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摘 要】对储蓄的作用及其决定因素的研究,长期以来一直是经济学中的主要问题之一,这是由储蓄在经济中的重要地位与作用决定的。虽然不同学派在认识储蓄对经济增长的作用上存在些许差异,但大多数经济学家的普遍共识是储蓄有利于经济增长。就我国具体情况而言,长期以..
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影响我国居民储蓄收入与利率实证分析
2011-08-25 10:02:57 来源: 作者: 【 】 浏览:709次 评论:0

摘 要】对储蓄的作用及其决定因素的研究,长期以来一直是经济学中的主要问题之一,这是由储蓄在经济中的重要地位与作用决定的。虽然不同学派在认识储蓄对经济增长的作用上存在些许差异,但大多数经济学家的普遍共识是储蓄有利于经济增长。就我国具体情况而言,长期以来我国的储蓄率一直居高不下,且总体上呈现波动上升态势。然而高储蓄并没有明显地贡献于我国经济增长,因此在当下全球经济疲软的大背景下,如何调动我国的高储蓄率使其作用于经济增长,提高人们生活水平,具有极其重要的现实意义。基于此,首先,笔者通过实证检验从而明确影响储蓄量的决定性因素。其次,笔者根据中国人民银行研究局课题组(1999)的研究结论,来探讨影响储蓄结构的决定性因素。最终,根据实证检验结果及托宾的货币增长理论与课题组(1999)研究结论提出促进我国经济增长的具体政策建议。经济论
【关键词】储蓄理论 储蓄率 储蓄结构 收入 利率 索洛模型  经济论
一、引言
(一)问题的提出

经济论
储蓄的作用及其决定因素的研究一直以来都是经济学中的主要问题。而储蓄率的变化以及储蓄中实物储蓄与现金储蓄的比例更是影响和制约经济增长的重要因素,因此对储蓄的研究无论从理论角度还是从现实角度来看都是十分必要的。
从理论角度看,一些学者只单一考虑收入或利率中某一因素对居民储蓄的影响效果,而忽略了另一重要变量;另一些学者在考虑国民收入及利率中某一变量的基础上,为了使模型中不遗漏重要的解释变量才在模型中引入了另一变量;这些研究都没有提升到将二者考虑在一个理论框架内来研究它们对居民储蓄的决定性影响。理论上的不完善使得实证检验的结果不明确或是存在特别大的差异。
从现实角度看。首先,对于储蓄量的研究,由增长核算公式:△Y/Y=△A/A+α•(△K/K)+(1-α) •(△L/L)及索罗模型:△k/k=s•(y/k)-sδ-n可知,储蓄率的提升会在短期内作用于实际GDP的增长,在长期内影响着人们的生活水平。其次,对于储蓄结构变动的研究,基于托宾的货币增长理论,在货币经济中总储蓄的增长并不意味着对经济增长的作用大,储蓄对经济增长的作用在很大程度上取决于总储蓄中实物储蓄比重的增加。
基于我国的具体情况,由于长期以来我国社保制度不健全、金融业发展水平滞后、人们对未来生活的期望与当前水平存在差距、以及崇尚节俭的文化思想根深蒂固,从而导致了我国的储蓄率一直居高不下,且总体上呈现波动上升态势。同时索罗模型表明较高的储蓄率预示着较高的长期生活水平。然而我国的国民平均生活水平却始终停留在世界较低位置,似乎储蓄率的增长并没有对经济增长做出明显贡献,而较高的储蓄率也没有使人们享受到较高的生活水平。因此,在当下全球经济疲软的重要背景下,如何通过货币及财政政策的实施,达到影响储蓄率与储蓄结构的目的最终作用于我国经济增长,具有十分重要的现实意义。
本文则是在以上背景下力求做些新的尝试,将国民收入与利率纳入同一个框架下,并充分考虑存款余额和通货膨胀率对解释变量的影响,并在前人的研究基础上建立新的模型,来实证检验储蓄的决定性因素。同时,考虑到我国的高储蓄率现象,笔者通过引用中国人民银行研究局课题组(1999)的研究结论,来讨论影响储蓄结构的决定性因素。最终在抑制高储蓄及改变储蓄结构方面提出切实可行的政策建议。因此,无论从理论角度还是从现实意义来看,本文不但具有研究的可行性,而且还具有必要性。
(二)国内外文献综述 
自从凯恩斯在对传统储蓄理论进行深入研究和辨析的基础上,提出了自己独到的储蓄理论后,在今后的几十年间储蓄理论得到了很大的发展。从早期的凯恩斯主义到新古典综合派再到20世纪70年代中期形成于美国的供给学派,都对储蓄理论进行了自己独到的阐释,使得储蓄理论一直保持为经济学中的热门话题。同时在理论与现实需求的推动下,人们更加注重了理论发展对现实经济增长的实际意义。国内学者也在已有模型的基础上利用中国的数据做了相关研究。首先笔者对已有的相关理论回顾如下:
1、早期西方理论界的储蓄理论
凯恩斯主义认为,决定储蓄的是人们的本期收入,收入中扣除消费的部分都储蓄,由于人们天生具有爱好储蓄的心理偏好、节俭的社会习惯和留下遗产的愿望,当人们的本期收入增加时,消费也增加,但消费的增加必然小于收入的增加,致使边际消费倾向递减,边际储蓄倾向递增。因此,储蓄在很大程度上又受人们心理因素的影响。
新古典综合派在继承和批判凯恩斯储蓄理论的基础上,进一步发展了储蓄理论,其中影响较大的是储蓄生命周期理论。在莫迪利亚尼的储蓄生命周期理论中,认为储蓄既不是取决于本期收入,也不是取决于实际可支配收入,储蓄主要取决于人的终生收入,储蓄的变化与生命息息相关。
关于储蓄的影响因素,西方经济学术界普遍认为储蓄主要由收入决定。但供给学派认为这种流行的观点有失偏颇,储蓄不是取决于名义收入,而是取决于实际可支配收入,即指本期收入中减去纳税部分和受通货膨胀影响的损失部分以后的收入。同时在货币稳定的条件下,税率将对储蓄产生决定性的影响。因为储蓄一方面受制于可支配收入,另一方面受储蓄率的影响,而这两方面都与税率有关,因此税率对储蓄在这两方面都有重要影响。
2、国外学者相关研究
    外国学者中较有代表性的如Masson(1995)等人在研究国际私人储蓄的影响因素时认为,影响居民个人储蓄的因素有:政府储蓄、经济增长、个人收入水平、利率、年龄结构、贸易条件等等。Carroll、Overland和Weil(2000)等最早探讨了行为习惯偏好下的增长与储蓄,并从理论上支持了高增长导致高储蓄的观点。Modigliani、cao(2004)实证研究了经济增长与人口结构变化对居民储蓄率的影响,运用中国1953—2000年时间序列数据计量发现,储蓄率与长期经济增长率及负担系数存在明显的协整关系,他们将中国的高储蓄主要归结为高增长和人口结构的改变。
3、国内学者相关研究
   相对于国外学者的研究来说,国内学界的研究起步较晚。在徐燕(1992)的实证研究中,发现1978-1987年我国居民储蓄对实际利率变动敏感。谢平(1993)认为,1978年以来中国居民储蓄(银行存款形式)快速增长的原因是,个人收入增加和金融机构网点增多。
李焰(1999)的研究指出,由于流动性约束以及较低的收入水平,50%以上的居民储蓄是用于未来特定的支出(养儿、防老、购物和预防意外事件),居民储蓄的刚性特征致使利率对储蓄并不具有显著的正效应。中国人民银行课题组(1999)的研究显示,我国国民储蓄率受经济增长率的影响,具有顺周期波动特点。在其它条件不变的情况下,通货膨胀上升可降低国民储蓄率的稳定性。汪伟(2008)通过运用1995 - 2005 年省际动态面板数据研究了城镇与农村居民储蓄率的决定因素,得出长期收入增长率是居民储蓄率的基本决定因素,高增长是高储蓄的主要原因。

一)收入对居民储蓄影响的理论分析
    目前西方经济学界普遍认为收入是储蓄的决定性因素,这一理论正是沿袭了凯恩斯的学术观点。因此根据凯恩斯的观点,“当所得增加时,人们将增加其消费,但消费之增加,不若其所得增加之甚。”故随收入的增加,增加的收入中用于消费的比重越来越低,相应的,用于储蓄的部分越来越大。即概括为“边际消费倾向递减,边际储蓄倾向递增”的心理法则。因此综上所述,居民收入中有多少配置于储蓄要视边际储蓄倾向而定,但无论边际储蓄倾向大小如何,收入对储蓄的决定性作用这一点毋庸置疑。                                                                                                                                                                                               
(二)利率对居民储蓄影响的理论分析
1、利率对储蓄总量的影响
传统的看法认为,提高利率可以刺激储蓄。但现代西方经济学家认为,提高利率是否会增加储蓄,抑制当前消费,要根据利率变动对储蓄的替代效应和收入效应而定。
 
             图1
K=- / =-1/(1/1+r)= -(1+r);Max∪( 、 );
St: + /(1+r)= + /(1+r)
具体而言通过微观经济学中跨期模型可知,当利率提高时,就低收入者主要发生替代效应,会增加储蓄;就高收入者,主要会发生收入效应,可能会减少储蓄。就全体社会而言,储蓄弹性究竟是大还是小,最终取决于两个相反作用相互抵消的结果。
2、利率对储蓄结构的影响
在托宾的货币增长理论中,储蓄可以采用两种形式:一是现金储蓄,二是实物储蓄。人们拥有的储蓄就可以用公式表示为: = + ,式中 是实物财产的储蓄, 是以实际现金余额表示的现金储蓄。 是货币增长理论的关键变量,在过去的实物增长理论中,由于没有 ,因此,在消费倾向既定时,实物储蓄 随收入的增加而增加,其对国民经济的作用也比较明显;但在货币增长理论中,由于现金储蓄 的存在,实物储蓄 不一定随收入的增加而增加。收入增加后,可转化为实物投资的 数量是否增加,在很大程度上还要取决于人们对储蓄形式的选择。一般来说,在利率的作用下 和 之间具有替代性,因此,中央银行可以通过调节利率来调节 与 在总储蓄中的比重中。
三、实证检验及其结果分析
我国在1996年放开了银行间同业拆借市场利率,实现由拆借双方根据市场资金供求自主确定拆借利率。这标志着我国向市场经济迈出了坚实的一步,自此以后我国市场经济改革不断深化,因此笔者选取1996年~2009年的数据进行实证分析。
(一)数据选取
   在对储蓄总量的影响因素分析中本文选取一年期定期存款利率这一利率标准作为名义利率,同时为剔除通货膨胀带来的影响,以实际利率 作为利率变量来探讨实际利率对我国居民储蓄存款的影响。同时笔者选择城乡储蓄存款新增额的对数㏑ 代表居民当年储蓄,从而排除以前年份的存款余额对实证检验的影响。同理选取㏑ 居民储蓄存款新增额的对数代表国民收入。因此㏑ 为因变量,㏑ 和 为自变量.
(二)数据平稳性的单位根(ADF)检验
对1996~2009年的时间序列数据㏑ 、㏑ 、 进行ADF单位根检验。用Eviews软件检验可知,㏑ 和㏑ 的二阶差分序列为平稳序列即,即㏑ ~I(2)、㏑ ~I(2)。而R拒绝了不同检验水平下的有单位根的原假设,则R为平稳时间序列。具体检验结果如下:
1、㏑ 的平稳性检验
   
   
   t-Statistic   Prob.*
   
   
Augmented Dickey-Fuller test statistic -1.171356  0.6491
Test critical values: 1% level  -4.121990
 5% level  -3.144920
 10% level  -2.713751
   
   
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. 
   
   
LNST(-1) -0.332861 0.284167 -1.171356 0.2686
C 2.914044 2.443273 1.192681 0.2605
   
   
R-squared 0.120653     Mean dependent var 0.057390
Adjusted R-squared 0.032718     S.D. dependent var 0.522934
S.E. of regression 0.514308     Akaike info criterion 1.659024
Sum squared resid 2.645130     Schwarz criterion 1.739842
Log likelihood -7.954144     F-statistic 1.372075
Durbin-Watson stat 1.504278     Prob(F-statistic) 0.268609
   
   
相应的检验式为:△㏑ =2.914044-0.332861㏑
(-1.171356)        
由图中所示的检验结果ADF= -1.171356明显得知,该值比三个给定的临界值都大,可见城乡居民储蓄存款新增额的对数序列㏑ 是一个非平稳序列。从而,进一步对㏑ 的差分序列进行单位跟检验:
2、㏑ 的一阶差分序列单位根检验
Null Hypothesis: D(LNST) has a unit root
Exogenous: Constant 
Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=2)
   
   
   t-Statistic   Prob.*
   
   
Augmented Dickey-Fuller test statistic -2.698594  0.1048
Test critical values: 1% level  -4.200056
 5% level  -3.175352
 10% level  -2.728985
   
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. 
   
   
D(LNST(-1)) -0.913375 0.338463 -2.698594 0.0244
C 0.060193 0.173833 0.346272 0.7371
   
   
R-squared 0.447256     Mean dependent var 0.034738
Adjusted R-squared 0.385840     S.D. dependent var 0.734594
S.E. of regression 0.575689     Akaike info criterion 1.896467
Sum squared resid 2.982760     Schwarz criterion 1.968812
Log likelihood -8.430570     F-statistic 7.282409
Durbin-Watson stat 1.894513     Prob(F-statistic) 0.024450
由图可知,ADF=-2.698594大于所有检验水平时的临界值,从而对㏑ 进行二阶差分单位根检验。
3、㏑ 的二阶差分序列单位根检验
Null Hypothesis: D(LNST,2) has a unit root
Exogenous: Constant 
Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=2)
   
   
   t-Statistic   Prob.*
   
   
Augmented Dickey-Fuller test statistic -3.880415  0.0184
Test critical values: 1% level  -4.297073
 5% level  -3.212696
 10% level  -2.747676
   
   
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. 
   
   
D(LNST(-1),2) -1.308485 0.337202 -3.880415 0.0047
C 0.066274 0.244579 0.270973 0.7933
   
   
R-squared 0.653043     Mean dependent var 0.066733
Adjusted R-squared 0.609674     S.D. dependent var 1.237953
S.E. of regression 0.773425     Akaike info criterion 2.500881
Sum squared resid 4.785492     Schwarz criterion 2.561398
Log likelihood -10.50440     F-statistic 15.05762
Durbin-Watson stat 2.218331     Prob(F-statistic) 0.004672
   
   
由检验结果可知,ADF=-3.880415小检验水平为5% 、10% 时的临界值,而大于检验水平为1%时的临界值。因此将㏑ 的二阶差分视作平稳序列,即㏑ ~I(2)。
4、㏑ 的平稳性检验
Null Hypothesis: LNYT has a unit root
Exogenous: Constant 
Lag Length: 2 (Automatic based on SIC, MAXLAG=2)
   
   
   t-Statistic   Prob.*
   
   
Augmented Dickey-Fuller test statistic  4.404085  1.0000
Test critical values: 1% level  -4.297073
 5% level  -3.212696
 10% level  -2.747676
   
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. 
   
   
LNYT(-1) 0.251730 0.057158 4.404085 0.0045
D(LNYT(-1)) 0.237926 0.216241 1.100281 0.3134
D(LNYT(-2)) -0.714395 0.214077 -3.337087 0.0157
C -2.786881 0.639052 -4.360960 0.0048
   
   
R-squared 0.893682     Mean dependent var 0.085793
Adjusted R-squared 0.840523     S.D. dependent var 0.055474
S.E. of regression 0.022153     Akaike info criterion -4.492497
Sum squared resid 0.002945     Schwarz criterion -4.371463
Log likelihood 26.46248     F-statistic 16.81151
Durbin-Watson stat 1.272686     Prob(F-statistic) 0.002522
   
   
相应的检验式为:△㏑ =-2.786881-0.25173㏑
                                  (4.404085)
如图中检验结果所示, ADF=4.404085大于不同检验水平的临界值。因此,进一步对㏑ 的一阶差分序列的平稳性进行检验。
5、㏑ 的一阶差分单位根检验
   t-Statistic   Prob.*
   
   
Augmented Dickey-Fuller test statistic -0.761506  0.7801
Test critical values: 1% level  -4.420595
 5% level  -3.259808
 10% level  -2.771129
   
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. 
   
   
D(LNYT(-1)) -0.144052 0.189168 -0.761506 0.4807
D(LNYT(-1),2) 0.486667 0.221255 2.199578 0.0791
D(LNYT(-2),2) -0.522165 0.162710 -3.209176 0.0238
C 0.024619 0.014554 1.691643 0.1515
   
   
R-squared 0.831380     Mean dependent var 0.009020
Adjusted R-squared 0.730208     S.D. dependent var 0.038051
S.E. of regression 0.019764     Akaike info criterion -4.708796
Sum squared resid 0.001953     Schwarz criterion -4.621141
Log likelihood 25.18958     F-statistic 8.217492
Durbin-Watson stat 1.810924     Prob(F-statistic) 0.022302
   
验结果可得,ADF=-0.761506大于所有检验水平是的临界值,因此进一步对㏑ 进行二阶差分检验。
6、㏑ 的二阶差分单位根检
   
   
   t-Statistic   Prob.*
   
   
Augmented Dickey-Fuller test statistic -5.902202  0.0016
Test critical values: 1% level  -4.420595
 5% level  -3.259808
 10% level  -2.771129
   
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. 
   
   
D(LNYT(-1),2) -1.213657 0.205628 -5.902202 0.0011
D(LNYT(-1),3) 0.592991 0.128748 4.605821 0.0037
C 0.014875 0.006685 2.225159 0.0677
   
    由表中检验结果清晰可见,ADF=-5.902202小于所有检验水平下的临界值,因此㏑ 为平稳时间序列,即㏑ ~I(2)。
7、Rt的单位根检验
   
   
   t-Statistic   Prob.*
   
   
Augmented Dickey-Fuller test statistic -4.376890  0.0066
Test critical values: 1% level  -4.121990
 5% level  -3.144920
 10% level  -2.713751
   
通过对Rt进行单位根检验得到ADF=-4.376890小于不同检验水平的临界值,因此定期存款实际利率 是平稳时间序列。
综上所述St、Yt均为二阶单整, 为平稳时间序列,因此它们有可能存在协整关系。
(三)协整检验
1、储蓄总量的协整回归
首先建立如下回归方程:㏑ =β0+β1㏑ +β2 + ,对原方程进行估计。
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. 
   
   
C -13.64747 5.247826 -2.600596 0.0265
LNYT 1.890938 0.447842 4.222331 0.0018
R 0.240492 0.064340 3.737857 0.0039
   
   
R-squared 0.664045     Mean dependent var 8.657025
Adjusted R-squared 0.596854     S.D. dependent var 0.588139
S.E. of regression 0.373432     Akaike info criterion 1.067010
Sum squared resid 1.394511     Schwarz criterion 1.197383
Log likelihood -3.935566     F-statistic 9.882953
Durbin-Watson stat 1.897701     Prob(F-statistic) 0.004280
   
因此得到估计方程: ㏑ =-13.64747+1.890938 ㏑ +0.240492 +   
                                   (4.22233)     (3.737857)
 =0.664045     D.W.= 1.897701
方程中的系数1.890938、0.240492分别是收入与利率的弹性,表明实际收入每增加1%会使得居民储蓄存款增加1.890938%,实际利率每增加1%会使得居民储蓄存款增加0.240492%。
2、残差的平稳性检验

   
   
   t-Statistic   Prob.*
   
   
Augmented Dickey-Fuller test statistic -3.202416  0.0479
Test critical values: 1% level  -4.200056
 5% level  -3.175352
 10% level  -2.728985
   
   
   
   
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. 
   
   
ET(-1) -1.393206 0.435048 -3.202416 0.0126
D(ET(-1)) 0.434395 0.304253 1.427743 0.1912
C 0.023839 0.108106 0.220512 0.8310
   
检验结果显示, 序列在5%、10%的显著性水平下拒绝原假设,即 是平稳序列,变量之间是协整的。这意味着,㏑ 和 与㏑ 之间存在着长期均衡关系,因此在长期中可以通过改变收入和利率来影响居民储蓄,从而影响经济增长。
3、残差序列相关性检验
一般方程的回归结果都会给出D.W.统计量。但是D.W统计量的一大缺陷是存在无结论区,因此其检验结果比较粗糙,所以本文中笔者选用Q统计量进行序列相关的检验。
     
     
Autocorrelation Partial Correlation  AC   PAC  Q-Stat  Prob
     
     
    .   |   .   |     .   |   .   | 1 0.015 0.015 0.0037 0.952
    . ***|   .   |     . ***|   .   | 2 -0.406 -0.406 2.9267 0.231
    .  *|   .   |     .  *|   .   | 3 -0.082 -0.081 3.0584 0.383
理论上虚线之间的区域是自相关中正负两倍于估计标准差所夹成的。如果自相关在这个区域内,则显著性水平为5%的情形下与零没有显著区别。本文中1~3阶自相关均系数没有超出虚线,说明不存在自相关。因此不用进一步建立ECM模型。
   
四、模型含义分析
本文通过实证检验得出收入与利率对储蓄作用效果模型:
 ㏑ =-13.64747+1.890938 ㏑ +0.240492 +   
               (4.22233)     (3.737857)
 =0.664045     D.W.= 1.897701
模型的拟合优度达到0.664045,表示㏑ 与 这俩个变量可以解释总变差的66.4045%,说明模型拟合效果良好。同时66.4045%的拟合优度说明政府可以通过作用于收入和利率这两条路径达到影响储蓄总量的目的。通过模型的系数可以进一步得知,收入对储蓄总量具有决定性的作用,而利率对储蓄总量的影响却不十分显著。文章的这一结论也恰巧印证了中国人民银行研究局课题组(1999)在《中国国民储蓄和居民储蓄的影响因素》中的结论,即居民储蓄主要受收入的影响,利率虽然对居民储蓄具有正向影响,但效果并不显著。
然而,上述的实证检验只论证了收入与利率是影响储蓄总量的关键性因素,并没有体现出收入或利率变动对储蓄结构的改变影响程度。基于此,笔者进一步引用中国人民银行研究局课题组(1999)的研究结论来讨论储蓄结构变动的决定性因素。

性因素
基于中国人民银行研究局课题组(1999)的研究结论可知:货币形式储蓄对利率和通货膨胀率等机会成本变化比较敏感,当机会成本变化时,居民会在实物形式储蓄和货币形式储蓄之间进行重新选择。当名义利率水平高,或通货膨胀率低时,居民储蓄中现金形式储蓄部分(尤其是银行存款形式储蓄部分)增加,实物形式储蓄部分减少。反之当名义利率水平低,或通货膨胀率高时,居民储蓄中现金形式储蓄部分减少,实物形式储蓄增加。
因此基于上述实证检验结果与研究结论,本文归结出如下结论及政策建议:
六、结论及政策建议  
 (一)结论
通过线性回归模型分析及中国人民银行研究局课题组(1999)的研究结论可知,收入对储蓄的影响具有十分显著的正效应,而且是相对稳定的,收入对储蓄的影响起到决定性作用。与收入相比利率对储蓄额的影响则较为微弱,但利率对储蓄结构的变动具有决定性作用。同时模型的实证检验结果也恰恰印证了西方理论界的一般观点。因此在政策建议中,对储蓄额的影响上本文着重考虑收入这一决定性因素,而对于利率本文则着重讨论其对储蓄结构变动的影响。
(二)相关政策建议
基于托宾的货币增长理论,在货币经济中总储蓄的增长并不意味着对经济增长的作用大,储蓄对经济增长的作用在很大程度上取决于现金储蓄与实物储蓄的比重。由于现金储蓄不能转化为实际投资,因此,真正对经济增长有促进作用的只是实物储蓄,总储蓄中只有减去现金储蓄的部分才能转化为投资。正因如此,在货币经济中能转变为实际投资的人均储蓄要比纯粹的实物经济低,相应的,人均投资也低于纯粹的实物经济中的人均投资。因此基于货币增长理论以及实证检验结果笔者给出如下政策建议:
1、货币政策
首先,政府当局要保证国民收入的稳步增长,因为收入是财富积累的源泉,是资本形成的前提条件,是影响储蓄的决定性因素,同时在理论上储蓄率的提升更加会作用于实体经济的增长。但要促进经济增长,从我国的实际情况可以看出,仅仅依靠储蓄的积累并不够,其关键环节在于提高实物储蓄在总储蓄中的比重。由于现金储蓄 只是财产的一种,利率对其有重要的调节作用,一般来说,在利率的作用下, 和 之间具有替代效应。因此,中央银行可以通过价格型工具调节利率来提高 在总储蓄中的比重,以此促进经济增长。例如,在当下由于受金融危机拖累,我国实际经济增长率 小于自然增长率 ,此时中央银行就可以通过利率杠杆维持当前实施的扩张性货币政策,利用通货膨胀来降低现金货币的贮藏价值,迫使居民提高实物储蓄 在总储蓄中的比重,增加实际投资,从而实现 = ,拉动经济增长。其次,在具体的货币政策实施过程中,由于价格性调控工具的影响往往是长远的、难以逆转的;而数量型工具的影响一般是一次性、有针对面的,后果也是可以控制的。因此中央银行应十分注重数量型工具和价格型工具的搭配使用。具体而言,对于数量型工具的运用可以从资金的源头上控制供给,减少可贷资金的数量,而利率工具(属于价格型工具中的一种)的使用是控制投资的成本,直接作用于微观经济主体,可以防止投资过热。
2、财政政策
在货币政策实施的过程中政府同时要积极地配给财政政策支持。基于宏观经济学的观点,由于税率、税收、经济增长之间存在相互依存、相互制约的关系,从理论上说应当存在一种兼顾税收收入与经济增长的最优税率。因此笔者建议,在货币政策的实施过程中政府应保持适度的宏观税负水平。即通过财政收入政策制定较低税率,从而防止进入“税率禁区”。同时政府也可以通过减免对实物性储蓄品的消费税来增加居民对实物储蓄品的选择,从而通过增加总储蓄中实物储蓄的比重,最终作用于经济增长。


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