万亿上升到2014年的39.12万亿。这可能是在金融危机下，为了规避风险而造成的居民储蓄率的快速上升，并保持居高不下的水平。虽然我国居民储蓄的总体规模很大，且保持着快速发展的势头，但人均居民储蓄率却相对较低。
三、我国城镇居民储蓄影响因素分析
在西方经济理论中，很多学者从不同的视角围绕消费―储蓄函数对储蓄的影响因素问题进行解释，也提出了很多理论，比如斯密的绝对收入假说、杜森贝利的相对收入假说、弗里德曼的持久收入假说和莫迪利亚尼的生命周期假说等，这些理论为研究我国城镇居民储蓄提供了理论借鉴。因此本文在参照这些研究成果的基础上，结合我国社会经济发展的实际情况，选择了以下变量作为影响我国城镇居民储蓄的主要因素。
（一）城镇居民人均可支配收入
收入是城镇居民储蓄和消费的主要资金来源，根据弗里德曼的持久收入假说理论，持久性收入是居民消费和储蓄的主要成分。当城镇居民的收入水平不断提高的同时，城镇居民的储蓄也会相应的提高，因此其与城镇居民储蓄呈正相关。
（二）存款利率
存款利率是存款利息与存款本金的比例，是消费的机会成本。从理论上说，当存款利率较高时，意味着消费的机会成本也会随着上升，居民就会将更多的钱投入银行赚取利息，从而减少当前的消费支出；反之，居民会增加储蓄或者将钱投入股市等，而不是将钱存入银行。因此，储蓄存款利率与城镇居民储蓄也是呈正相关关系。
（三）物价水平
物价水平越高，说明单位消费所需要的支出就越多，能用于储蓄的货币会相应的减少。在名义利率不变的情况下，物价不断上涨就会导致实际利率的下降，最终会导致居民存在银行的钱所获得的利息会减少，从而驱使人们减少储蓄。同时，物价上涨意味货币购买力的下降，从而影响储蓄的下降。因此，物价水平与城镇居民的储蓄呈反向关系。
（四）A股筹资额
证券市场对居民的储蓄具有一定的分流作用，当证券市场的收益比银行存款利率高时，证券市场就会吸引更多的投资者，但是证券市场具有一定的风险性，作为对风险的补偿，其收益率一般都会比银行存款率相对要高。[17]因此，A股筹资额与城镇居民储蓄呈反向关系。
（五）GDP
国内生产总值对储蓄也会产生影响，一国的经济发展水平越高，经济发展越稳定，居民生活水平会相应的提高，其收入水平的提高使他们有跟多的闲散资金用于储蓄。
（六）城镇居民就业人数
城镇居民的就业率越高，他们有了收入来源，除了将一部分用于消费，他们会将一部分收入作为储蓄支出。[19]因此，城镇居民就业人数的提高也会促进城镇居民储蓄的提高。
（七）城镇居民恩格尔系数
城镇居民恩格尔系数是指城镇居民的在食品消费上的支出占个人消费支出总额的比重。[20]城镇居民恩格尔系数的大小是衡量城镇居民生活水平的重要因素，家庭收入越少，家庭中用于食物中的消费支出就越大。城镇居民的恩格尔系数表征了城镇居民的生活水平，当恩格尔系数越大，城镇居民用于食物消费支出就会越大，从而导致储蓄水平的降低。
当今，扩大以消费需求为核心的国内需求，建立扩大消费需求长效机制，释放居民消费潜力，成为保持我国经济健康持续发展的良方。刺激国内需求尤其是居民消费需求，成为推动经济增长、实现经济发展方式转变、经济结构转型的重要议题。消费需求历来是国内外专家学者分析与研究的重点对象，并且取得了丰硕的成果。
国外对于消费需求早已有广泛而深入的研究。1936年出版的《就业、利息和货币通论》提出了凯恩斯（Keynes）的消费函数，系统论述了有效需求理论，认为有效需求不足导致了萧条和大危机。在凯恩斯之后又出现了许多消费理论，具有代表性的有美国经济学家杜森贝利（Duesenberry）提出的相对收入消费理论，莫迪利安尼（Modigliani）的生命周期消费理论，弗里德曼（Friedmam）的永久收入消费理论等。Hall（1978）把理性预期学说开创性引入到消费函数理论，对消费增长的不可预见性进行了检验。在行为经济学领域， Kahneman和Tversky（1979）创立了著名的前景理论，使对消费者行为的描述更加精确。Porter（1990）和Rostow（1990）基于竞争优势理论和国家经济增长五阶段划分，研究指出消费拉动型经济增长方式才是健康可持续的，建立消费型社会是一国经济发展最终目标。
进入21世纪以来，随着消费在我国经济发展中的地位越来越重要，消费问题渐渐为国内专家学者所重视。从目前已取得的研究成果来看，国内研究消费需求的重点在于影响消费需求因素的分析、消费需求不足的原因和影响、扩大消费需求的作用与意义以及如何提高消费需求等方面。尹世杰（2002）论述了扩大消费需求，拉动经济增长的问题，并从消费的观念、政策、结构、环境方面阐述了如何提高消费率，促进经济增长。范剑平（2003）提出促进我国经济增长动力机制由投资主导型向居民消费、社会投资双拉动型转换。李文星等（2008）实证考察了我国人口年龄结构变化对居民消费的影响，得出人口年龄结构变化不是居民消费率过低的原因。田青等（2008）利用相关数据分析了消费习惯、收入、购房支出、医疗、教育支出、收入波动及利率等因素对消费的影响。刘惯超（2010）研究概括了导致消费需求不足原因的高投资挤占消费论、高储蓄挤占消费论、国民收入分配不合理制约消费论等7种观点。李燕桥和臧旭恒（2011）动态分析了1978-2008年间我国城镇居民消费（储蓄）行为，表明预防性储蓄动机对居民消费水平变动及居民消费增长率变动产生的作用强度均不大。王勇（2012）认为发展消费金融是扩大消费需求的长效机制之一。陈健等（2012）从信贷约束角度探讨了房价波动对消费的影响机制，经实证分析发现总体上房价上涨会抑制消费。夏杰长（2012）分析认为仅靠投资与净出口拉动的经济增长模式正逐步不可持续，必须扩大消费需求、调整经济结构、稳定经济增长。洪银兴（2013）认为发展消费经济是解决消费拉动经济增长的供给问题，尤其需要企业的创新，引导和创造消费者，推动消费方式的多样化，消费状态的扩展，消费模式的调整。
梳理和回顾国内外已有研究，可以发现对消费需求问题的研究硕果颇丰，无论理论分析还是实证分析都取得了令人瞩目的成绩。然而，在呼吁增加居民消费的同时，对于居民消费与金融体系风险的分析在已有文献中鲜有提及，系统性论述和相关成果更是少见。但是，随着金融在我国经济发展中地位的提高，管控金融体系风险对于保持经济健康持续发展的重要性不言而喻。居民消费与金融体系风险问题应该引起足够的重视。鉴于此，本文就居民消费与金融体系风险问题进行深入分析和探讨。通过对居民消费、居民储蓄、间接融资规模的实证分析，揭示居民消费与金融体系风险的关系。其中，运用计量工具进行实证模型数据化研究是本文分析的重点部分。期望通过本文的分析论述，对当前扩大内需提高居民消费水平的当下，控制好金融体系风险，保持经济健康持续发展有所参考和帮助。
分析方法介绍及变量数据选取
本文针对所要分析的问题，采用相关性分析方法和向量自回归（VAR）模型，选取取自然对数后的居民消费率（LNHCR）、居民储蓄率（LNHDR）和间接融资规模指标（LNIFR），结合我国1989-2011年之间的年度统计数据，进行实证分析。
（一）分析方法及模型简介
相关性分析方法，通过计算相关系数能精确的反映变量之间是否存在相关性及其程度的大小。向量自回归（VAR）模型是基于数据的统计性质建立的模型，通过所有内生变量滞后值回归分析，以估计内生变量的动态关系。VAR模型不以经济理论为基础，避免了经济学先验理论的束缚，在对经济问题的分析中常常被使用。
（二）变量选择及数据说明
居民消费率（LNHCR）=LN（居民消费支出/GDP），以LNHCR来衡量居民消费需求的水平，该数值越大表明居民消费水平越高。
居民储蓄率（LNHDR）=LN（城乡居民人民币储蓄存款余额/GDP），以LNHDR来衡量居民储蓄的状况，其数值越大则居民储蓄水平越高。
间接融资规模（LNIFR）=LN（金融机构人民币各项贷款年末金额/GDP），以LNIFR作为衡量金融体系风险的指标，LNIFR值越大，银行体系积聚的风险越多，金融体系风险也就越大。
本文搜集我国1989 -2011年之间的年度统计数据作为样本，时间跨度共计23年，所有样本数据均来自中国统计局网站《中国统计年鉴》和历年的《中国金融年鉴》。由于统计指标呈指数化变化，本文对选取的变量进行了对数化处理，起到压缩数据、消除异方差等作用，但并不会改变时间序列的性质。
实证检验与分析
鉴于对居民消费与金融体系风险实证分析需要，本文利用Eviews7.2软件，对LNHCR和LNHDR变量进行相关性分析；对LNIFR和LNHDR变量进行平稳性检验，建立VAR模型判定其平稳性，脉冲响应函数分析、方差分解分析以及Granger因果检验。
（一）居民消费率（LNHCR）和居民储蓄率（LNHDR）相关性分析
为了实证分析居民消费与居民储蓄之间是否存在消费-储蓄的收入支配模式，对LNHCR和LNHDR进行相关性分析。结果如表1所示。
由表1可知LNHCR与LNHDR的相关系数为-0.745633，可以判定居民消费与居民储蓄之间存在强烈的负相关关系，消费-储蓄的居民收入支配模式确实存在。居民储蓄率提高说明居民消费率降低了，居民储蓄率下降则说明居民消费率升高了。
（二）间接融资规模（LNIFR）和居民储蓄率（LNHDR）实证检验与分析
1.变量的平稳性检验。由于序列LNIFR、LNHDR都是时间序列数据，为了防止虚假回归等问题的出现，首先需要检验其平稳性，再进行VAR建模及后续相关的检验和分析。本文选用ADF（Augmented Dickey-Fuller）检验来检验序列平稳性，检验结果如表2所示。
表2结果显示，序列LNIFR、LNHDR的ADF值均小于相应的5%临界值，即单位根检验结果表明在5%显著性水平下，间接融资规模（LNIFR）、居民储蓄率（LNHDR）都是平稳序列。
2.建立VAR模型判定其平稳性。经检验LNIFR与LNHDR都是平稳的时间序列，下面来构造向量自回归（VAR）模型，并判定VAR模型平稳性。通过LR、FPE、AIC、SC和HQ准则选择VAR模型最优滞后阶数为3，即建立VAR（3）模型。进一步对VAR（3）模型进行平稳性判定。通过AR根的判断，被估计的VAR（3）模型所有单位根都落在单位圆内，因此可以判定VAR（3）模型是平稳的。
3.脉冲响应函数分析与方差分解分析。在已经判定VAR（3）模型是稳定的前提下，就可以进一步对VAR（3）模型进行脉冲响应函数分析与方差分解分析。具体分析如下：
脉冲响应函数分析。图1表明了居民储蓄率（LNHDR）对间接融资规模（LNIFR）的冲击效应。 LNIFR在受到LNHDR一个标准差变化的单位正向冲击之后，由开始值为零1年内迅速上升，上升到第2期的最大正效应值（0.025）之后又迅速下降，并在第3期由正效应变为负效应，在第4期达到最大负效应值（-0.01）之后逐步上升，在第5期再次上升为正效应，之后小幅变动，但其值始终是大于零的。这说明居民储蓄率（LNHDR）上升，即居民消费率（LNHCR）下降，总体上对间接融资规模（LNIFR）有正向促进作用，从而增加了金融体系风险。同时，随着时间的推移，伴随居民消费率下降，居民储蓄率提高对间接融资规模扩大保持相对稳定的正向作用，金融体系风险不断积累。
图2表明了间接融资规模（LNIFR）对居民储蓄率（LNHDR）的冲击效应。居民储蓄率在受到间接融资规模单位正向冲击之后，前3年由正向效应不断下降并转负，之后持续下降到第5期最大负效应值（-0.032），到第6期保持相对平稳的负值状态，而后开始持续上升，在第9期上升为正值，之后小幅度继续上升。这说明随着金融体系风险积聚，间接融资规模的扩大对居民储蓄率的负面作用较大，但在近期和较长的远期表现出正效应的影响。
方差分解分析。从表3可以看出，间接融资规模（LNIFR）标准差从100%-87.4%的绝大部分被自身承载。居民储蓄率（LNHDR）对间接融资规模（LNIFR）的影响力第1年为0，之后从第2期到第10期影响力在10.9%-13.1%之间小幅度波动。这表明间接融资规模在较长时期内受自身影响，并稳定在一定水平，期间受到的居民储蓄率影响是稳定的且相对较小的。进一步反映出金融体系风险在较长时期内受自身影响较大，居民低消费、高储蓄对金融体系风险的加大是一个渐进的过程。
表4表明，居民储蓄率（LNHDR）标准差被自身承载的比例不断下降，而由间接融资规模（LNIFR）承载的比例不断上升。居民储蓄率受自身影响第1期为82.18%，之后到第3期有微幅上升，随后下降并且到第10期基本稳定在60%以上。居民储蓄率受间接融资规模的影响总体不断上升，由期初的17.82%，到第10期为38.01%。这表明居民储蓄率受间接融资规模的影响随时间推移而加大，反映了银行体系为了维持巨大的间接融资规模，而努力扩大储蓄尤其是积极吸收中长期的定期储蓄，以获得稳定的负债。当然，银行体系的这一行为过程，抑制了居民消费的提升，也不断集聚着风险，给金融体系的健康稳定带来隐患。
4.Granger因果关系检验。为了更进一步发现间接融资规模（LNIFR）和居民储蓄率（LNHDR）之间的相互关系，本文利用Granger因果关系检验方法对LNIFR和LNHDR之间的因果关系进行检验和分析。检验结果如表5所示。
由表5可知，在1%显著性水平下，居民储蓄率（LNHDR）是间接融资规模（LNIFR）的格兰杰原因；而间接融资规模（LNIFR）不是居民储蓄率（LNHDR）的格兰杰原因。即居民储蓄率（LNHDR）是间接融资规模（LNIFR）单向的格兰杰原因。这表明居民储蓄水平的提高、消费水平的下降，能够促使间接融资规模扩大，也就使银行体系积累风险，金融体系面临越来越大的风险暴露。同时，在接受LNIFR不是LNHDR的格兰杰原因零假设时，相伴概率为0.1374，这一概率值并不高。其表明间接融资规模的扩大、金融体系风险的加剧，一定程度上也能够引起居民储蓄率提高、消费率下降。
结论与建议
（一）研究结论
通过对居民消费与金融体系风险的探究与分析，可以得出以下结论：
第一，居民消费率低、储蓄率高是我国间接融资规模占比很高的重要原因，随着间接融资规模扩大大量风险向银行体系积聚，金融体系面临越来越大的风险暴露，这些对于国民经济健康持续发展是不利的。第二，由相关性分析可知，居民低消费、高储蓄现象一直存在并不断加强，消费与储蓄此消彼长，消费-储蓄是居民收入支配主要模式。第三，脉冲响应函数表明，一方面居民消费下降、储蓄上升促进了间接融资规模的扩大，增加了金融体系风险。另一方面随着间接融资规模扩大、金融体系风险积聚，在近期和较长远期能使居民储蓄增加、消费下降。第四，从方差分解来看，金融体系风险加大是居民低消费、高储蓄下一个渐进的过程，而银行体系在追求利润加大吸储力度，维持较大间接融资规模聚集较大金融体系风险的同时，客观上抑制了居民消费的提升。第五，Granger因果检验表明居民消费、居民储蓄与间接融资规模之间存在相互作用，消费水平下降、储蓄水平上升对间接融资规模扩大、金融体系风险增加的影响更为显著。
（二）对策建议
基于结论，为了在扩大内需增加居民消费需求的同时，更好地管理和控制金融体系风险，保持经济健康持续发展，本文提出如下建议：
1.鼓励居民消费的同时拓宽居民投资渠道。鼓励居民消费只是从数量上能降低居民的储蓄水平，而未能改变居民收入的消费-储蓄支配模式。拓宽居民投资渠道，分散居民消费后闲置资金流向，降低对储蓄依赖，一方面能给居民带来较之单一储蓄更高的收益，满足其合理理财需求；另一方面能从源头上降低居民储蓄率，缓解风险向银行体系过分积聚的现状，合理配置社会资金，分散风险，保持金融体系健康稳定。拓宽居民投资渠道主要是从股票、债券、信托产品等方面入手加快发展资本市场，在2006年到2007年股票市场处于持续大涨之时居民储蓄水平就明显下降，资本市场十分活跃，直接融资规模增大显著。这里需要指出的是随着现代人生活方式的转变和网络金额的发展，开发出适合众多小额闲余资金方便快捷的投资渠道和投资产品是具有巨大发展潜力的。
关键词：储蓄投资转化率；居民储蓄；政府储蓄；国外投资；脉冲响应分析
中图分类号：F124文献标识码：A文章编号:1003－9031(2012)03－0011－04DOI:10.3969/j.issn.1003-9031.2012.03.03
改革开放以来，中国经历了一个储蓄主体与投资主体、储蓄结构与投资结构分离的变化过程：计划经济下政府主导的直接转换机制，转变为了银行主导的间接融资的转换机制，又逐渐变为以直接融资为主的资本市场的转换机制。
一、文献综述
古典学派认为储蓄与投资是均衡的，且储蓄全部转化为投资。马歇尔认为在利率使二者达到均衡时，储蓄完全转化为投资。在经典的Solow模型中，储蓄投资转化率为1。大部分学者采用这个假设。随着储蓄与投资开始分离，Kuznets提出的储蓄转化成投资的形式和渠道逐渐成为学界重要研究领域。
Feldstein和Horioka（1980）运用16个OECD国家的截面数据检验了储蓄投资之间的相关性，得出储蓄与投资具有高度正相关性的结论[1]。之后Feldstein（1983）等进一步验证了储蓄和投资之间的相关性。
随着我国储蓄与投资主体分离，储蓄投资转化率成为国内学者的研究热点。武剑（1999）从国内资金的供求关系分析了投资压抑的原因，发现银行的大量坏账、政府对投资规模的过度压缩以及信贷偏向等是主要因素[2]。中国资本使用效率方面，包群，阳小晓（2004）的研究表明中国国民储蓄主体的居民储蓄投资转化率偏低[3]。
上述文献基本上是在封闭经济条件的实证研究。在一国内储蓄资源只能被用于国内投资，储蓄与投资会显示出高度正相关性。在开发经济条件下，国内储蓄输出到国外转为为实物资本，国外储蓄流入国内成为投资，使得国内储蓄与投资之间的关系存在不确定性。只有在开放经济环境下，研究国内储蓄向投资的转化率才有实际意义。假设企业储蓄完全转化为投资，Feldstein和Horioka（1980）用OLS法对21个国家的横截面数据进行了检验。包群（2004）对其模型进行了改革，在封闭经济中采用中国1978―2002年的数据来研究中国储蓄投资转化率。本文对其进行了修正，引入外国部门，把中国储蓄投资转化率转化为在开放经济下研究。引入居民储蓄，政府储蓄和国外投资三个变量用VAR模型来解释投资率的变动。
二、模型建立及数据
本文基于开放经济中的国民收入核算法，有支出法得到式（1）。对式（1）变形得到（2）式。Y-C是国民除去消费后的经济体的总量。Y-C等于居民投资，政府购买和进出口净额。
Y=C+I+G+X-M（1）
Y-C=I+G+X-M（2）
从国民收入收入法得到式3。把C移到左边，得到式4。右边是储蓄，税收和国际转移。国民收入减去消费等于居民储蓄，政府税收和国际转移支付。
Y=C+S+T+Kr（3）
Y-C=S+T+Kr（4）
由（2）和（4）得到I=S+（T-G）+（M-X）+Kr （5）
把式5都除以GDP，得式6
即投资率等于居民储蓄率加上政府储蓄率、进出口率和转移支付率。因此，本文以式6来建立模型：
把T-G和M-X视为政府部门和进出口部门的储蓄率得到式8。
时期的国外部门储蓄率，为衡量一国国际资本流动性的资本市场对外开放程度的指标。?琢=0且?茁1，?茁2和?茁3都等于1时，公式（8）表明国际资本流动为0的封闭经济体系。
相对量，大小不会对结果产生影响因此不做通胀调整；SP用中国统计年鉴中的城乡居民在银行中的储蓄；SF为中国政府在银行系统的存款，在中国人民银行统计数据中得到；SF为每年的国外投资总额。tzl代表投资率；jmcx代表居民储蓄率；zfcx代表政府储蓄率；fcx代表国外投资率。因这三者的时间序列数据不平稳对其求导。对变形后的模型为
tz1t=?琢+?茁1jmct+?茁2zfcxt+?茁3fcxt+?着t（9）
初步回归检验得到的R2值为0.7749，即居民储蓄，政府储蓄和国外投资可以解释3/4的投资来源。在t统计值中，国外投资的统计意义不显著。时序数据的非平稳性导致伪回归，即长期储蓄与投资变化不稳定的，则储蓄和投资可能不存在（9）式表示的线性关系，可能是非线性关系。如前所述，中国储蓄投资的渠道经历了3个阶段。（9）式只考虑了储蓄投资之间的相关性，而其他的经济因素被忽略，因此可能存在自变量内生问题。如果储蓄不是外生的，而是由经济系统中其他变量决定，则居民，政府和国外投资并不独立于误差项。本文通过构建向量自回归(VAR)模型来解决自变量内生问题。变量的ADF检验，各个变量平稳性检验结果如表1：
从ADF检验结果来看，在1%水平下，4个变量是不平稳的，但一阶差分都是平稳的。居民储蓄率，政府储蓄率和国外投资率回归系数不显著的原因可能是长期的储蓄率和投资率不是水平平稳的，导致伪回归的原因是对非水平平稳的国外投资率变量进行直接回归，储蓄投资的相关性可能随着时间的变化而变化。在这里有两个不平稳时间序列的某线性组合是平稳的，则这些变量存在协整关系。所以，采用协整分析分析储蓄投资的长期关系是适合的。对4个变量的一阶差分进行Johansen检验得到：
表2和3表明，在5%水平下，投资率和居民储蓄率，政府储蓄率和国外投资率的一阶差分存在3个协整关系。一般来说，第一个协整向量具有较强的经济意义。所以，对关于投资率的协整向量进行正规化后得到标准化的协整向量（表3）和协整方程为：
DTZL=1.1332DJMCX+0.7478DZFCX-0.1691DFCX
从协整方程中可以看出，在影响储蓄投资率的因素中居民储蓄对投资率的影响是最大的为1.1332，即居民储蓄率变动1%会使投资率增加1.13%，是影响投资率的主要原因。居民占储蓄率主导的主要原因是随着收入分配倾向于居民，使得居民的收入成为国民收入的主体。随着直接融资渠道的增加，居民开始把资金从银行账户转移到证券账户里。其次是政府储蓄对储蓄投资转化率的影响，即政府储蓄率每增加1%会增加投资率0.75%。由于政府储蓄主要来源于税收等比较稳定的因素，因在国民储蓄比重较小，所以政府储蓄只是对企业投资和国外投资的一种补充和宏观微调的手段，而不是储蓄投资的主体。政府储蓄率的投资转化率虽然比较高，但由于只占国民储蓄的15%左右，对投资率的影响不是太大。国外投资系数为-0.1691，表明中国在国际资本市场上为资本净输出国。而且，流入中国的国外资本投资在高收益低风险的项目，对中国资本有一定的挤出效应。
根据VAR模型构建的一般步骤，依据表4输出的值，经表4比较，得出4个变量以4阶VAR模型比较合适，其矩阵见公式（10）。
检验得到VAR(4)模型所有根的倒数与单位圆的关系如图1，结果表明VAR(4)模型所有倒数全部在单位圆内，满足稳定性条件。
从统计值来看，R2在0.8以上但调整后的R2达到0.5，方程拟合度较好。AIC和SC较好。做脉冲响应函数分析，其模型矩阵为：
dtzldjmcxdzfcxdfcx=Ct+A1dtzldjmcxdzfcxdfcx+A2dtzldjmcxdzfcxdfcx+A3dtzldjmcxdzfcxdfcx
+A4dtzldjmcxdzfcxdfcx+?着t（10）
利用Eviews6.0对模型式（10）进行参数估计（表5），由表5可知，总投资率主要受居民储蓄和国外投资的正向影响，受政府储蓄的负向影响。投资率（tzl）变化与t-1时期的估计相关系数为0.376，前期投资率对本期的影响不能忽视。但t-2期之后的自身影响系数都为负，说明之前2至3期投资率高会让本期投资有个负面影响。以前投资率高，会降低以后的投资率增长的速度以及规模，也间接说明中国经济增长会出现库兹涅茨拐点。从其他量估计系数来看，居民上期的储蓄率对投资率只有0.022的影响，但t-2期后都对投资率有负的影响，说明对储蓄投资转化率的渠道，即间接融资是低效率的。而且，居民储蓄率对投资率影响不显著，即使提高居民储蓄率，改进间接融资渠道的效率对投资率的影响会出现大的波动。国外投资率对投资率的影响始终是负的，这也符合中国的现实。
居民储蓄，政府储蓄和国外投资三者受自身影响，相互交叉影响持续4期。居民储蓄对政府储蓄和国外投资的影响在t-1期分别为0.055和-0.129，在5%的显著性下通过检验。说明居民储蓄高的情况下，对政府储蓄有促进作用，同时会抑制国外投资。居民储蓄在t-4期对国外投资率的影响才是0.089，说明中国提高居民储蓄达到抑制国外投资会出现3年的抑制期。居民储蓄的提高总是对政府储蓄有促进作用。
从图2中看出，在本期给政府储蓄一个正冲击后，中国总投资在第2期内没有变化，在第3、4期有大幅上升。而在第5期有开始归于0。并在之后在0之上波动，但波动不大。因此，可以看出政府储蓄受到外来正冲击后，滞后2期后才经储蓄投资渠道传递到全社会固定资产总投资，这一冲击不具有显著的促进作用和长的持续效应。国外投资的正冲击对总投资的影响，围绕0波动，几乎可以忽略。而居民储蓄的冲击对总投资的影响在随着时间的推移而加大。在第5期之前，居民储蓄的正冲击对投资总额几乎没有影响，在第6期开始，这种影响逐渐增加。这种影响围绕0大幅度波动。所以，居民储蓄的正冲击对投资总额的影响是非线性的，同时还受其他因素的影响。
纵轴表示冲击造成的标准差信息。横轴表示冲击作用的滞后期间数。一个投资总额标准差的波动对居民储蓄投资变化产生比较大的不确定冲击。第一期的正影响最大，之后下降到第5期为负的最大。在第6期开始上升。从第7期以后，冲击维持在0以上。说明中国投资总额受自身影响刚开始有正影响之后为负，长期看有正的促进作用。
从表6看出，投资率增长的变化受前期自身影响逐步减少，从100%到55.67%。而其他因素扰动项对投资率的增长都呈现递增趋势。居民储蓄，政府储蓄和国外投资从最初的0分别增长到20%、9.4%和14.8%。因此，居民储蓄的方差贡献率最大，方差分析表明居民储蓄在储蓄投资转化机制中发挥重大的作用。因此，中国储蓄投资转化率的提高重点应是提高中国居民储蓄转化为投资的渠道效率。
三、结论
本文在开放经济环境下，从居民储蓄率，政府储蓄率和国外投资率角度来分析改革开放后的中国储蓄投资转化率。主要结论有：无论长期还是短期，居民储蓄对中国储蓄投资转化率的影响比较大，且在短期对储蓄投资的转化有很大的冲击。居民储蓄是影响投资的主因，且两者之间存在非线性关系。政府储蓄因在国民储蓄的份额越来越少，对储蓄投资转化的影响作用在减弱。长期来看，国外资本的流入对储蓄转化投资有抑制作用，即国外投资会对本国资本产生挤出效应。
参考文献：
[1]Feldstein. M Horioka. C. Domestic Saving and International Capital Flows[J]. TheEconomic Journal.1980.
[2]武剑.储蓄、投资和经济增长―中国资金供求的动态分析[J].经济研究，1999（11）.
关键词：VAR模型；老龄化；储蓄率
随着人口年龄结构中老年人口数量比重的上升，人口老龄化问题已经不仅是影响一个国家或地区经济社会发展的重大因素，也是一个影响全世界的社会问题，因而已经引起国际学术界和各国政策制定者的普遍关注。贵州省随着社会经济的发展，老龄人口数量逐渐增加，平均寿命不断延长，老龄人口在总人口的占比也不断升高。贵州省经济相对落后，老龄人口的生活条件、医疗条件和社会保障也不够完善，投资渠道少、风险回避的意愿加强等，这都使贵州省的老年人口对储蓄率有特殊的影响。储蓄又直接影响投资，本文研究贵州省人口老龄化对储蓄率的影响，对了解贵州省经济的发展有重要的意义。
一、文献综述
在较早的研究当中，已发现老龄化是影响居民储蓄率的重要因素之一。预防性动机理论、生命周期理论和遗产理论都较好的解释了这一现象（Kohl和OBrien，1998）。预防性动机理论认为（John Maynard Keynes，1936）：人们为了预防以外发生，而储蓄货币。生命周期理论认为（Ando和 Modigliani， 1963）：人的一生会倾向于平滑的使用自己的财富，工作的时段积累财富，退休时段消耗财富。遗产理论认为：人不仅仅考虑自身的效用最大化，还要追求后代效用的最大化，所以不同年龄会有不同储蓄选择。
Higgins和Williamson（1997）指出20世纪60年代亚洲国家的高储蓄率受到老年抚养比的负向影响。Hviding和Merette（1998）利用世代交叠模型（OLG）研究了老龄化对居民储蓄率的影响。通过模拟1950～2090年的数据，预测意大利居民储蓄率由1954年的28%下降到2050年的4%。Loayzal（2000）利用跨国间居民储蓄率数据，证实居民储蓄率与老龄化存在负向关系，且这一关系在欠发达国家表现尤为明显。Shimasawa和Hosoyama（2004）利用世代交叠模型对亚洲4国及台湾地区进行了研究，指出由于老年人口的增加社保交费率和青年人口的负税不断增加，压低了居民储蓄率。KiTang和Wong（2006）认为随着老年人口预期寿命的延长，为退休积累的动机增强，会提高居民储蓄率。
王森（2010）利用VAR模型对我国1979～2009年的数据进行分析，指出老龄化对居民储蓄率的影响仅占1%。史晓丹（2013）利用世代交叠模型对我国2006～2011的数据进行分析，指出老年抚养比与储蓄率负相关。万克德（2013）对山东省1995～2010年数据进行分析，指出山东省人口老龄化对储蓄率的影响即有正向又有负向的影响。王伟（2000）构建世代交叠模型利用省际面板数据，得出老龄化对储蓄率并没有产生明显负效应，并且在2050年老龄化对储蓄率会带来正效应。
二、建立模型
（一）指标选取
本文选取老年人口总量作为人口老龄化的指标，老年人口总量=地区常住人口总量×老年抚养比。一些文章采用老年抚养比作为人口老龄化的指标，笔者认为用老年抚养比会忽略人口总量的影响，因为从实际数据上看老年人口是不断上升的，但是老年抚养比可能会不变或者下降，不能真实反映老年人口数对储蓄的影响。所以本文选择老年人口总量作为人口老龄化的指标。
地区居民储蓄率=地区个人存款量/地区居民生产总值（GDP），地区居民储蓄率对地区经济发展有重大意义，了解人口老龄化对居民储蓄率的影响，有助于判断贵州经济未来发展的走势。
（二）数据来源
贵州人口总量、贵州居民生产总值、贵州个人存款量和贵州老年抚养比均来源于《贵州省居民经济和社会发展统计公报（1999～2014年）》。贵州省老年人口总量和贵州居民储蓄率依据以上四个指标计算得出。
（三）模型确立
lnOPt=α+βlnSRt+σt（1）
OP代表老年人口数量（older population），SR代表储蓄率（savings rate）。α表各变量的系数矩阵，σ代表白噪声序列，t表示时间。由于取对数可以消除异方差并且不改变他们的协整关系，因此本文的模型对各变量取对数。
三、实证分析
（一）单位根检验
变量协整的前提是各变量的单整阶数相同，为了防止“伪回归”，需要对各变量的平稳性进行检验。一般时间序列采用ADF单位根检验法，检验结果如表1。
表1中的临界值均是在5%水平取得的，c、t、i分别表示常数项、时间趋势和滞后阶数，加入滞后项的作用是为了使残差序列为白噪声，滞后项采用AIC和SC最小的原则来取得，Δ表示差分算子。
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141 050.99亿元。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：
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