中國實際利率對家庭儲蓄行為影響的實證分析

譚小芬，張 明，孫晶晶

(1.中央財經大學金融學院，北京100081;2.中國社會科學院世界經濟與政治研究所，北京100732;3.北京大學匯豐商學院，廣東深圳518055)

一、引 言

近二十年來中國經濟保持持續快速增長，居民收入水平也顯著提高。然而，由于長期處于金融抑制狀態和社會安全網的缺失，居民消費在中國GDP中的比重呈緩慢下降趨勢，導致居民儲蓄率一直居高不下。1991年，中國城鎮居民儲蓄率為14.5%;到2010年，這一比率上升到29.5%，20年里上升了15個百分點。現有文獻從不同層面探討了可能導致中國居民高儲蓄的原因，包括:文化傳統和節約習慣［1－2］、經濟的高速增長［3－5］、經濟轉型期間失業風險和收入不確定性上升導致預防性儲蓄動機增強［6－9］、家庭規模變化［10］、性別比例失調產生的競爭性儲蓄動機［11］、人口老齡化［12］、缺乏失業和養老保障［13－14］、昂貴的教育費用和醫療開支［15－17］、不斷攀升的房地產價格［18－19］、收入不平等［20］、金融體系和服務業發展滯后［3，21］。

圖1 城鎮居民儲蓄率和實際存款利率呈反向變動趨勢

上述研究對于分析中國高儲蓄率成因具有重要的參考價值，但是忽略了以利率管制為代表的金融抑制對居民儲蓄率的影響。20世紀90年代以來，中國家庭儲蓄率的上升，在很大程度上與家庭可支配收入占GDP的比重呈下降趨勢相關，而家庭可支配收入占比下滑反映了實際工資、投資收入和轉移性收入的減少，其中家庭投資收入的80%來自于利息收入，股息和紅利收入及其他財產性收入占比很小［3，22］。由于名義利率趕不上通貨膨脹率，實際利率呈下降趨勢，導致家庭儲蓄的回報下降，與此同時居民儲蓄率卻持續上升(圖1)。尼古拉斯·拉迪認為，1997－2011年中國一年期銀行存款利率過低，導致需求結構和增長模式日益依賴投資和出口，成為消費需求低迷和儲蓄率上升的重要原因［23］。那么，實際利率過低是否真的導致了中國居民儲蓄率的提高呢?對這一觀點進行細致的理論分析和經驗檢驗的文獻較為缺乏，即使少量文獻涉及到實際利率與中國居民儲蓄的關系，也只是在分析其他變量對居民儲蓄的影響時將利率作為一個控制變量。本文嘗試對實際利率影響儲蓄率的機制進行深入的討論和定量分析，希望能夠更加全面地認識中國家庭儲蓄行為的影響因素。

本文具有以下特點:(1)近年來，中國家庭儲蓄決策環境發生了巨大變化，包括:社會安全網的不健全，勞動力市場的變化，購買耐用品和住房的強烈愿望，家庭儲蓄投資回報的變化。在這種急劇變化的環境下，消費信貸、保險和養老金等金融服務非常缺乏，家庭不得不進行自我保險，以確立目標財富水平，建立緩沖機制來應對收入沖擊、健康風險和支出的不確定性。本文采用的目標儲蓄假說，比傳統的生命周期理論和持久收入假說更好的考慮到了上述變化。(2)由于中國家庭儲蓄大部分都以銀行存款的形式出現，存款利率由中央銀行設定，所有家庭都面臨相同的名義利率，本文采用名義利率減去各省的通貨膨脹率作為實際利率差異的代理變量。(3)最近十年來中國儲蓄率上升趨勢非常明顯，本文分析的樣本區間為2000－2010年，能夠更好的反映近年來家庭儲蓄率決定因素的變化。(4)現有文獻主要研究其他變量對儲蓄率的影響，儲蓄的利率彈性只是一個副產品。本文在控制各種變量后，重點檢驗銀行存款的實際利率和儲蓄率之間的負相關關系是否穩健。

論文結構安排如下:第二部分為文獻評述，并討論了實際利率影響儲蓄率的渠道和機制;第三部分將影響居民儲蓄率的因素分為三類，即宏觀經濟環境變量、預防性儲蓄變量和人口結構變量，然后運用固定效應變截距模型和省際面板數據，就實際利率影響儲蓄行為進行檢驗，并對結果做出解釋;第四部分給出政策建議和未來進一步研究的方向。

二、文獻評述

國際學術界針對實際利率和儲蓄率的關系進行了大量研究。在理論層面，凱恩斯［24］認為降低利率能夠刺激投資和收入增長，由于邊際消費傾向遞減，從而儲蓄率會上升。McKinnon［25］和 Shaw［26］提出，作為儲蓄的回報率，實際利率上升有利于增加儲蓄率，促進經濟增長。Elmendorf［27］全面梳理了有關利率和儲蓄的理論模型，認為在不同模型框架下，儲蓄對利率的反應程度和作用方向是不同的。生命周期理論認為儲蓄與利率呈正向變動關系。然而，現實中人們可能并沒有像生命周期理論所假設的那樣，根據最優化框架去選擇消費和儲蓄，而是簡單進行儲蓄以便在未來能夠達到某一消費水平，這就是所謂的“目標儲蓄者(Target Saver)”。由于人們已經事先確定目標儲蓄水平，當利率提高時，儲蓄的回報增加，人們會相應的增加消費、減少儲蓄。因此，在目標儲蓄模型中，儲蓄的利率彈性通常為負。

理論層面沒有就儲蓄和利率的相關關系得出確定性的結論，在實證分析層面，各種經驗檢驗結果的差異很大。這些研究結論大致可以分為三類:第一類，儲蓄和利率呈正相關關系。Boskin［28］和 Gylfason［29］基于美國的數據，估計出儲蓄利率彈性分別為0.4 和0.3。Summers［30］模擬了生命周期模型，發現利率上升會增加儲蓄和資本存量，而且儲蓄的利率彈性值較大。Koskela和 Viren［31］基于工業化國家的跨國面板數據，發現實際利率上升會推動儲蓄率增加;Gupta［32］發現亞洲國家的利率對儲蓄存在正向影響，但是拉美國家的利率對儲蓄的正向影響在統計上不顯著;Ogaki，Ostry 和 Reinhart［33］研究了發展中國家私人儲蓄率對于利率變化的反應，發現儲蓄的利率彈性對于收入水平非常敏感，但是對于實際利率的初始水平并不敏感。對于較為貧窮的發展中國家，利率上升1個百分點，會引起儲蓄率上升0.2個百分點;對于更為富裕的發展中國家，利率上升1個百分點，引起儲蓄率上升2/3個百分點。然而，Muradoglu 和 Taskin［34］提出，金融自由化后儲蓄率對于實際利率的敏感度并沒有上升，而且，如果金融市場運行和金融投資工具存有缺陷，實際利率和儲蓄率未必正相關。第二類，實際利率對儲蓄率沒有顯著影響［35－36］。Giovannini［37］基于新古典消費理論，分析了七個發展中國家的儲蓄與利率是否呈正向變動關系，發現消費的跨期替代彈性非常低，儲蓄對利率變化幾乎沒有做出任何反應。Bandiera，Caprio，Honohan 和 Schiantarelli［38］運用發展中國家的跨國面板數據，估計了實際利率、金融自由化指數、收入、通貨膨脹和公共部門儲蓄對于私人儲蓄率的影響，發現利率對于儲蓄率不存在顯著的正向影響。Arrau［39］估計出消費的跨期替代彈性大約等于1.0，在給定財富存量的情況下，替代效應被收入效應所抵消，消費和儲蓄對于利率的變化不敏感，實際利率的上升不會引起私人儲蓄率上升。第三類，儲蓄率和利率呈負相關關系。Weber［40］發現名義利率和儲蓄率負相關，Springer［41］，Ouliaris［42］，Loayza，Schimdt－ Hebbel和 Serven［43］則發現實際利率和儲蓄率負相關。Evans［44］在 Summers［30］模型的基礎上考慮代際轉移，發現儲蓄對于利率的反應可能為負。Abrar［45］將最低消費水平引入模型后發現，儲蓄的利率彈性顯著下降，甚至為負。

少量文獻考察了利率對中國居民儲蓄的影響，但是這些文獻主要是在考察其他變量對儲蓄率的影響時納入了名義利率或實際利率。Horioka和Wan［46］發現實際利率對城鎮家庭的儲蓄率影響為負，不過參數不顯著，但是對農村家庭的儲蓄率、對農村和城鎮家庭的總儲蓄率以及聯合回歸中參數為正，而且在統計上是顯著的。Guo和Diaye［3］發現，更大程度的金融發展與實際利率的提高將會對私人消費占比產生積極的影響，這也意味著實際利率與儲蓄呈反向變動的關系;Nabar［47］也得出實際利率和儲蓄率之間存在著負相關關系。Chamon和Prasad［15］在考察了其他變量對儲蓄率影響的基礎上，納入實際利率，發現實際利率下降1個百分點，儲蓄率上升0.15 －0.35 個百分點。然而，李焰［48］認為利率對儲蓄的作用不是單向的，而是雙重的，名義利率對儲蓄率有微弱的負效應，實際利率對儲蓄率有不顯著的正效應。

從現有文獻來看，實際利率和儲蓄究竟是正相關還是負相關，沒有得出明確的結論。一般而言，實際利率對儲蓄的正向傳導機制包括三個方面:其一，儲蓄可以簡單看成是推遲消費，人們愿意推遲消費是因為儲蓄能夠獲得利息回報。利率越高，利息也就越高，從而人們愿意減少消費。同時，耐用品消費對利率變化較為敏感，當利率上升時，消費信貸的融資成本上升，也會減少信貸消費。相反，在過去十多年里，中國銀行存款的實際得率大部分時間為負，但家庭儲蓄率不僅沒有降低，反而持續上升。其二，利率上升會引起股票、房地產和債券等其他資產價格的下跌，導致資本收益下降，如果這類資產在人們財富中占有很高比例，家庭凈財富水平就會減少，進而抑制消費水平，導致儲蓄上升。其三，實際利率對儲蓄的影響還可以通過通貨膨脹進行傳導。通貨膨脹對儲蓄的影響，取決于通貨膨脹是可預料的還是未預料到的。如果是可預料的通貨膨脹(anticipated inflation)，銀行會對借款者提高名義利率，從而預料到的通貨膨脹對實際利率和消費的影響很小甚至幾乎沒有影響。如果是未預料到的通貨膨脹(unanticipated inflation)，或者是通貨膨脹高于公眾預期，由于貨幣幻覺的存在，人們可能將名義收入上升當作實際收入上升，從而增加消費支出，減少儲蓄。

然而，上述傳導機制在中國未必成立。其一，如果實際利率下降，家庭就會減少儲蓄、增加消費。那么，當實際利率持續下降到零或者為負時，家庭消費率有望達到甚至超過100%。很顯然，在中國我們沒有看到這種情形。其二，銀行存款是中國家庭的主要儲蓄方式，其他金融資產的比例仍然偏低。在一個存款利率由中央銀行設定的金融體系中，實際存款利率與家庭的利息收入和財富水平成正比。如果人們關注的是財富水平，而不是推遲消費的回報，當消費者預期未來不確定性上升或者試圖維持未來特定消費水平時，消費者的“審慎”動機就超過“缺乏耐心”的動機，存款利率下降將會導致財富水平減少。為了將財富與收入的比率提高到目標水平，家庭將會被迫減少消費、增加儲蓄。其三，當實際利率下降時，根據消費的跨期替代模型，如果收入效應超過替代效應，家庭將會減少消費，增加儲蓄。其四，當名義利率不變時，中國通貨膨脹上升導致經濟的不穩定性和收入的不確定性加劇。如果家庭是風險規避型的，這會增加預防性資產需求，從而導致儲蓄率上升。同時，通貨膨脹帶來的貨幣幻覺不僅包括對收入產生的貨幣幻覺，也包括對相對價格產生的貨幣幻覺。近十年來中國通貨膨脹較高且持續時間較長，人們把名義收入上升當成實際收入上升的貨幣幻覺出現的概率較低，而很容易將通貨膨脹帶來的某種商品價格上漲解讀為這種商品的相對價格上漲，從而減少消費。其五，利率越低，資本密集型產業相對勞動密集型產業上升，導致資本要素在國民收入初次分配中的比重上升，勞動報酬占比則會下降，從而家庭消費占國民收入的份額縮小，抑制了家庭消費的增長。

圖2 中國省際城鎮居民儲蓄率和實際利率散點圖

圖2根據中國31個省市、自治區的面板數據，得出城鎮居民儲蓄率與實際利率之間的散點圖。可以看出，居民儲蓄率和實際利率呈現負相關關系。這種負向相關關系可以用簡單目標儲蓄理論的兩階段模型加以說明。假設W1、W2分別代表兩個階段的工資(收入)，R代表第一階段利率(儲蓄的回報率)，C1、C2分別代表兩個階段的消費支出，假設人們已經有期望的第二期消費值C2。那么第一階段效用最大化的消費C1就應該滿足方程:C2=(W1－C1)(1+R)+W2，同時第一期的儲蓄目標S1滿足方程:S1=W1－C1，綜合這兩個公式可以得到:S1=(C2－W2)/(1+R)。由于C2是既定的期望值，W2也一定，那么S1對R求導可得到0。可以看出，儲蓄和利率之間呈負向相關關系。

三、經驗研究和結果分析

(一)變量說明和數據來源

因變量為城鎮居民儲蓄率，城鎮居民儲蓄采用城鎮居民可支配收入減去消費性支出來衡量，然后除以居民可支配收入得出城鎮居民儲蓄率。值得注意，城鎮居民儲蓄與居民儲蓄存款是兩個不同的概念，后者僅表示居民儲蓄中的銀行存款部分。解釋變量包括儲蓄率的各種影響因素，可以分為三類:(1)宏觀經濟環境變量:包括名義利率、實際利率、通貨膨脹率和收入增長率;(2)預防性儲蓄變量:房價增長率、教育支出和醫療保健支出;(3)人口結構變量:少兒撫養比、老人贍養比、性別比例、未婚人口比例、未婚男性比例、家庭規模。

(二)面板回歸模型的設定和選擇

根據解釋變量和因變量，設定經驗檢驗的方程如下:

其中，sj，t代表被解釋變量儲蓄率，μj為常數項，Rj，t實際利率，Xj，t表示其他解釋變量集，β1、β2為解釋變量的系數，隨機誤差項εj，t反映模型中忽略的隨截面成員和時期變化的因素的影響，j對應面板數據中的31個省市、自治區，t對應面板數據中的不同時點，方程表示儲蓄率s對變量集X和實際利率R回歸。在基準回歸方案中，解釋變量包括實際利率、名義利率、通貨膨脹和收入的增長率，然后我們在基準回歸結果中納入其他變量，來考察參數的變化和回歸結果的穩健性。儲蓄對實際利率的反應程度用參數β2衡量，如果β2＜0，意味著實際利率的下降對儲蓄率的上升具有顯著的影響，目標儲蓄假說成立;反之，如果β2＞0，意味著實際利率與儲蓄率呈正向變動關系，傳統的生命周期模型成立。

用面板數據建立的模型通常有三種，即混合模型和變截距模型，變截距模型又分為固定效應模型和隨機效應模型。①混合模型，即無論對任何個體和截面，回歸系數 μi、β1、β2都一樣，不同個體和不同截面之間不存在顯著性差異。②固定效應模型。固定效應模型分為時間固定效應、橫截面固定效應和時間橫截面雙固定效應，分別表示不同截面模型的截距項不同、不同時間模型的截距項不同以及不同個體、不同時間模型的截距項都不相同的情況。以橫截面固定效應模型為例，截距項包括了那些隨個體變化，但不隨時間變化的難以觀測的變量的影響，它是隨機變量，其變化與 Xi，t、Ri，t有關系。μi對于 j個個體有j個不同的截距項，可以表示為一個常數和隨個體變化的部分相加而成。③隨機效應模型。如果固定效應模型中的截距項μi包括了截面隨機誤差項或時間隨機誤差項的平均效應，并且這兩個隨機誤差項都服從正態分布，其變化 Xi，t、Ri，t與無關，固定效應模型就變為隨機效應模型。

表1 主要變量說明和描述性統計

表2 Redundant檢驗

為了判斷應該采用混合回歸模型(OLS)還是變截距模型，我們使用Redundant檢驗進行判斷。該檢驗的原假設為“對于不同橫截面模型截距項相同”，備擇假設為“對于不同橫截面模型截距項不同”。如果原假設成立，應建立混合回歸模型;反之，應建立變截距模型。檢驗結果如表2所示，兩個統計量的p值均為0.0000，即應該拒絕原假設，建立變截距模型。對于變截距模型，究竟應該固定效應模型還是隨機效應模型，我們采用Hausman檢驗，判斷模型中個體影響與解釋變量是否相關。檢驗的原假設為“隨機效應模型中個體影響與解釋變量不相關”;備擇假設為“隨機影響模型中個體影響與解釋變量相關”。如果原假設成立，應采用隨機效應模型;反之，采用固定效應模型。當統計量H大于一定顯著水平的臨界值時，認為模型存在固定效應，從而選用固定效應模型，否則選用隨機效應模型;如果Hausman檢驗值為負，說明的模型設定有問題，導致Hausman檢驗的基本假設得不到滿足(比如遺漏變量，或者某些變量非平穩等)。檢驗結果如表3所示，在1%的顯著性水平下拒絕原假設，表明本文應該采用固定效應變截距模型，對31個省市、自治區的面板數據進行估計。

表3 Hausman檢驗

(三)回歸結果

1.控制收入變量的基準回歸結果

在基準回歸方程中，我們選取實際利率、可支配收入、收入增長率作為解釋變量，并且使用普通最小二乘法(OLS)對方程進行回歸，結果如表4中(I)列;然后，運用變截距固定效應模型進行回歸，解釋變量除了可支配收入和收入增長率之外，分別納入實際利率、名義利率和通貨膨脹率，回歸結果如表4中(II)、(III)、(IV)、(V)列所示。

根據固定效應變截距模型II列的基準回歸結果，儲蓄率的決定方程可以寫為:

Si=ai+11.6978 － 0.1332 × R+0.0046 ×income × 1.3718 × gincome i=1，2，……31

其中，S表示儲蓄率，R表示實際利率，income表示可支配收入，gincome表示可支配收入的增長率;di為常數，表示各個省市的個體差異。

表4 基準回歸結果

從表4回歸結果可以看出:①根據可決系數R2，混合估計模型的OLS回歸結果的相關性和解釋度遠不如固定效應模型，這與我們進行Redundant檢驗的結果是相符的;②I和II列的結果均顯示，儲蓄率和實際利率之間顯著負相關，說明利率的收入效應超過替代效應，這與近十年來中國利率與儲蓄反向變動的特征事實一致;③III列結果顯示，儲蓄率和名義利率之間呈現負相關關系，但是在統計上是不顯著的，表明名義利率和儲蓄率的負向相關關系不明顯;④IV列結果所示，儲蓄率和通貨膨脹率之間顯著正相關，表明通貨膨脹越高，居民出于預防性儲蓄的需求和對未來的通脹預期，會傾向于增加儲蓄。⑤－IV四列結果均顯示，可支配收入、收入增長率均與儲蓄率顯著正相關，且模型整體解釋度較高。而且，收入增長率對儲蓄率的影響超過可支配收入。

2.控制預防性儲蓄的回歸結果

預防性儲蓄主要指為教育、醫療、養老及其他的不確定性等進行的額外儲蓄。在計劃經濟體制下，國家實行統一的工資標準，退休前后工資差異較小，工人的住房、醫療、養老等長期性支出都由企業和政府承擔，無需從工資中列支，居民的儲蓄動機不強。在經濟轉軌過程中，國有企業改革和各項社會福利改革，使得個人所面臨的收入不確定和波動性顯著增加，個人需要承擔越來越高的住房、醫療和教育費用，社保體系并未有效建立，居民預防性儲蓄動機顯著增強，家庭被迫為這些大型支出提前進行儲蓄。

(1)控制實際房價的回歸結果

首先我們納入實際房價的增長率，觀察儲蓄率對實際利率參數的變化。對2000－2010的全體樣本所有數據進行回歸，結果如表5的(I)列結果所示，可以看出，實際利率和儲蓄率之間的負向相關關系不顯著，房價增長率和儲蓄率之間的正向關系也不顯著。通過分析中國房價的變動趨勢，發現2004年后全國房價上漲速度明顯加快，同時住房財產私有化導致住房在家庭財富中的比例上升，用銀行存款利率衡量儲蓄的回報率可能有失偏頗。因此，本文將整個樣本區間分為2000－2003年和2004－2010年兩個子樣本區間。同時，從國家部委2005、2006年連續出臺多項限價政策也可判斷房價快速上漲始于2004年左右。根據時間分段后的實證結果如表5的II和III列結果所示。

根據表5的回歸結果，可以看出:①將整個樣本區間進行時間分段后，模型的擬合效果更好。與(I)相比，III結果的相關性和顯著性都明顯增強;②與II的結果相比，III中實際利率和儲蓄率的負相關關系在統計上十分顯著，說明2004－2010年儲蓄對利率的變化相對于2000－2003年儲蓄對利率的變化更敏感。③與表4相比，表5模型解釋度明顯提高，實際利率和儲蓄率的負相關關系更為顯著，說明納入房價后模型的解釋力更強，表明房價增長率確實是居民儲蓄率的一個影響因素。④表5的II結果顯示，在2000－2003年，房價增長率和儲蓄率的正相關系數只有0.0487，而且在統計上是不顯著的，整體可決系數R2也較低。但是，在III中，房價增長率和儲蓄率的正相關系數達到0.1853，而且在統計上是顯著的，方程整體的可決系數R2很高。這表明，在2004－2010年，房價上漲會使得居民增加儲蓄來滿足未來的購房需求。對比中國實際房價的增長率和收入增長率，發現2000－2003年之間房價增長率低于收入增長率，2004年房價增長率開始超過收入增長率，之后除了2008年發生金融危機等特殊情況之外，房價增長率一直顯著高于收入增長率。⑤2004－2010年間，儲蓄率對房價增長率的反應參數為0.1853，高于2000－2003年儲蓄率對實際利率的反應參數－0.1384的絕對值。如果兩者同時變化1個百分點，綜合作用的效果是正數。由于房價增長率和實際利率都屬于家庭資產組合中的回報率，這意味著，當其他替代性投資工具的回報率很高時(比如實際房價增長強勁)，實際存款利率下降后儲蓄率未必上升。但是這并不與目標儲蓄假說矛盾，原因在于，目標儲蓄假說的前提之一，是假定家庭儲蓄的主要形式為銀行存款。如果股票、房地產和債券這類資產在家庭財富中比例較高，那么，利率下降會伴隨著這些資產價格的上升，增加財富水平進而增加消費，減少儲蓄。

表5 控制實際房價后的回歸結果

(2)控制醫療保健和教育支出的回歸結果

表6為加入醫療保健支出和教育支出后的回歸結果，從表6中可以看出:①總體來看，在模型中分別加入教育支出、醫療保健支出和房價增長率這三個與預防性儲蓄相關的變量后，實際利率和儲蓄率之間的負相關關系仍然存在，并且在大部分情形下(除納入醫療保健支出)都比較顯著。②結果I表明，儲蓄率和教育支出的相關系數達到0.0835，而且在統計上非常顯著，可決系數達到0.9137，說明模型的解釋力很好。儲蓄率和教育支出呈正相關關系，表明教育支出越高，會導致儲蓄率上升。③如II所示，在模型中加入醫療保健支出后，實際利率和儲蓄率之間依然存在負相關關系，但是在統計上的顯著性明顯降低，而醫療保健支出和儲蓄率之間則存在顯著的正相關關系。這表明，相對于實際利率，醫療保健支出費用的變化對儲蓄率的影響更為顯著，特別是醫療體制改革后，家庭在醫療方面的支出上升以及醫療成本的上漲，造成了儲蓄率的上升。④結果III顯示，在模型中同時加入教育支出、醫療保健支出和房價增長率，實際利率的系數仍然為負，而且在統計上十分顯著。

關于三個預防性儲蓄變量，醫療保健支出和儲蓄率之間顯著正相關，然而，教育支出和儲蓄率的負相關關系不顯著，房價和儲蓄率之間的正相關關系也不顯著。結合表5和表6的結果，可以認為，在教育、醫療和住房這三個預防性儲蓄變量中，2000－2010年醫療保健支出對儲蓄率的影響最為顯著，然后是教育支出，最后是房價增長率。

表6 控制醫療保健、教育支出后的回歸結果

3.控制人口年齡結構的回歸結果

人口結構是影響儲蓄率的重要因素，但有關具體的影響程度和影響方向卻爭議很大。一般來說，人口結構變化主要通過兩個渠道影響家庭儲蓄。首先，老年人沒有工作，只消費不生產，人口老齡化比例的增加往往會增加消費，減少儲蓄。同時，人口老齡化對醫療衛生、保健、養老的服務需求也會不斷增加，將導致消費上升。過去30年，中國老齡人口贍養比例一直在降低，會推動儲蓄增加。其次，目前中國養老保障體系和金融市場欠發達，“養兒防老”的思想較為明顯，子女和養老保障在一定程度上存在相互替代作用。由于撫養子女的成本較高，當期消費較高，相應的儲蓄金額減少，子女撫養率和儲蓄率呈負相關關系［55］。

下面我們使用兩個樣本，一個是31個省、自治區、直轄市的樣本，另一個去除五個自治區(包括內蒙古自治區、寧夏回族自治區、新疆維吾爾族自治區、西藏自治區和廣西壯族自治區)的26個省、直轄市樣本。結果如表7所示，I、II、III是31個截面成員的回歸結果，IV、V、VI是26個截面成員的回歸結果。可以看出，無論是采用那一種樣本，實際利率和儲蓄率之間都存在負相關關系。

表7 控制年齡結構后的回歸結果

(1)控制年齡結構的回歸結果

表7顯示了加入年齡結構變量后的回歸結果，可以看出:①如I所示，加入少兒撫養比后，實際利率和儲蓄率之間系數顯著為負，同時少兒撫養比和儲蓄率之間顯著正相關，表明少兒人口比例越大，有增加儲蓄的作用。②如II所示，加入老齡人口比例后，實際利率和儲蓄率的負相關關系顯著性降低，老齡人口比例和儲蓄率之間顯著正相關。考慮到老年人儲蓄的主要目的是為了滿足醫療保障的需求，因此我們將醫療保障支出和老齡人口比例同時納入模型(如III所示)，結果顯示，老齡人口比例、醫療保障支出與儲蓄率之間均是顯著正相關關系。③比較表II和III的結果，可以發現，在加入醫療保障支出后，儲蓄率對老年撫養比的反應參數略有下降，這表明，老年撫養比對儲蓄率的影響部分是通過醫療保障支出渠道產生的，這是由于我國養老保險制度不夠完善，老年人不能得到完全的醫療保障，同時醫療費用增長過快，加上老年人的當期消費相對較少(沒有還房貸的壓力和當期教育支出)，因此，老人撫養比例越大，用于醫療保障和養老的預防性儲蓄就越高。④V列結果和I列結果相似，在加入少兒撫養比后，實際利率和儲蓄率顯著正相關，少兒撫養比與儲蓄率之間顯著正相關。⑤V列結果和II列結果相似，老齡人口比例和儲蓄率顯著正相關。⑥VI列結果顯示，由于學者們對少兒撫養比和儲蓄率的關系有所爭議，認為少兒撫養比是通過教育支出對儲蓄率產生影響，因此我們將教育支出和少兒撫養比例同時納入模型，結果顯示，少兒撫養比和儲蓄率仍然顯著正相關，教育支出和儲蓄率正相關，但是在統計上是不顯著的。

表8 控制人口結構的回歸結果

(2)控制人口結構的回歸結果

表8顯示了加入人口結構變量的回歸結果:①當加入不同的人口年齡結構變量后，實際利率和儲蓄率之間仍然呈負相關關系，而且在統計上十分顯著;②如I所示，性別比例和儲蓄率顯著正相關，表示男性比例的增加對儲蓄率有推動作用，這主要是因為男性承擔更多的生活和其他方面的經濟花費。并且，通過省際面板數據可以看出，現在各省市的性別比例失衡，在一些大城市和經濟發達地區尤其明顯，這種“娶老婆”的成本很高。為了提高個人在婚姻市場的競爭力，男性傾向于積累財富，增加儲蓄，這種現象在IV回歸中得到了進一步證實。③如II所示，家庭規模和儲蓄率顯著正相關。這可以理解為家庭規模越大，由于很多家庭生活支出可以平攤，因此人均消費支出減少，儲蓄率增加;同時，在城市中，家庭規模越大，表明家庭成員中包括老人和孩子，隨之而來的醫療保障和教育支出增加，因此也需增加儲蓄。數據顯示，由于我國生育水平不斷下降、遷移流動人口增加、年輕人婚后獨立居住等因素的影響，中國家庭戶規模繼續縮小，這有助于未來儲蓄率的下降。④如III所示，未婚人口比例和儲蓄率正相關，說明當其他條件不變時，未婚人口比例越大，儲蓄率越高。這可以理解為未婚青年，特別是未婚男性(如IV所示)面臨較大的經濟壓力，如購房需求，同時他們尚無子女教育成本和醫療費用等當期消費支出，因此儲蓄率會提高。同時，當模型中加入未婚男性比例，方程的解釋力明顯高于其他三個變量。⑤IV和V的結果顯示，未婚男性比例對于儲蓄率的影響非常顯著。將性別比例失衡和未婚男性比例同時納入方程后(V列結果)，可以發現，性別比的參數發生了變化，而且在統計上是不顯著的。這表明，性別比例是通過未婚男性比例對儲蓄率產生影響，表明性別比例失衡導致尋偶壓力，由此造成男方以競爭性儲蓄來獵取戀愛對象，進而導致了中國居民儲蓄率上升。

(四)經驗檢驗結果的分析及其解釋

本文考察了2000－2010年中國城鎮家庭儲蓄率變化的影響因素，在控制各類宏觀經濟變量、預防性儲蓄和人口年齡結構等影響因素后，發現實際利率和儲蓄率的負相關關系非常顯著，說明實際利率過低確實導致了中國城鎮居民儲蓄率的上升。具體研究結果及其解釋如下:

1.實際利率和儲蓄率的負相關關系顯著存在，而且，即使在控制儲蓄率的其他影響因素后，二者仍然保持高度的負相關。近年來，中國一年期銀行存款利率通常都低于CPI漲幅，處于負利率狀態，但是家庭儲蓄率卻在上升，一個可能的理論解釋是目標儲蓄假說。其基本原理是，在社會保障和安全網絡缺失的情形下，為了滿足醫療、教育、住房和大型耐用品消費等多重需求，中國城鎮居民心目中存在一個目標儲蓄水平。由于銀行存款是中國家庭儲蓄的主要載體，當實際利率下降時，居民儲蓄的收益率將會降低，實現目標儲蓄水平所需要的時間就會更長，這時候人們就會通過減少當前消費、增加當前儲蓄來彌補利息收入的降低，使之達到目標儲蓄水平。

2.名義利率和儲蓄率之間有微弱的負相關關系，通貨膨脹和儲蓄率之間顯著正相關，由于我們使用的是省際面板數據，表明各個省份物價指數變化的差異會對儲蓄率產生顯著的影響。各個省份的名義利率是相同的，通貸膨脹率可以作為實際得率差異的代理變量，通貨膨脹率和儲蓄率之間的顯著正相關關系，也間接支持了實際利率與儲蓄率之間的負相關關系。

3.收入水平和收入增長率均和儲蓄率正相關，而且收入增長率對儲蓄率的影響程度超過收入水平。這意味著，隨著全球再平衡進程的推進和國內經濟結構的調整，未來中國經濟增長速度放緩，家庭儲蓄率將會下降。

4.2004－2010年這一子樣本時期，房價增長率和儲蓄率顯著正相關，表明高房價確實推動了中國居民儲蓄率的上升;而且，相對2000－2003年這一子樣本時期，2004－2010年儲蓄對利率變化的反應更顯著;同時，2004－2010年房價迅速上漲，儲蓄對房價變化的反應程度高于對利率變化的反應程度。這表明，當房地產等其他替代性投資工具的回報率很高時，實際利率對居民財富配置的影響未必為負。原因在于，當城鎮房地產投資回報率非常高時，人們會把銀行存款轉移到房地產市場，獲取更高的投資回報率。

5.教育支出和醫療保健支出這兩個預防性儲蓄變量越高，儲蓄率也越高，說明居民承擔的醫療費用和教育成本上升也會推動儲蓄率增加。近年來，教育投入支出和衛生支出增長緩慢，同時醫療費用和教育費用的上漲幅度超過居民收入的增幅和承受能力，增強了人們的預防性儲蓄動機，推動了家庭儲蓄率的上升。

6.少兒撫養比和老人撫養比均對儲蓄率有顯著的正向影響。一般而言，各經濟體的消費占比會隨著贍養比的上升而增加:一是老年人只消費不生產，從而會逐步支用他們的終生儲蓄;二是老人對醫療衛生、保健、養老的服務需求也會不斷增加，將導致消費上升。近年來，中國人口老齡化在加速，老人贍養比在上升，但這并沒有伴隨著消費增加和儲蓄減少，這與現有的理論以及其他國家老齡化家庭的儲蓄行為相反。原因在于當前醫療和養老體系不完善，促使家庭增加預防性儲蓄，這種增加儲蓄的力量超過了人口老齡化初期老人動用儲蓄的力量，從而導致家庭儲蓄率上升。

7.未婚人口比例(特別是未婚男性比例)、家庭規模和儲蓄率之間均是顯著正相關，這表明，隨著近年來中國性別比例失衡日益嚴重，有男孩的父母為增加自己孩子在婚姻市場上的競爭力，辦法之一就是增加儲蓄。

綜合來看，儲蓄率與銀行存款的實際回報率呈負相關關系，意味著銀行存款利率上升會對當前儲蓄傾向產生顯著影響。盡管中國高儲蓄率的成因非常復雜，但以低利率為表征的金融抑制是造成居民高儲蓄的原因之一。因此，利率市場化和金融改革是轉變中國高儲蓄、高投資增長模式的關鍵一環，同時，依賴市場的力量和人口結構的變化，以及建立和完善住房、教育、醫療和社會保障等公共服務體系，才能有助于降低儲蓄率。

四、政策建議與進一步研究方向

本文在控制居民儲蓄率變化的其他影響因素之后，討論了實際利率對家庭儲蓄行為的影響，發現城鎮居民家庭儲蓄與實際利率兩者之間存在負向關聯，實際利率過低在一定程度上導致了高儲蓄。這一結論背后的政策含義是，盡管中國高儲蓄率的成因復雜，但是低利率是造成中國高儲蓄、高投資的重要一環，放松利率管制的金融改革會有利于改變中國居民的高儲蓄狀況。除了利率市場化之外，還需要配以醫療和養老保險、完善金融市場和經濟結構轉型等其他政策措施，才能改變當前的高儲蓄率。

除了利率市場化之外，還需要從更廣泛的宏觀角度綜合考慮，配以其他政策措施，改變當前的高儲蓄率。一是加快“社會安全網”建設，完善醫療保險和養老保險制度，增加公共教育支出，加大公共衛生和教育經費的投入，降低家庭為了滿足退休、耐用品消費、應對收入波動和健康沖擊的自我保險等多重需求而增加的預防性儲蓄;二是進一步完善金融市場，增加儲蓄渠道和增強投資工具的靈活性，放松信貸約束和金融管制，使得家庭能夠更有效的配置儲蓄資源;三是改善土地供應結構，完善土地供給量控制政策，有效抑制投機性購房行為，抑制房地產價格過快上漲;四是轉變經濟增長模式，通過結構性改革來調節資源配置方向，抑制重化工和資本密集型行業粗放式增長，提高勞動者報酬在國民收入中所占比重。

在本文的分析中，由于數據獲取的問題，還有很多影響因素沒有考慮到，包括:信貸約束、遺產動機(bequest motive)、收入分配、產業結構、養老保險、城鎮化等等，希望在未來進一步的研究中可以考慮到這些因素。

［1］陳利平.高增長導致高儲蓄:一個基于消費攀比的解［J］.世界經濟.2005(1):3 －9.

［2］Zhou S J.Essays on household consumption and household saving behavior of chinese urban residents［R］.Ph.D.Dissertation，Chinese University of Hong Kong，2007.

［3］Guo K，Diaye P N.Determinants of China’s private consumption:An international perspective［R］.IMF Working Paper，No.10/93，2010.

［4］Karry A.Household saving in China［J］.World Bank E－conomic Reviews，2000，14(3):545–570.

［5］Modigliani F，Cao S L.The chinese saving puzzle and the life － cycle hypothesis［J］.Journal of Economic Literature，2004，42(1):145－170.

［6］Meng X.Unemployment，consumption smoothing，and precautionary saving in urban china［J］.Journal of Comparative Economics，2003，31(3):465 －485.

［7］Chamon M D，Liu K，Prasad E S.Income uncertainty and household savings in china［R］.International Monetary Fund Working Paper，WP －10－289，2010.

［8］龍志和，周浩明.中國城鎮居民預防性儲蓄實證研究［J］.經濟研究，2000(11):33－38.

［9］萬廣華，張茵，牛建高.流動性約束、不確定性與中國居民消費［J］.經濟研究，2001(11):35－44.

［10］Banerjee A，Meng X，Qian N.The life cycle model and household savings:Evidence from urban china［R］.Yale University Working Paper，2010.

［11］Wei S J，Zhang X B.The competitive saving motive:Evidence from rising sex ratios and savings rates in china［J］.Journal of Political Economy，2011，119(3):511－564.

［12］袁志剛，宋錚.人口年齡結構、養老保險制度與最優儲蓄率［J］.經濟研究，2000(11):24－32.

［13］Jin F，He L，Sato H.Public pension and household Saving:Evidence from china［J］.Journal of Comparative Economics，2011，39(4):470–485.

［14］周紹杰，張俊森，李宏彬.中國城市居民的家庭收入、消費和儲蓄行為:一個基于組群的實證研究［J］.經濟學(季刊)，2009(4):1197－1220.

［15］Chamon M D，Prasad E S.Why are saving rates of urban households in china rising?［J］.American Economic Journal:Macroeconomics，2010，2(1):93 －130.

［16］Barnett S，Brooks R.China:Does government health and education spending boost consumption?［R］.International Monetary Fund Staff Papers No.10/16，2010.

［17］楊汝岱，陳斌開.高等教育改革、預防性儲蓄與居民消費行為［J］.經濟研究，2009(8):113－124.

［18］Wan J M.Bubbly Saving［R］.CAES Working Paper Series WP－2011－010，2011.

［19］Wang X，Wen Y.Can rising housing prices explain China’s high household saving rate?［R］.Federal Reserve Bank of St.Louis Working Paper 2010 － 048，2010.

［20］Yang D T，Zhang J S，Zhou S J.Why are saving rates So high in China［R］.IZA Discussion Paper No.5465，2011.

［21］施建淮，朱海婷.中國城市居民預防性儲蓄及預防性動機強度:1999－2003［J］.經濟研究，2004(11):66－74.

［22］Aziz J，Cui L.Explaining China's low consumption:The neglected role of household income［R］.IMF Working Paper Series No.07/181，2007.

［23］Lardy N R.Sustaining China's economic growth after the global financial crisis［M］.Peterson Institute for International Economics，2012.

［24］Keynes J M.The general theory of employment interest and money［M］.Macmillan，1936.

［25］McKinnon R I，Money and capital in economic development［M］.Washington，D.C.:Brookings Institution，1973.

［26］Shaw E S.Financial deepening in economic development［M］.New York:Oxford University Press，1973.

［27］Elmendorf D W.The effect of interest－rate changes on household saving and consumption:A survey［R］.Federal Reserve System，Finance and Economics Discussion Series No 96－27，1996.

［28］Boskin M J.Taxation，saving and the rate of interest［J］.Journal of Political Economy，1978，86(2):3 －27.

［29］Gylfason T.Interest rates，inflation，and the aggregate consumption function［J］.The Review of Economics and Statistics，1981，63(2):233 －245.

［30］Summers L H，Capital taxation and accumulation in a life cycle growth model［J］.American Economic Review，1981，71(4):533 －544.

［31］Koskela E，Viren M.Anticipated versus‘surprise’inflation in household consumption behavior［J］.Economics Letters，1985，17(1 ＆ 2):77－81.

［32］Gupta K L.Aggregate savings，financial intermediation and interest rate［J］.Review of Economics and Statistics，1987，69(2):303－311.

［33］Ogaki M，Ostry J，Reinhart C.Savings behavior in low－ and middle－ income developing countries［J］.IMF Staff Papers，1996，43(1):38 －71.

［34］Muradoglu G，Taskin F.Differences in household savings behavior:Evidence from industrial and developing countries［J］.The Developing Economies，1996，34(2):138－153.

［35］Warman F，Thirwall A P.Interest rates，saving，investment and growth in Mexico:Test of the financial liberalization hypothesis［J］，Journal of Development Studies，1994，30(3):629－649.

［36］Clarke R.Equilibrium interest rates and financial liberalization in developing countries［J］.Journal of Development Studies，1996，32(3):391 －413.

［37］Giovannini A.Savings and real interest rate in LDCs［J］.Journal of Development Economics，1985，18(2＆3):197 －217.

［38］Bandiera O，Caprio G，Honohan P，Schiantarelli F.Does financial reform raise or reduce saving?［J］.The Review of Economics and Statistics，2000，82(2):239－263.

［39］Arrau P.Intertemporal monetary economics:Evidence from the southern cone of Latin America［R］.PHD Thesis，University of Pennsylvania，1989.

［40］Weber W E.Interest rates，inflation，and consumer Expenditures［J］.American Economic Review，1975，65(5):843－858.

［41］Springer W L.Did the 1968 surcharge really work?［J］.American Economic Review，1975，65(4):644－659.

［42］Ouliaris S.Household saving and the rate of interest［J］.Economic Record，1981，57(3):205－214.

［43］Loayza N，Schmidt－Hebbel K，Serven L.What drives private saving around the world?［R］.World Bank Policy Research Working Paper Series，No.2309，2000.

［44］Evans O J.Tax policy，the interest elasticity of saving and capital accumulation［J］.American Economic Review，1983，73(3):398－410.

［45］Abrar M B.The interest elasticity of saving and the functional form of the utility function［J］.Southern E－conomic Journal，1989，55(3):594 －600.

［46］Horioka C，Wan J.The determinants of household saving in china:A dynamic panel analysis of provincial data［J］.Journal of Money，Credit and Banking，2007，39(8):2077－2096.

［47］Nabar M.Targets，Interest rates，and household saving in urban china［R］.IMF Working Paper，WP/11/223，2011.

［48］李焰.關于利率與我國居民儲蓄關系的探討［J］.經濟研究，1999(11):39－46.