对我国不同类型居民主体储蓄倾向的估计与分析

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[摘 要] 居民的储蓄倾向偏高是导致居民消费需求不振的一个重要原因。本文对我国城镇、农村居民及按收入等级分组的城镇居民储蓄倾向进行了回归分析，并对降低农村和城镇居民的储蓄倾向提出了可行性政策建议。

[关键词] 平均储蓄倾向；边际储蓄倾向；回归分析

[中图分类号] F832.22

[文献标识码] A

[文章编号] 1006-5024(2007)03-0122-03

[基金项目] 上海市人文社科基金资助项目“中国居民储蓄行为的差异分析及其模型构造”(批准号：ES058)

[作者简介] 葛学敏，上海理工大学管理学院2004级国民经济学专业硕士生，研究方向为居民储蓄；

孙克任，上海理工大学管理学院应用经济系副教授，研究方向为宏观经济与金融投资。(上海 200093)

近年来，中国居民消费需求疲软，成为制约我国经济增长的一个重要问题。显然消费需求不振跟居民储蓄的倾向增强有关，因为储蓄和消费是此消彼长的关系。储蓄倾向是居民可支配收入中用于储蓄的比率，储蓄倾向分为两种形式：平均储蓄倾向和边际储蓄倾向，平均储蓄倾向是储蓄量与可支配收入的比率，边际储蓄倾向是储蓄的增量和可支配收入增量的比率。可见，在收入和收入增量一定的情况下，储蓄倾向的大小决定居民储蓄量的大小。鉴于中国的二元经济的特性，本文分别对农村和城镇居民及城镇居民内部按收入等级分组的居民的边际储蓄倾向作了估计，并提出了针对性的建议。

一、中国城镇和农村居民的历年平均储蓄倾向的估算

1985-2004年居民平均储蓄倾向根据定义计算，即用城镇和农村居民家庭人均储蓄除以其各自的收入，其中农村居民的收入使用的是《中国统计年鉴》中各年的农村居民人均纯收入数据，储蓄的数据来自农村居民人均纯收入减去农村居民家庭平均每人生活消费支出数据；城镇居民的收入使用历年统计年鉴中城镇居民家庭人均可支配收入①，储蓄数据使用是城镇居民家庭平均可支配收入减去消费性支出的数据。

我们从城镇和农村家庭平均储蓄倾向的序列图中可以直观的观察到城镇和农村的各自的平均储蓄倾向虽然在历年中有所波动，但是总体上还是保持了逐年上升的趋势。其中1985-1989年中农村居民家庭平均储蓄倾向大于城镇居民家庭人均储蓄倾向；1989-1996年中农村居民家庭平均储蓄倾向小于城镇居民家庭人均储蓄倾向；而1996年以后农村居民家庭平均储蓄倾向又回到大于城镇居民家庭人均储蓄倾向态势中。

二、中国城镇和农村居民的边际储蓄倾向估计

在计算边际储蓄倾向时，由于使用储蓄增量除以收人增量计算出来的边际储蓄倾向波动很大；采用跨年度方法计算边际储蓄倾向又无法避免计算结果容易受所选时间段的影响。因此，目前学术界普遍公认较为严谨的方法一般是通过储蓄对可支配收入Y作S = a +bY线性回归，计算这个回归方程中的系数b来得到城乡居民的边际储蓄倾向。

所有数据来源与上一节平均储蓄倾向的分析中数据来源相同，其中我们在此定义SR、YR、SU、YU分别代表农村家庭的人均储蓄、农村家庭的人均纯收入、城镇居民家庭的人均储蓄、城镇居民家庭人均可支配收入。下面用EVIEWS5.1软件分别对城镇和农村的边际储蓄倾向做回归分析。

模型一：农村边际储蓄倾向的估计方程

SR=-97.044+0.291YR

(-2.039)(22.374)

R2=0.965 调整的R2=0.982 SE=34.280 F值=501.592 D.W=0.530

由于模型一的D.W值远低于2，所以该估计方程存在自相关，而通常对修正序列相关的常用方法是一阶自回归模型，一阶自回归模型的主要特点是对方程的误差项作如下的回归：ut=ρut-1+ε，其中ρ为自协方差系数，εt为噪音误差项。我们对农村居民储蓄倾向的一阶自回归估计方程如下：

模型二：调整的农村储蓄倾向估计的一阶自回归模型

SR=0.296YR-118.330

(10.793)(-2.039)

ut=0.684ut-1

(4.016)

R2=0.984 调整的R2=0.982 SE=34.280 F值=501.592 D.W=1.266

模型三：城镇居民储蓄倾向的估计方程

SU=0.243YU-166.379

(48.140) (-6.776)

R2=0.992调整的R2=0.992 SE=61.008 F值=2317.465 D.W=1.287

从模型二和模型三的相关统计值中各个系数可以通过5%的显著性检验，两个模型的总体回归系数也可以通过1%的显著性检验，可决系数和调整的可决系数都很高，说明储蓄的变动绝大部分是由于收入的变化引起的。其中农村居民的长期边际储蓄倾向为0.296，而城镇居民的长期边际倾向为0.243，略低于农村居民。

目前，农村居民的长期边际储蓄倾向，高于城镇居民，笔者认为：一是由于农村的借贷市场和资本市场较城镇不完善和低效率，导致农民很难获得外部融资的支持，这种状况必然导致自我储蓄的方式来解除流动性约束的影响。二是我国农民较多从事传统农业，其收入存在较大的不确定性，而且农村也基本上没有针对农民的保障体系。因此，农民在面临较大的不确定性的前提下，其预防性储蓄动机就会增强。正是因为上述两个原因，才导致了农村居民的长期边际储蓄倾向较高。针对目前农村居民的高储蓄倾向，笔者建议：一是大力发展农村金融，完善农村的资本市场和借贷市场，特别是为农户提供多种形式的小额信贷，减少流动性约束对其的影响。二是在农村建立完善的、多层次的社会保障体系。只有这样农民在消费时才没有后顾之忧，降低其储蓄倾向。

三、城镇居民按收入等级分组的边际储蓄倾向的估计

根据凯恩斯的绝对收入理论，储蓄倾向随着收入水平的升高而升高，那么我国居民的储蓄倾向是否也符合这一结论呢?这就有必要对不同收入等级居民的储蓄倾向做出估计。但由于从2002年开始的统计年鉴中才有按收入等级划分的农村居民收入和消费支出的数据，所以本文只分析中国城镇居民按收入等级划分的各阶层的长期边际储蓄倾向。

在中国统计年鉴中将城镇居民的收入和消费数据按收入等级分为7组，分别为最低收入的10%的居民组；低收入的10%的居民组；中等偏下的20%的居民组；中等收入的20%的居民组；中等偏上20%的人口组；高收入的10%的人口组和最高收入的10%的人口组。为了便于统计上的比较，我们把城镇居民分为5组，其中把最低收入的10%的居民组和低收入的10%的居民组合并为一组，称为20%低收入居民组，把高收入的10%居民组和最高收入的10%的居民组合并为一组，称为高收入的20%居民组②。其中组中平均每人储蓄的数据用该组的平均每人的可支配收入减去平均每人的消费支出获得。

为了估计城镇居民按收入等级划分的组中的边际储蓄倾向的系数，根据上面划分的五等份组响应的建立五个模型，其中模型一、二、三、四、五分别代表低收入组、中等偏下收入组、中等收入组、中等偏上收入组和高收入组。估计方程依然采用S=a+bY，但是用EVIEWS对五个组的数据作OLS回归发现方程存在严重的自相关现象，为了修正方程的自相关现象，因此采用一阶自回归的方法对原估计方程进行修正，估计结果如下表：

由上表可知低收入组、中等偏下收入组、中等收入组、中等偏上收入组和高收入组的边际储蓄倾向分别0.183、0.197、0.249、0.279和0.338，边际储蓄倾向随着收入等级的升高而升高。根据边际储蓄倾向的定义可知，边际储蓄倾向表示在收入改变量一定的情况下储蓄改变量的大小，因此一定的收入分配给不同收入等级的居民，该组居民用于储蓄的份额会有所差别。假定有1000元的收入分别分配给低收入组、中等偏下收入组、中等收入组、中等偏上收入组和高收入组的居民，其用于储蓄的份额分别为183、197、249、279和338元。

针对目前在城镇居民内部其边际储蓄倾向随着收入水平的升高而升高这一状况，降低城镇居民储蓄倾向的可行的方法是建立公正的收入分配体系，增加对城市低收入者的转移支付，培育出一批有一定消费能力的城市中产阶级。

注：

①在统计年鉴中城镇居民的可支配收入在 1994年以前使用的是城镇居民家庭人均生活费收入数据，1994年以后使用的是城镇居民家庭人均可支配收入数据。因此，本文中城镇居民家庭人均可支配收入的1994年以前的数据用同期城镇居民家庭人均生活费收入代替。

②新组别中的消费和收入的数据由合并前两组中相应数据的算术平均数求得。

③在模型二中，由于根据统计年鉴算得的1988、2002年两年的储蓄数据是负值，就有必要将这两年的数据排除在样本外，因此该模型的样本数为18。

参考文献：

[1]邓映翎.西方储蓄理论[M].北京：中国金融出版社，1991.

[2]达摩达尔・N・古拉扎蒂，著.费剑平，等译.计量经济学基础[M].北京：中国人民大学出版社，2004.

[3]胡乃武，张海峰.中国居民储蓄实证分析[J].财贸经济， 2001，(9).

[4]田岗.我国农村居民高储蓄行为的实证分析――一个包含流动性约束的预防性储蓄模型及其检验[J].南开经济研究，2004，(4).

[5]宋铮.中国城镇居民储蓄行为研究[J].金融研究，1999，(6).