中國實(shí)際利率對家庭儲蓄行為影響的實(shí)證分析

譚小芬，張 明，孫晶晶

(1.中央財(cái)經(jīng)大學(xué)金融學(xué)院，北京100081;2.中國社會科學(xué)院世界經(jīng)濟(jì)與政治研究所，北京100732;3.北京大學(xué)匯豐商學(xué)院，廣東深圳518055)

一、引 言

近二十年來中國經(jīng)濟(jì)保持持續(xù)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(tài)和社會安全網(wǎng)的缺失，居民消費(fèi)在中國GDP中的比重呈緩慢下降趨勢，導(dǎo)致居民儲蓄率一直居高不下。1991年，中國城鎮(zhèn)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(diǎn)?，F(xiàn)有文獻(xiàn)從不同層面探討了可能導(dǎo)致中國居民高儲蓄的原因，包括:文化傳統(tǒng)和節(jié)約習(xí)慣［1－2］、經(jīng)濟(jì)的高速增長［3－5］、經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型期間失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)和收入不確定性上升導(dǎo)致預(yù)防性儲蓄動機(jī)增強(qiáng)［6－9］、家庭規(guī)模變化［10］、性別比例失調(diào)產(chǎn)生的競爭性儲蓄動機(jī)［11］、人口老齡化［12］、缺乏失業(yè)和養(yǎng)老保障［13－14］、昂貴的教育費(fèi)用和醫(yī)療開支［15－17］、不斷攀升的房地產(chǎn)價(jià)格［18－19］、收入不平等［20］、金融體系和服務(wù)業(yè)發(fā)展滯后［3，21］。

圖1 城鎮(zhèn)居民儲蓄率和實(shí)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(jià)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(jì)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(guān)，而家庭可支配收入占比下滑反映了實(shí)際工資、投資收入和轉(zhuǎn)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(cái)產(chǎn)性收入占比很?。?，22］。由于名義利率趕不上通貨膨脹率，實(shí)際利率呈下降趨勢，導(dǎo)致家庭儲蓄的回報(bào)下降，與此同時(shí)居民儲蓄率卻持續(xù)上升(圖1)。尼古拉斯·拉迪認(rèn)為，1997－2011年中國一年期銀行存款利率過低，導(dǎo)致需求結(jié)構(gòu)和增長模式日益依賴投資和出口，成為消費(fèi)需求低迷和儲蓄率上升的重要原因［23］。那么，實(shí)際利率過低是否真的導(dǎo)致了中國居民儲蓄率的提高呢?對這一觀點(diǎn)進(jìn)行細(xì)致的理論分析和經(jīng)驗(yàn)檢驗(yàn)的文獻(xiàn)較為缺乏，即使少量文獻(xiàn)涉及到實(shí)際利率與中國居民儲蓄的關(guān)系，也只是在分析其他變量對居民儲蓄的影響時(shí)將利率作為一個控制變量。本文嘗試對實(shí)際利率影響儲蓄率的機(jī)制進(jìn)行深入的討論和定量分析，希望能夠更加全面地認(rèn)識中國家庭儲蓄行為的影響因素。

本文具有以下特點(diǎn):(1)近年來，中國家庭儲蓄決策環(huán)境發(fā)生了巨大變化，包括:社會安全網(wǎng)的不健全，勞動力市場的變化，購買耐用品和住房的強(qiáng)烈愿望，家庭儲蓄投資回報(bào)的變化。在這種急劇變化的環(huán)境下，消費(fèi)信貸、保險(xiǎn)和養(yǎng)老金等金融服務(wù)非常缺乏，家庭不得不進(jìn)行自我保險(xiǎn)，以確立目標(biāo)財(cái)富水平，建立緩沖機(jī)制來應(yīng)對收入沖擊、健康風(fēng)險(xiǎn)和支出的不確定性。本文采用的目標(biāo)儲蓄假說，比傳統(tǒng)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(xiàn)，存款利率由中央銀行設(shè)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(shí)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(qū)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(xiàn)有文獻(xiàn)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(chǎn)品。本文在控制各種變量后，重點(diǎn)檢驗(yàn)銀行存款的實(shí)際利率和儲蓄率之間的負(fù)相關(guān)關(guān)系是否穩(wěn)健。

論文結(jié)構(gòu)安排如下:第二部分為文獻(xiàn)評述，并討論了實(shí)際利率影響儲蓄率的渠道和機(jī)制;第三部分將影響居民儲蓄率的因素分為三類，即宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境變量、預(yù)防性儲蓄變量和人口結(jié)構(gòu)變量，然后運(yùn)用固定效應(yīng)變截距模型和省際面板數(shù)據(jù)，就實(shí)際利率影響儲蓄行為進(jìn)行檢驗(yàn)，并對結(jié)果做出解釋;第四部分給出政策建議和未來進(jìn)一步研究的方向。

二、文獻(xiàn)評述

國際學(xué)術(shù)界針對實(shí)際利率和儲蓄率的關(guān)系進(jìn)行了大量研究。在理論層面，凱恩斯［24］認(rèn)為降低利率能夠刺激投資和收入增長，由于邊際消費(fèi)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(bào)率，實(shí)際利率上升有利于增加儲蓄率，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。Elmendorf［27］全面梳理了有關(guān)利率和儲蓄的理論模型，認(rèn)為在不同模型框架下，儲蓄對利率的反應(yīng)程度和作用方向是不同的。生命周期理論認(rèn)為儲蓄與利率呈正向變動關(guān)系。然而，現(xiàn)實(shí)中人們可能并沒有像生命周期理論所假設(shè)的那樣，根據(jù)最優(yōu)化框架去選擇消費(fèi)和儲蓄，而是簡單進(jìn)行儲蓄以便在未來能夠達(dá)到某一消費(fèi)水平，這就是所謂的“目標(biāo)儲蓄者(Target Saver)”。由于人們已經(jīng)事先確定目標(biāo)儲蓄水平，當(dāng)利率提高時(shí)，儲蓄的回報(bào)增加，人們會相應(yīng)的增加消費(fèi)、減少儲蓄。因此，在目標(biāo)儲蓄模型中，儲蓄的利率彈性通常為負(fù)。

理論層面沒有就儲蓄和利率的相關(guān)關(guān)系得出確定性的結(jié)論，在實(shí)證分析層面，各種經(jīng)驗(yàn)檢驗(yàn)結(jié)果的差異很大。這些研究結(jié)論大致可以分為三類:第一類，儲蓄和利率呈正相關(guān)關(guān)系。Boskin［28］和 Gylfason［29］基于美國的數(shù)據(jù)，估計(jì)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(fā)現(xiàn)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(yè)化國家的跨國面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)實(shí)際利率上升會推動儲蓄率增加;Gupta［32］發(fā)現(xiàn)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(tǒng)計(jì)上不顯著;Ogaki，Ostry 和 Reinhart［33］研究了發(fā)展中國家私人儲蓄率對于利率變化的反應(yīng)，發(fā)現(xiàn)儲蓄的利率彈性對于收入水平非常敏感，但是對于實(shí)際利率的初始水平并不敏感。對于較為貧窮的發(fā)展中國家，利率上升1個百分點(diǎn)，會引起儲蓄率上升0.2個百分點(diǎn);對于更為富裕的發(fā)展中國家，利率上升1個百分點(diǎn)，引起儲蓄率上升2/3個百分點(diǎn)。然而，Muradoglu 和 Taskin［34］提出，金融自由化后儲蓄率對于實(shí)際利率的敏感度并沒有上升，而且，如果金融市場運(yùn)行和金融投資工具存有缺陷，實(shí)際利率和儲蓄率未必正相關(guān)。第二類，實(shí)際利率對儲蓄率沒有顯著影響［35－36］。Giovannini［37］基于新古典消費(fèi)理論，分析了七個發(fā)展中國家的儲蓄與利率是否呈正向變動關(guān)系，發(fā)現(xiàn)消費(fèi)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(yīng)。Bandiera，Caprio，Honohan 和 Schiantarelli［38］運(yùn)用發(fā)展中國家的跨國面板數(shù)據(jù)，估計(jì)了實(shí)際利率、金融自由化指數(shù)、收入、通貨膨脹和公共部門儲蓄對于私人儲蓄率的影響，發(fā)現(xiàn)利率對于儲蓄率不存在顯著的正向影響。Arrau［39］估計(jì)出消費(fèi)的跨期替代彈性大約等于1.0，在給定財(cái)富存量的情況下，替代效應(yīng)被收入效應(yīng)所抵消，消費(fèi)和儲蓄對于利率的變化不敏感，實(shí)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(fù)相關(guān)關(guān)系。Weber［40］發(fā)現(xiàn)名義利率和儲蓄率負(fù)相關(guān)，Springer［41］，Ouliaris［42］，Loayza，Schimdt－ Hebbel和 Serven［43］則發(fā)現(xiàn)實(shí)際利率和儲蓄率負(fù)相關(guān)。Evans［44］在 Summers［30］模型的基礎(chǔ)上考慮代際轉(zhuǎn)移，發(fā)現(xiàn)儲蓄對于利率的反應(yīng)可能為負(fù)。Abrar［45］將最低消費(fèi)水平引入模型后發(fā)現(xiàn)，儲蓄的利率彈性顯著下降，甚至為負(fù)。

少量文獻(xiàn)考察了利率對中國居民儲蓄的影響，但是這些文獻(xiàn)主要是在考察其他變量對儲蓄率的影響時(shí)納入了名義利率或?qū)嶋H利率。Horioka和Wan［46］發(fā)現(xiàn)實(shí)際利率對城鎮(zhèn)家庭的儲蓄率影響為負(fù)，不過參數(shù)不顯著，但是對農(nóng)村家庭的儲蓄率、對農(nóng)村和城鎮(zhèn)家庭的總儲蓄率以及聯(lián)合回歸中參數(shù)為正，而且在統(tǒng)計(jì)上是顯著的。Guo和Diaye［3］發(fā)現(xiàn)，更大程度的金融發(fā)展與實(shí)際利率的提高將會對私人消費(fèi)占比產(chǎn)生積極的影響，這也意味著實(shí)際利率與儲蓄呈反向變動的關(guān)系;Nabar［47］也得出實(shí)際利率和儲蓄率之間存在著負(fù)相關(guān)關(guān)系。Chamon和Prasad［15］在考察了其他變量對儲蓄率影響的基礎(chǔ)上，納入實(shí)際利率，發(fā)現(xiàn)實(shí)際利率下降1個百分點(diǎn)，儲蓄率上升0.15 －0.35 個百分點(diǎn)。然而，李焰［48］認(rèn)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(fù)效應(yīng)，實(shí)際利率對儲蓄率有不顯著的正效應(yīng)。

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

然而，上述傳導(dǎo)機(jī)制在中國未必成立。其一，如果實(shí)際利率下降，家庭就會減少儲蓄、增加消費(fèi)。那么，當(dāng)實(shí)際利率持續(xù)下降到零或者為負(fù)時(shí)，家庭消費(fèi)率有望達(dá)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(chǎn)的比例仍然偏低。在一個存款利率由中央銀行設(shè)定的金融體系中，實(shí)際存款利率與家庭的利息收入和財(cái)富水平成正比。如果人們關(guān)注的是財(cái)富水平，而不是推遲消費(fèi)的回報(bào)，當(dāng)消費(fèi)者預(yù)期未來不確定性上升或者試圖維持未來特定消費(fèi)水平時(shí)，消費(fèi)者的“審慎”動機(jī)就超過“缺乏耐心”的動機(jī)，存款利率下降將會導(dǎo)致財(cái)富水平減少。為了將財(cái)富與收入的比率提高到目標(biāo)水平，家庭將會被迫減少消費(fèi)、增加儲蓄。其三，當(dāng)實(shí)際利率下降時(shí)，根據(jù)消費(fèi)的跨期替代模型，如果收入效應(yīng)超過替代效應(yīng)，家庭將會減少消費(fèi)，增加儲蓄。其四，當(dāng)名義利率不變時(shí)，中國通貨膨脹上升導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)的不穩(wěn)定性和收入的不確定性加劇。如果家庭是風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避型的，這會增加預(yù)防性資產(chǎn)需求，從而導(dǎo)致儲蓄率上升。同時(shí)，通貨膨脹帶來的貨幣幻覺不僅包括對收入產(chǎn)生的貨幣幻覺，也包括對相對價(jià)格產(chǎn)生的貨幣幻覺。近十年來中國通貨膨脹較高且持續(xù)時(shí)間較長，人們把名義收入上升當(dāng)成實(shí)際收入上升的貨幣幻覺出現(xiàn)的概率較低，而很容易將通貨膨脹帶來的某種商品價(jià)格上漲解讀為這種商品的相對價(jià)格上漲，從而減少消費(fèi)。其五，利率越低，資本密集型產(chǎn)業(yè)相對勞動密集型產(chǎn)業(yè)上升，導(dǎo)致資本要素在國民收入初次分配中的比重上升，勞動報(bào)酬占比則會下降，從而家庭消費(fèi)占國民收入的份額縮小，抑制了家庭消費(fèi)的增長。

圖2 中國省際城鎮(zhèn)居民儲蓄率和實(shí)際利率散點(diǎn)圖

圖2根據(jù)中國31個省市、自治區(qū)的面板數(shù)據(jù)，得出城鎮(zhèn)居民儲蓄率與實(shí)際利率之間的散點(diǎn)圖?？梢钥闯觯用駜π盥屎蛯?shí)際利率呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系。這種負(fù)向相關(guān)關(guān)系可以用簡單目標(biāo)儲蓄理論的兩階段模型加以說明。假設(shè)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(bào)率)，C1、C2分別代表兩個階段的消費(fèi)支出，假設(shè)人們已經(jīng)有期望的第二期消費(fèi)值C2。那么第一階段效用最大化的消費(fèi)C1就應(yīng)該滿足方程:C2=(W1－C1)(1+R)+W2，同時(shí)第一期的儲蓄目標(biāo)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(dǎo)可得到0?？梢钥闯觯瑑π詈屠手g呈負(fù)向相關(guān)關(guān)系。

三、經(jīng)驗(yàn)研究和結(jié)果分析

(一)變量說明和數(shù)據(jù)來源

因變量為城鎮(zhèn)居民儲蓄率，城鎮(zhèn)居民儲蓄采用城鎮(zhèn)居民可支配收入減去消費(fèi)性支出來衡量，然后除以居民可支配收入得出城鎮(zhèn)居民儲蓄率。值得注意，城鎮(zhèn)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(jīng)濟(jì)環(huán)境變量:包括名義利率、實(shí)際利率、通貨膨脹率和收入增長率;(2)預(yù)防性儲蓄變量:房價(jià)增長率、教育支出和醫(yī)療保健支出;(3)人口結(jié)構(gòu)變量:少兒撫養(yǎng)比、老人贍養(yǎng)比、性別比例、未婚人口比例、未婚男性比例、家庭規(guī)模。

(二)面板回歸模型的設(shè)定和選擇

根據(jù)解釋變量和因變量，設(shè)定經(jīng)驗(yàn)檢驗(yàn)的方程如下:

其中，sj，t代表被解釋變量儲蓄率，μj為常數(shù)項(xiàng)，Rj，t實(shí)際利率，Xj，t表示其他解釋變量集，β1、β2為解釋變量的系數(shù)，隨機(jī)誤差項(xiàng)εj，t反映模型中忽略的隨截面成員和時(shí)期變化的因素的影響，j對應(yīng)面板數(shù)據(jù)中的31個省市、自治區(qū)，t對應(yīng)面板數(shù)據(jù)中的不同時(shí)點(diǎn)，方程表示儲蓄率s對變量集X和實(shí)際利率R回歸。在基準(zhǔn)回歸方案中，解釋變量包括實(shí)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(zhǔn)回歸結(jié)果中納入其他變量，來考察參數(shù)的變化和回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。儲蓄對實(shí)際利率的反應(yīng)程度用參數(shù)β2衡量，如果β2＜0，意味著實(shí)際利率的下降對儲蓄率的上升具有顯著的影響，目標(biāo)儲蓄假說成立;反之，如果β2＞0，意味著實(shí)際利率與儲蓄率呈正向變動關(guān)系，傳統(tǒng)的生命周期模型成立。

用面板數(shù)據(jù)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(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型。①混合模型，即無論對任何個體和截面，回歸系數(shù) 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(yīng)模型。固定效應(yīng)模型分為時(shí)間固定效應(yīng)、橫截面固定效應(yīng)和時(shí)間橫截面雙固定效應(yīng)，分別表示不同截面模型的截距項(xiàng)不同、不同時(shí)間模型的截距項(xiàng)不同以及不同個體、不同時(shí)間模型的截距項(xiàng)都不相同的情況。以橫截面固定效應(yīng)模型為例，截距項(xiàng)包括了那些隨個體變化，但不隨時(shí)間變化的難以觀測的變量的影響，它是隨機(jī)變量，其變化與 Xi，t、Ri，t有關(guān)系。μi對于 j個個體有j個不同的截距項(xiàng)，可以表示為一個常數(shù)和隨個體變化的部分相加而成。③隨機(jī)效應(yīng)模型。如果固定效應(yīng)模型中的截距項(xiàng)μi包括了截面隨機(jī)誤差項(xiàng)或時(shí)間隨機(jī)誤差項(xiàng)的平均效應(yīng)，并且這兩個隨機(jī)誤差項(xiàng)都服從正態(tài)分布，其變化 Xi，t、Ri，t與無關(guān)，固定效應(yīng)模型就變?yōu)殡S機(jī)效應(yīng)模型。

表1 主要變量說明和描述性統(tǒng)計(jì)

表2 Redundant檢驗(yàn)

為了判斷應(yīng)該采用混合回歸模型(OLS)還是變截距模型，我們使用Redundant檢驗(yàn)進(jìn)行判斷。該檢驗(yàn)的原假設(shè)為“對于不同橫截面模型截距項(xiàng)相同”，備擇假設(shè)為“對于不同橫截面模型截距項(xiàng)不同”。如果原假設(shè)成立，應(yīng)建立混合回歸模型;反之，應(yīng)建立變截距模型。檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示，兩個統(tǒng)計(jì)量的p值均為0.0000，即應(yīng)該拒絕原假設(shè)，建立變截距模型。對于變截距模型，究竟應(yīng)該固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型，我們采用Hausman檢驗(yàn)，判斷模型中個體影響與解釋變量是否相關(guān)。檢驗(yàn)的原假設(shè)為“隨機(jī)效應(yīng)模型中個體影響與解釋變量不相關(guān)”;備擇假設(shè)為“隨機(jī)影響模型中個體影響與解釋變量相關(guān)”。如果原假設(shè)成立，應(yīng)采用隨機(jī)效應(yīng)模型;反之，采用固定效應(yīng)模型。當(dāng)統(tǒng)計(jì)量H大于一定顯著水平的臨界值時(shí)，認(rèn)為模型存在固定效應(yīng)，從而選用固定效應(yīng)模型，否則選用隨機(jī)效應(yīng)模型;如果Hausman檢驗(yàn)值為負(fù)，說明的模型設(shè)定有問題，導(dǎo)致Hausman檢驗(yàn)的基本假設(shè)得不到滿足(比如遺漏變量，或者某些變量非平穩(wěn)等)。檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示，在1%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，表明本文應(yīng)該采用固定效應(yīng)變截距模型，對31個省市、自治區(qū)的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行估計(jì)。

表3 Hausman檢驗(yàn)

(三)回歸結(jié)果

1.控制收入變量的基準(zhǔn)回歸結(jié)果

在基準(zhǔn)回歸方程中，我們選取實(shí)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(jìn)行回歸，結(jié)果如表4中(I)列;然后，運(yùn)用變截距固定效應(yīng)模型進(jìn)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(shí)際利率、名義利率和通貨膨脹率，回歸結(jié)果如表4中(II)、(III)、(IV)、(V)列所示。

根據(jù)固定效應(yīng)變截距模型II列的基準(zhǔn)回歸結(jié)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(shí)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(shù)，表示各個省市的個體差異。

表4 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

從表4回歸結(jié)果可以看出:①根據(jù)可決系數(shù)R2，混合估計(jì)模型的OLS回歸結(jié)果的相關(guān)性和解釋度遠(yuǎn)不如固定效應(yīng)模型，這與我們進(jìn)行Redundant檢驗(yàn)的結(jié)果是相符的;②I和II列的結(jié)果均顯示，儲蓄率和實(shí)際利率之間顯著負(fù)相關(guān)，說明利率的收入效應(yīng)超過替代效應(yīng)，這與近十年來中國利率與儲蓄反向變動的特征事實(shí)一致;③III列結(jié)果顯示，儲蓄率和名義利率之間呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系，但是在統(tǒng)計(jì)上是不顯著的，表明名義利率和儲蓄率的負(fù)向相關(guān)關(guān)系不明顯;④IV列結(jié)果所示，儲蓄率和通貨膨脹率之間顯著正相關(guān)，表明通貨膨脹越高，居民出于預(yù)防性儲蓄的需求和對未來的通脹預(yù)期，會傾向于增加儲蓄。⑤－IV四列結(jié)果均顯示，可支配收入、收入增長率均與儲蓄率顯著正相關(guān)，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(yù)防性儲蓄的回歸結(jié)果

預(yù)防性儲蓄主要指為教育、醫(yī)療、養(yǎng)老及其他的不確定性等進(jìn)行的額外儲蓄。在計(jì)劃經(jīng)濟(jì)體制下，國家實(shí)行統(tǒng)一的工資標(biāo)準(zhǔn)，退休前后工資差異較小，工人的住房、醫(yī)療、養(yǎng)老等長期性支出都由企業(yè)和政府承擔(dān)，無需從工資中列支，居民的儲蓄動機(jī)不強(qiáng)。在經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌過程中，國有企業(yè)改革和各項(xiàng)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(dān)越來越高的住房、醫(yī)療和教育費(fèi)用，社保體系并未有效建立，居民預(yù)防性儲蓄動機(jī)顯著增強(qiáng)，家庭被迫為這些大型支出提前進(jìn)行儲蓄。

(1)控制實(shí)際房價(jià)的回歸結(jié)果

首先我們納入實(shí)際房價(jià)的增長率，觀察儲蓄率對實(shí)際利率參數(shù)的變化。對2000－2010的全體樣本所有數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，結(jié)果如表5的(I)列結(jié)果所示，可以看出，實(shí)際利率和儲蓄率之間的負(fù)向相關(guān)關(guān)系不顯著，房價(jià)增長率和儲蓄率之間的正向關(guān)系也不顯著。通過分析中國房價(jià)的變動趨勢，發(fā)現(xiàn)2004年后全國房價(jià)上漲速度明顯加快，同時(shí)住房財(cái)產(chǎn)私有化導(dǎo)致住房在家庭財(cái)富中的比例上升，用銀行存款利率衡量儲蓄的回報(bào)率可能有失偏頗。因此，本文將整個樣本區(qū)間分為2000－2003年和2004－2010年兩個子樣本區(qū)間。同時(shí)，從國家部委2005、2006年連續(xù)出臺多項(xiàng)限價(jià)政策也可判斷房價(jià)快速上漲始于2004年左右。根據(jù)時(shí)間分段后的實(shí)證結(jié)果如表5的II和III列結(jié)果所示。

根據(jù)表5的回歸結(jié)果，可以看出:①將整個樣本區(qū)間進(jìn)行時(shí)間分段后，模型的擬合效果更好。與(I)相比，III結(jié)果的相關(guān)性和顯著性都明顯增強(qiáng);②與II的結(jié)果相比，III中實(shí)際利率和儲蓄率的負(fù)相關(guān)關(guān)系在統(tǒng)計(jì)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(shí)際利率和儲蓄率的負(fù)相關(guān)關(guān)系更為顯著，說明納入房價(jià)后模型的解釋力更強(qiáng)，表明房價(jià)增長率確實(shí)是居民儲蓄率的一個影響因素。④表5的II結(jié)果顯示，在2000－2003年，房價(jià)增長率和儲蓄率的正相關(guān)系數(shù)只有0.0487，而且在統(tǒng)計(jì)上是不顯著的，整體可決系數(shù)R2也較低。但是，在III中，房價(jià)增長率和儲蓄率的正相關(guān)系數(shù)達(dá)到0.1853，而且在統(tǒng)計(jì)上是顯著的，方程整體的可決系數(shù)R2很高。這表明，在2004－2010年，房價(jià)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(shí)際房價(jià)的增長率和收入增長率，發(fā)現(xiàn)2000－2003年之間房價(jià)增長率低于收入增長率，2004年房價(jià)增長率開始超過收入增長率，之后除了2008年發(fā)生金融危機(jī)等特殊情況之外，房價(jià)增長率一直顯著高于收入增長率。⑤2004－2010年間，儲蓄率對房價(jià)增長率的反應(yīng)參數(shù)為0.1853，高于2000－2003年儲蓄率對實(shí)際利率的反應(yīng)參數(shù)－0.1384的絕對值。如果兩者同時(shí)變化1個百分點(diǎn)，綜合作用的效果是正數(shù)。由于房價(jià)增長率和實(shí)際利率都屬于家庭資產(chǎn)組合中的回報(bào)率，這意味著，當(dāng)其他替代性投資工具的回報(bào)率很高時(shí)(比如實(shí)際房價(jià)增長強(qiáng)勁)，實(shí)際存款利率下降后儲蓄率未必上升。但是這并不與目標(biāo)儲蓄假說矛盾，原因在于，目標(biāo)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(chǎn)和債券這類資產(chǎn)在家庭財(cái)富中比例較高，那么，利率下降會伴隨著這些資產(chǎn)價(jià)格的上升，增加財(cái)富水平進(jìn)而增加消費(fèi)，減少儲蓄。

表5 控制實(shí)際房價(jià)后的回歸結(jié)果

(2)控制醫(yī)療保健和教育支出的回歸結(jié)果

表6為加入醫(yī)療保健支出和教育支出后的回歸結(jié)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(yī)療保健支出和房價(jià)增長率這三個與預(yù)防性儲蓄相關(guān)的變量后，實(shí)際利率和儲蓄率之間的負(fù)相關(guān)關(guān)系仍然存在，并且在大部分情形下(除納入醫(yī)療保健支出)都比較顯著。②結(jié)果I表明，儲蓄率和教育支出的相關(guān)系數(shù)達(dá)到0.0835，而且在統(tǒng)計(jì)上非常顯著，可決系數(shù)達(dá)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(guān)關(guān)系，表明教育支出越高，會導(dǎo)致儲蓄率上升。③如II所示，在模型中加入醫(yī)療保健支出后，實(shí)際利率和儲蓄率之間依然存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，但是在統(tǒng)計(jì)上的顯著性明顯降低，而醫(yī)療保健支出和儲蓄率之間則存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。這表明，相對于實(shí)際利率，醫(yī)療保健支出費(fèi)用的變化對儲蓄率的影響更為顯著，特別是醫(yī)療體制改革后，家庭在醫(yī)療方面的支出上升以及醫(yī)療成本的上漲，造成了儲蓄率的上升。④結(jié)果III顯示，在模型中同時(shí)加入教育支出、醫(yī)療保健支出和房價(jià)增長率，實(shí)際利率的系數(shù)仍然為負(fù)，而且在統(tǒng)計(jì)上十分顯著。

關(guān)于三個預(yù)防性儲蓄變量，醫(yī)療保健支出和儲蓄率之間顯著正相關(guān)，然而，教育支出和儲蓄率的負(fù)相關(guān)關(guān)系不顯著，房價(jià)和儲蓄率之間的正相關(guān)關(guān)系也不顯著。結(jié)合表5和表6的結(jié)果，可以認(rèn)為，在教育、醫(yī)療和住房這三個預(yù)防性儲蓄變量中，2000－2010年醫(yī)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(jià)增長率。

表6 控制醫(yī)療保健、教育支出后的回歸結(jié)果

3.控制人口年齡結(jié)構(gòu)的回歸結(jié)果

人口結(jié)構(gòu)是影響儲蓄率的重要因素，但有關(guān)具體的影響程度和影響方向卻爭議很大。一般來說，人口結(jié)構(gòu)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(fèi)不生產(chǎn)，人口老齡化比例的增加往往會增加消費(fèi)，減少儲蓄。同時(shí)，人口老齡化對醫(yī)療衛(wèi)生、保健、養(yǎng)老的服務(wù)需求也會不斷增加，將導(dǎo)致消費(fèi)上升。過去30年，中國老齡人口贍養(yǎng)比例一直在降低，會推動儲蓄增加。其次，目前中國養(yǎng)老保障體系和金融市場欠發(fā)達(dá)，“養(yǎng)兒防老”的思想較為明顯，子女和養(yǎng)老保障在一定程度上存在相互替代作用。由于撫養(yǎng)子女的成本較高，當(dāng)期消費(fèi)較高，相應(yīng)的儲蓄金額減少，子女撫養(yǎng)率和儲蓄率呈負(fù)相關(guān)關(guān)系［55］。

下面我們使用兩個樣本，一個是31個省、自治區(qū)、直轄市的樣本，另一個去除五個自治區(qū)(包括內(nèi)蒙古自治區(qū)、寧夏回族自治區(qū)、新疆維吾爾族自治區(qū)、西藏自治區(qū)和廣西壯族自治區(qū))的26個省、直轄市樣本。結(jié)果如表7所示，I、II、III是31個截面成員的回歸結(jié)果，IV、V、VI是26個截面成員的回歸結(jié)果?？梢钥闯觯瑹o論是采用那一種樣本，實(shí)際利率和儲蓄率之間都存在負(fù)相關(guān)關(guān)系。

表7 控制年齡結(jié)構(gòu)后的回歸結(jié)果

(1)控制年齡結(jié)構(gòu)的回歸結(jié)果

表7顯示了加入年齡結(jié)構(gòu)變量后的回歸結(jié)果，可以看出:①如I所示，加入少兒撫養(yǎng)比后，實(shí)際利率和儲蓄率之間系數(shù)顯著為負(fù)，同時(shí)少兒撫養(yǎng)比和儲蓄率之間顯著正相關(guān)，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(shí)際利率和儲蓄率的負(fù)相關(guān)關(guān)系顯著性降低，老齡人口比例和儲蓄率之間顯著正相關(guān)。考慮到老年人儲蓄的主要目的是為了滿足醫(yī)療保障的需求，因此我們將醫(yī)療保障支出和老齡人口比例同時(shí)納入模型(如III所示)，結(jié)果顯示，老齡人口比例、醫(yī)療保障支出與儲蓄率之間均是顯著正相關(guān)關(guān)系。③比較表II和III的結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)，在加入醫(yī)療保障支出后，儲蓄率對老年撫養(yǎng)比的反應(yīng)參數(shù)略有下降，這表明，老年撫養(yǎng)比對儲蓄率的影響部分是通過醫(yī)療保障支出渠道產(chǎn)生的，這是由于我國養(yǎng)老保險(xiǎn)制度不夠完善，老年人不能得到完全的醫(yī)療保障，同時(shí)醫(yī)療費(fèi)用增長過快，加上老年人的當(dāng)期消費(fèi)相對較少(沒有還房貸的壓力和當(dāng)期教育支出)，因此，老人撫養(yǎng)比例越大，用于醫(yī)療保障和養(yǎng)老的預(yù)防性儲蓄就越高。④V列結(jié)果和I列結(jié)果相似，在加入少兒撫養(yǎng)比后，實(shí)際利率和儲蓄率顯著正相關(guān)，少兒撫養(yǎng)比與儲蓄率之間顯著正相關(guān)。⑤V列結(jié)果和II列結(jié)果相似，老齡人口比例和儲蓄率顯著正相關(guān)。⑥VI列結(jié)果顯示，由于學(xué)者們對少兒撫養(yǎng)比和儲蓄率的關(guān)系有所爭議，認(rèn)為少兒撫養(yǎng)比是通過教育支出對儲蓄率產(chǎn)生影響，因此我們將教育支出和少兒撫養(yǎng)比例同時(shí)納入模型，結(jié)果顯示，少兒撫養(yǎng)比和儲蓄率仍然顯著正相關(guān)，教育支出和儲蓄率正相關(guān)，但是在統(tǒng)計(jì)上是不顯著的。

表8 控制人口結(jié)構(gòu)的回歸結(jié)果

(2)控制人口結(jié)構(gòu)的回歸結(jié)果

表8顯示了加入人口結(jié)構(gòu)變量的回歸結(jié)果:①當(dāng)加入不同的人口年齡結(jié)構(gòu)變量后，實(shí)際利率和儲蓄率之間仍然呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，而且在統(tǒng)計(jì)上十分顯著;②如I所示，性別比例和儲蓄率顯著正相關(guān)，表示男性比例的增加對儲蓄率有推動作用，這主要是因?yàn)槟行猿袚?dān)更多的生活和其他方面的經(jīng)濟(jì)花費(fèi)。并且，通過省際面板數(shù)據(jù)可以看出，現(xiàn)在各省市的性別比例失衡，在一些大城市和經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)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(cái)富，增加儲蓄，這種現(xiàn)象在IV回歸中得到了進(jìn)一步證實(shí)。③如II所示，家庭規(guī)模和儲蓄率顯著正相關(guān)。這可以理解為家庭規(guī)模越大，由于很多家庭生活支出可以平攤，因此人均消費(fèi)支出減少，儲蓄率增加;同時(shí)，在城市中，家庭規(guī)模越大，表明家庭成員中包括老人和孩子，隨之而來的醫(yī)療保障和教育支出增加，因此也需增加儲蓄。數(shù)據(jù)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(dú)立居住等因素的影響，中國家庭戶規(guī)模繼續(xù)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(guān)，說明當(dāng)其他條件不變時(shí)，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(jīng)濟(jì)壓力，如購房需求，同時(shí)他們尚無子女教育成本和醫(yī)療費(fèi)用等當(dāng)期消費(fèi)支出，因此儲蓄率會提高。同時(shí)，當(dāng)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(jié)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(shí)納入方程后(V列結(jié)果)，可以發(fā)現(xiàn)，性別比的參數(shù)發(fā)生了變化，而且在統(tǒng)計(jì)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(chǎn)生影響，表明性別比例失衡導(dǎo)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(jìn)而導(dǎo)致了中國居民儲蓄率上升。

(四)經(jīng)驗(yàn)檢驗(yàn)結(jié)果的分析及其解釋

本文考察了2000－2010年中國城鎮(zhèn)家庭儲蓄率變化的影響因素，在控制各類宏觀經(jīng)濟(jì)變量、預(yù)防性儲蓄和人口年齡結(jié)構(gòu)等影響因素后，發(fā)現(xiàn)實(shí)際利率和儲蓄率的負(fù)相關(guān)關(guān)系非常顯著，說明實(shí)際利率過低確實(shí)導(dǎo)致了中國城鎮(zhèn)居民儲蓄率的上升。具體研究結(jié)果及其解釋如下:

1.實(shí)際利率和儲蓄率的負(fù)相關(guān)關(guān)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(fù)相關(guān)。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(fù)利率狀態(tài)，但是家庭儲蓄率卻在上升，一個可能的理論解釋是目標(biāo)儲蓄假說。其基本原理是，在社會保障和安全網(wǎng)絡(luò)缺失的情形下，為了滿足醫(yī)療、教育、住房和大型耐用品消費(fèi)等多重需求，中國城鎮(zhèn)居民心目中存在一個目標(biāo)儲蓄水平。由于銀行存款是中國家庭儲蓄的主要載體，當(dāng)實(shí)際利率下降時(shí)，居民儲蓄的收益率將會降低，實(shí)現(xiàn)目標(biāo)儲蓄水平所需要的時(shí)間就會更長，這時(shí)候人們就會通過減少當(dāng)前消費(fèi)、增加當(dāng)前儲蓄來彌補(bǔ)利息收入的降低，使之達(dá)到目標(biāo)儲蓄水平。

2.名義利率和儲蓄率之間有微弱的負(fù)相關(guān)關(guān)系，通貨膨脹和儲蓄率之間顯著正相關(guān)，由于我們使用的是省際面板數(shù)據(jù)，表明各個省份物價(jià)指數(shù)變化的差異會對儲蓄率產(chǎn)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(shí)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(guān)關(guān)系，也間接支持了實(shí)際利率與儲蓄率之間的負(fù)相關(guān)關(guān)系。

3.收入水平和收入增長率均和儲蓄率正相關(guān)，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(jìn)程的推進(jìn)和國內(nèi)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的調(diào)整，未來中國經(jīng)濟(jì)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(shí)期，房價(jià)增長率和儲蓄率顯著正相關(guān)，表明高房價(jià)確實(shí)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(shí)期，2004－2010年儲蓄對利率變化的反應(yīng)更顯著;同時(shí)，2004－2010年房價(jià)迅速上漲，儲蓄對房價(jià)變化的反應(yīng)程度高于對利率變化的反應(yīng)程度。這表明，當(dāng)房地產(chǎn)等其他替代性投資工具的回報(bào)率很高時(shí)，實(shí)際利率對居民財(cái)富配置的影響未必為負(fù)。原因在于，當(dāng)城鎮(zhèn)房地產(chǎn)投資回報(bào)率非常高時(shí)，人們會把銀行存款轉(zhuǎn)移到房地產(chǎn)市場，獲取更高的投資回報(bào)率。

5.教育支出和醫(yī)療保健支出這兩個預(yù)防性儲蓄變量越高，儲蓄率也越高，說明居民承擔(dān)的醫(yī)療費(fèi)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(wèi)生支出增長緩慢，同時(shí)醫(yī)療費(fèi)用和教育費(fèi)用的上漲幅度超過居民收入的增幅和承受能力，增強(qiáng)了人們的預(yù)防性儲蓄動機(jī)，推動了家庭儲蓄率的上升。

6.少兒撫養(yǎng)比和老人撫養(yǎng)比均對儲蓄率有顯著的正向影響。一般而言，各經(jīng)濟(jì)體的消費(fèi)占比會隨著贍養(yǎng)比的上升而增加:一是老年人只消費(fèi)不生產(chǎn)，從而會逐步支用他們的終生儲蓄;二是老人對醫(yī)療衛(wèi)生、保健、養(yǎng)老的服務(wù)需求也會不斷增加，將導(dǎo)致消費(fèi)上升。近年來，中國人口老齡化在加速，老人贍養(yǎng)比在上升，但這并沒有伴隨著消費(fèi)增加和儲蓄減少，這與現(xiàn)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(dāng)前醫(yī)療和養(yǎng)老體系不完善，促使家庭增加預(yù)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(dǎo)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(guī)模和儲蓄率之間均是顯著正相關(guān)，這表明，隨著近年來中國性別比例失衡日益嚴(yán)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(shí)際回報(bào)率呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，意味著銀行存款利率上升會對當(dāng)前儲蓄傾向產(chǎn)生顯著影響。盡管中國高儲蓄率的成因非常復(fù)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(zhuǎn)變中國高儲蓄、高投資增長模式的關(guān)鍵一環(huán)，同時(shí)，依賴市場的力量和人口結(jié)構(gòu)的變化，以及建立和完善住房、教育、醫(yī)療和社會保障等公共服務(wù)體系，才能有助于降低儲蓄率。

四、政策建議與進(jìn)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(shí)際利率對家庭儲蓄行為的影響，發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)居民家庭儲蓄與實(shí)際利率兩者之間存在負(fù)向關(guān)聯(lián)，實(shí)際利率過低在一定程度上導(dǎo)致了高儲蓄。這一結(jié)論背后的政策含義是，盡管中國高儲蓄率的成因復(fù)雜，但是低利率是造成中國高儲蓄、高投資的重要一環(huán)，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(yī)療和養(yǎng)老保險(xiǎn)、完善金融市場和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型等其他政策措施，才能改變當(dāng)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(dāng)前的高儲蓄率。一是加快“社會安全網(wǎng)”建設(shè)，完善醫(yī)療保險(xiǎn)和養(yǎng)老保險(xiǎn)制度，增加公共教育支出，加大公共衛(wèi)生和教育經(jīng)費(fèi)的投入，降低家庭為了滿足退休、耐用品消費(fèi)、應(yīng)對收入波動和健康沖擊的自我保險(xiǎn)等多重需求而增加的預(yù)防性儲蓄;二是進(jìn)一步完善金融市場，增加儲蓄渠道和增強(qiáng)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(yīng)結(jié)構(gòu)，完善土地供給量控制政策，有效抑制投機(jī)性購房行為，抑制房地產(chǎn)價(jià)格過快上漲;四是轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長模式，通過結(jié)構(gòu)性改革來調(diào)節(jié)資源配置方向，抑制重化工和資本密集型行業(yè)粗放式增長，提高勞動者報(bào)酬在國民收入中所占比重。

在本文的分析中，由于數(shù)據(jù)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(chǎn)動機(jī)(bequest motive)、收入分配、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、養(yǎng)老保險(xiǎn)、城鎮(zhèn)化等等，希望在未來進(jìn)一步的研究中可以考慮到這些因素。

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