緒論：寫作既是個人情感的抒發，也是對學術真理的探索，歡迎閱讀由發表云整理的11篇居民儲蓄率論文范文，希望它們能為您的寫作提供參考和啟發。

篇（1）

問題的提出

江蘇省作為我國東部經濟發達地區，2010年GDP排名位于全國第二。在經濟快速發展的同時，江蘇省也保持著較高的國民儲蓄率，2010年已高達58.39%。江蘇省統計年鑒顯示，2010年城鄉居民存款儲蓄額已達23334.8億元，占當年總GDP的56.33%；企業部門儲蓄額為19148.59億元，占當年總GDP的46.22%；政府部門儲蓄額569.95億元，占當年總GDP的1.376%。從統計數據來看，居民儲蓄和企業儲蓄對江蘇省高儲蓄貢獻較大，企業儲蓄所占比例較小。

現有的關于高儲蓄率的形成原因，學術界對其有不同的解釋，比如：經濟的快速增長，居民的“預防性儲蓄”動機，社會保障體系的不完善，男女比例失衡以及人口結構的變動等。

全國第六次人口普查數據顯示，江蘇省全省常住人口中，0-14歲人口為10230180人，占13.01%；15-64歲人口為59861916人，占76.10%；65歲及以上人口為8567807人，占10.89%。國際上將年齡在 65 歲及以上的人口總數占總人口數的 7%作為衡量人口老齡化的起點，根據該標準，江蘇省人口年齡結構在發生顯著變化的同時，老齡化程度也在不斷加快。那么江蘇省的高居民儲蓄率和江蘇省人口年齡結構之間是否存在相關關系呢？本文對此進行驗證。

人口年齡結構與儲蓄率理論介紹

現有的關于人口年齡結構與儲蓄率的關系研究基本上都是基于Medigliani（1954）提出的生命周期假說（LCH）。生命周期假說將人的一生分為年輕時期、中年時期和老年時期三個階段。一般而言，在年輕時期，家庭收入低，但因為未來收入會增加，因此在這一階段，往往會把家庭收入的絕大部分用于消費，有時甚至舉債消費，導致消費大于收入，這時家庭中基本上沒有儲蓄或有很少的儲蓄。進入中年階段后，家庭收入會增加，但消費在收入中所占的比例會降低，收入大于消費，因為一方面需要償還青年階段的負債，另一方面還要把一部分收入儲蓄起來用于防老。退休以后，收入下降，這時需要依靠年輕時的儲蓄來消費，從而社會儲蓄率又會下降。1976年，Medigliani對生命周期理論進行擴展，認為儲蓄率會隨被撫養人口的比例上升而下降，隨勞動者人口比例上升而上升。

LCH理論是從微觀行為經濟學的角度來研究人口年齡結構變動與儲蓄的關系，Coale and Hoover（1958）從宏觀角度提出了人口轉變過程的“撫養負擔假說”（Dependency Hypothesis，DH）。該假說認為，下降的嬰兒死亡率和上升的生育率導致勞動年齡人口背負的少兒撫養負擔上升，導致社會儲蓄隨之減少。隨著生育率的下降和經濟活動人口的急劇增加，勞動年齡人口背負的少兒撫養負擔減輕，社會儲蓄也增加。最后，人口年齡結構變動表現為巨大的老齡撫養負擔，這將削弱儲蓄力度并使經濟增長速度減緩。

文獻綜述

一些學者以生命周期理論和撫養負擔假說為基礎進行了相關實證研究。Loayza等（2000）在Schmidt（1996），Higgins（1998）研究的基礎上，運用面板數據進行分析得出少兒撫養負擔比和老年贍養負擔比與儲蓄率呈負相關關系。Kraay（2000）通過不同國家截面數據的估計，認為老年撫養負擔比對社會儲蓄率存在顯著的負作用，而少兒撫養負擔比對儲蓄的影響并不顯著。汪偉（2009）運用中國1989-2006年的省際面板數據，得到少兒撫養比對居民儲蓄影響為負，老年撫養比對居民儲蓄影響為正，且均顯著。李魁（2010）通過采用全國30個省市1990-2006的面板數據，主要運用二步系統GMM法進行研究，發現少兒撫養負擔比對儲蓄率有負的影響，在10%水平上顯著，老年贍養負擔比對儲蓄率有正的影響，但是效果不顯著。王麒麟、賴曉瓊（2012）以1999-2009年的省際面板數據為樣本，運用Hausman檢驗，實證分析表明人口年齡結構對我國儲蓄率的影響存在明顯城鄉差異。

總體來看，關于人口年齡結構與儲蓄率的關系，至今還沒有一個明確的定論。已有的研究大多是利用面板數據對儲蓄率進行整體的研究，較少將其細分，并且具體到省際的研究也較少。本文研究江蘇省人口年齡結構變動對城鎮居民儲蓄率和農村居民儲蓄率的影響，為江蘇省關于人口與社會經濟協調發展方面提供對策建議。

數據、變量選取

由于本文要考慮人口年齡結構對儲蓄率的影響，選擇江蘇省1995-2010年城鎮居民人均儲蓄率和農村居民人均儲蓄率數據作為被解釋變量，以區分城鄉差別的特點。其中，城鎮居民人均儲蓄率（CS）和農村居民人均儲蓄率（US）分別是城鎮居民人均儲蓄額和農村居民人均儲蓄額與各自人均可支配收入的比率。在作為人口年齡結構的解釋變量里，本文選擇少兒撫養比（FC）和老年撫養比（FO）作為衡量人口年齡結構的指標。假定N、L、O、C分別表示總的人口數量、勞動力數量（14-64歲人口數量）、老年人口數量（65歲以上人口）和少兒人口數量（0-14歲人口數量），少兒人口撫養負擔比FC用C/L表示，表示每100名勞動力要撫養的兒童數量，老年人口贍養負擔比FO用O/L表示，表示每100名勞動力要贍養的老人數量。從微觀上來講，人口自然增長率同居民儲蓄率存在一定的關系，所以引進江蘇省人口自然增長率，用NR表示。

以上數據由中國統計年鑒和江蘇省統計年鑒整理得來，由于考慮到各種數據指標的可得性、完整性和有效性，數據區間選取為1995-2010年。

實證分析

由于時間序列往往存在非平穩性，為保證建立的回歸有意義，應先對各序列進行平穩性檢驗，再在此基礎上進行協整檢驗和Granger因果關系檢驗，并建立相應的誤差修正模型。

（一）平穩性檢驗

本文為考察人口年齡結構與與城鎮居民儲蓄率的關系，選取1995-2010年的時間序列數據進行測算，分析城鎮居民儲蓄率（CS）和農村居民儲蓄率（US）分別與少兒人口撫養負擔比（FC）、老年人口贍養負擔比（FO）、人口自然增長率（NR）的協整關系。各序列的平穩性檢驗結果如表1所示。

由表1結果可知，上述序列除人口自然增長率在原序列平穩外，其余序列經過一階差分后均不存在單位根，為平穩序列。

（二）協整檢驗

從上述ADF檢驗結果可知，城鎮居民儲蓄率、農村居民儲蓄率與少兒撫養負擔比、老年撫養負擔比、人口自然增長率符合協整的必要條件。分別對城鎮居民儲蓄率和農村居民儲蓄率與各自變量進行OLS估計，建立回歸方程，結果如下：

CS=50.39658-1.586298FC+ 0.302968FO+2.728209NR （1）

t= 2.5987 -7.0439

0.294812 2.8644

R2 =0.9029， F=33.3552，DW=2.0091

US=-2.866137+0.970690FC+ 0.896333FO-4.244340NR （2）

t= -0.154251 4.498764

2.9103 -4.6510

R2 =0.9057， F=22.3758，DW=2.40739

上述模型回歸效果比較理想，然后對上述兩個回歸模型的殘差序列E1和E2進行平穩性檢驗，仍然采用ADF檢驗。若平穩則可證明上述變量之間是協整關系，具體結果見表2。

通過對兩個回歸方程的殘差序列E1和E2進行ADF檢驗，結果顯示，E1的t檢驗值為-6.971217，在1%顯著性水平上通過檢驗；E2的t檢驗值為-3.872195，在5%的顯著性水平上通過檢驗。說明兩個殘差序列均平穩，意味著城鎮居民儲蓄率和農村居民儲蓄率與各指標之間存在長期協整關系。

根據上述協整方程，分指標情況看：第一，少兒撫養比對城鎮居民儲蓄率的影響為負，對農村居民儲蓄率影響為為正，并且影響效果顯著；老年人口撫養比對城鎮居民儲蓄率影響和農村居民儲蓄率影響均為正，但是對城鎮居民儲蓄率影響不顯著，對農村居民儲蓄率有顯著的影響。第二，少兒撫養比對城鎮居民儲蓄率負的影響大于老年負擔比對其正的影響，少兒負擔比每下降1個百分比，城鎮居民儲蓄率增加1.586個百分點；老年負擔比每上升一個百分點，城鎮居民儲蓄率上升約0.303個百分點。少兒撫養比對農村居民儲蓄率的影響大于老年負擔比對其的影響，少兒撫養比下降一個百分點，農村居民儲蓄率下降0.971個百分點；老年負擔比每上升一個百分點，農村居民儲蓄率上升0.896個百分點。第三，人口自然增長率對城鎮居民儲蓄率有正的影響，其每增長一個百分點，城鎮居民儲蓄率增加2.728個百分點；但對農村農村居民儲蓄率有負的影響，其每增加一個百分點，農村居民儲蓄率下降4.244個百分點。第四，從常數項來看，城市居民存在更多的自發性儲蓄行為，農村居民相對來說自發性儲蓄比較少，這個可能與城鎮居民和農村居民收入高低有關。

（三）誤差修正模型

上述分析證明城鎮儲蓄率和農村居民儲蓄率與各因素之間存在協整關系，根據協整理論，存在協整關系的經濟變量之間可以建立誤差修正模型，把各個影響城鎮居民儲蓄率和農村居民儲蓄率的影響指標的短期行為和長期變化結合起來。先對各自變量序列進行一階差分，再進行回歸分析，納入誤差修正項，建立誤差回歸模型（3）和（4）：

DCS=12.46441+0.540489DCS（-1）+0.577721DFC+1.568364DFC（-1）-1.743938DFO-1.686220DFO（-1）+11.89308DNR-10.45389DNR（-1）-0.919043ecm （3）

上述誤差修正模型常數和誤差修正項的t值分別為：

t=（-1.958373），（2.965464）， （3.050599），（2.391702），（2.944830）， （2.952219），（-2.378873），（-2.763881， （-3.109256）

R2 =0.8919 F=21.29877

DW=2.553747

DUS=-14.39142-0.121804DUS（-1）-0.527489DFC-1.25919DFC（-1）+ 1.685201DFO +0.950451DFO（-1）+ 5.010568DNR-1.647784DNR（-1）- 0.591880ecm （4）

上述誤差修正模型常數和誤差修正項的t值分別為：

t=（-1.978498），（-2.332162）， （-2.402645），（-1.987975），（2.539363），（1.890086），（2.373466），（-2.063968）

R2=0.9124 F=21.419295

DW=2.018500

以上數據說明上述兩個模型擬合度較好，變量之間無明顯共線性。誤差修正項為負，說明均衡誤差對短期波動收斂于長期均衡有較好的調節作用。當城市儲蓄率和農村居民儲蓄率與各影響因素之間出現不適應時，誤差項能夠在其中起到迅速調節作用。

（四）Granger因果關系檢驗

為進一步考察年齡結構與居民儲蓄率的關系，本文采用Granger因果關系檢驗法來判斷江蘇省城鎮居民儲蓄率和農村居民儲蓄率與各影響因素之間的因果關系。檢驗結果如表3、表4所示。

由表3可知，老年人口負擔與城鎮居民儲蓄在一定程度上不存在因果關系，少兒人口負擔和人口自然增長率與城鎮居民儲蓄率之間存在單向的因果關系。

由表4可知，少兒人口負擔比和人口自然增長率與農村居民儲蓄率存在雙向的因果關系，老年人口負擔比與農村居民儲蓄率之間存在單向的因果關系。

（五）脈沖響應分析

為了反映少兒負擔比和老年負擔比對城鎮居民儲蓄率和農村居民儲蓄率之間的長期動態影響，可通過繪制脈沖響應圖來衡量。

由圖1可知，少兒撫養比對農村居民儲蓄的影響是一個長期的過程，大約從第1年持續到第20年，影響最大的是前10年，在第15年后開始逐漸減弱。

由圖2可知，老年撫養比對農村居民儲蓄的影響持續時間長達15年，影響最大的是前8年，在第10年后開始逐漸減弱。

由圖3可知，少兒撫養比對城鎮居民儲蓄率的影響同樣是個長期的過程，影響最大的是前5年，從第7年后影響開始逐漸減弱。

江蘇省少兒撫養比對城鎮居民儲蓄率有顯著的負影響，對農村居民儲蓄率有顯著的正影響，即少兒撫養比的下降使城鎮居民儲蓄率上升，農村居民儲蓄下降，這可能與城鄉居民收入水平差距較大有關。江蘇省2010年城鎮居民家庭人均收入為22944元，農村居民家庭人均收入為9118元，城鎮居民家庭人均收入大約是農村居民家庭人均收入的2.52倍。城鎮居民收入較高，少兒負擔減輕了，在消費水平既定的條件下，能夠儲蓄的錢相對增加。老年撫養負擔對城鎮居民儲蓄率的影響比較模糊，城鎮社會保障政策的相對完善，而且老人有更多的再就業機會等原因，使老年撫養負擔的增加對城鎮居民儲蓄率沒有太大的影響。農村居民收入相對較低，除去日常生活消費開支外，能儲蓄的錢相對較少。少兒負擔的減輕，農村生活條件的改善使農村居民消費能力增強。雖然農村養老保險政策正在逐步貫徹實施，但各地還是存在差別，同時人口撫養負擔對農村的影響年限長于城鎮，所以農村老年撫養負擔對農村居民儲蓄仍然存在正的顯著影響，預防性養老儲蓄在農村還是比較普遍。人口自然增長率對城鄉居民儲蓄率的不同效應影響，進一步說明了城鄉居民收入水平的差距和農村居民養老保障體系的不成熟。

結論

本文對江蘇省人口年齡結構對城鎮居民儲蓄率和農村居民儲蓄率的協整關系和Granger因果關系進行檢驗，發現江蘇省少兒撫養負擔比和老年負擔比對江蘇省城鎮居民儲蓄率和農村居民儲蓄率存在長期協整關系。并且少兒人口撫養負擔和人口自然增長率與城鎮居民儲蓄率存在因果關系，老年人口負擔和人口自然增長率與農村居民儲蓄率存在因果關系。同時繪制脈沖響應圖，說明人口撫養比對城鄉居民儲蓄率的長期動態影響，結果顯示，人口撫養負擔對農村的影響時間年限長于對城鎮的影響時間年限，撫養負擔對農村居民儲蓄率的影響相對城鎮居民儲蓄率來說更加深遠。

基于本文的研究結論，筆者提出以下建議：在加快經濟發展的同時，提高居民消費水平，特別要鼓勵城鎮居民消費，用消費拉動內需；增加農民收入，縮小城鄉差距，促使城鄉協調發展；進一步完善社會保障體系，盡快完善和貫徹實施農村養老保障政策。

參考文獻：

1.Anselin，L.，Spatial Econometrics； Methods and Models，Kluwer Academic Publishers，1998

2.Loayza，N.，Schmidt-Hebbel，K.and Servn，L.，What Drives Saving across the world，Review of Economincs and Statistics，2000，82（2）

3.Kraay，Aart. Household Saving in China[J].The World Bank Economic Review，September，2000，14 （3）

篇（2）

【關鍵詞】消費;儲蓄;饋贈性儲蓄

1我國最終儲蓄率的發展

第一階段:上世紀80年代初到90年代中期,我國的最終儲蓄率穩步增長,在15年的時間內上漲了10個百分點。

第二階段:在上世紀90年代中后期,我國的最終儲蓄率呈現下降的趨勢,5年的時間內下降了3.6%。

第三階段:進入21世紀后,我國的最終儲蓄率又進一步抬頭。

2前瞻型居民的儲蓄行為

中國國內的居民可以分為兩類:前瞻型居民和短視型居民。本文主要討論前瞻型居民的儲蓄行為。居民前瞻性儲蓄大致可以分為三類:預防性儲蓄、饋贈性儲蓄和生命周期儲蓄。各種類型的儲蓄動機是不同的。因此與當期收入的關系也不相同。

2.1前瞻性儲蓄中的預防性儲蓄:預防性儲蓄是用來預防未來的不確定性。導致預防性儲蓄產生的因素分為兩類,第一類:不確定性因素。在不確定因素下(比如,收入的不確定性)居民會直接增加儲蓄,從而防止消費的劇烈波動所造成的效用下降。這種影響是直接的,居民受這種不確定性的影響直接調整儲蓄。而在我國收入的不確定性不影響前瞻型居民的消費即不會引起預防性儲蓄的產生。

第二類:保障性因素。在低保型因素下(比如,不健全的社會保障體系或者低收入的保障)前瞻型居民的消費會變得非常有耐心,會盡量的節省,從而減少當期的消費增加預防性儲蓄。這種影響是間接的,保障因素通過影響居民的耐心,進而影響居民的儲蓄。第二類因素其實質是一種與不確定性因素相對的變量。這類因素可以提高抗風險的能力。具體來講:當期收入的總量(規模),各種社會保障制度(如:養老保險制度,失業保險制度,醫療保險制度等)。制度因素暫不討論,當期收入規模對預防性儲蓄的影響表現為兩個方面:一方面,當期收入的規模越大,其抗風險的能力就越強,進行預防性儲蓄的動機就越弱,邊際儲蓄傾向就越小。因為收入波動對消費的影響小,會被收入的規模所抵消,不會存在消費的波動,從而就不需要大量的預防性儲蓄來防止消費的波動。另一方面,當期收入的規模越小,其抗風險的能力就越弱,進行預防性儲蓄的動機就越強,邊際儲蓄傾向就越大。因為收入波動對消費的影響大,而收入的的規模不能抵消這種影響,為了防止消費的波動,實現效用最大化,居民變得非常有耐心,從而減少當期消費,增加預防性儲蓄來防止消費的波動。因此當期收入規模與預防性儲蓄成反比。

2.2前瞻性儲蓄中的饋贈性儲蓄:饋贈性儲蓄是贈送給他人(特別是子孫后代)的儲蓄。決定饋贈性儲蓄的因素包括主觀因素和客觀因素。主觀因素主要是居民的心理因素,包括個人對饋贈性儲蓄的偏好,這暫不討論。決定儲蓄的客觀因素有兩個,收入的規模和收入分布。

收入規模和收入分布對饋贈性儲蓄的影響:收入規模和饋贈性儲蓄成正比,收入規模的增長會導致消費的增長,進而導致消費的邊際效用的減少,因此收入規模的遞增會導致消費邊際效用的遞減;饋贈性儲蓄也會增加總的效用,并且隨著收入規模的增加,饋贈性儲蓄的邊際效用會增加。當消費的邊際效用低于饋贈性儲蓄的邊際效用時就會產生饋贈性儲蓄。因此收入規模的增加會降低消費的邊際效用,提高饋贈性儲蓄的邊際效用,從而產生饋贈性儲蓄。收入分布對饋贈性儲蓄的關系。在收入規模不變的情況下,收入的變動會影響饋贈性儲蓄的變動。衡量收入分布的主要標準為基尼系數。收入的基尼系數越大,說明小部分的人占有了大量的當期收入,表現了社會的不公平程度。收入的分布越不平均,基尼系數就越大,小部分居名的收入規模比較龐大,因此會產生大量的饋贈性儲蓄。因此基尼系數與饋贈性儲蓄成正比。

2.3前瞻性儲蓄中的生命周期儲蓄:莫迪格利安尼、布倫博格假設消費者面對現在和今后一生總消費的效用函數。試圖將自己一生的全部收入在消費和儲蓄之間分配,從而達到效用最大化。消費者在決策過程中不僅會考慮當期收入,而且會考慮今后一生的收入。但是行為人卻是一個短視的行為人。因為現實生活中收入是變動的,在適用性預期的框架下,前期的收入是預測未來收入的主要指標。因此消費會受到持久性收入的影響。而持久性收入又是當期收入和前期收入所決定。消費最終還是受當期收入的影響。但是無論消費是否受當期收入的影響,儲蓄總是與當期收入相關。只有當消費受當期收入影響時,收入的變動會部分的轉為儲蓄,儲蓄的增長就比較緩慢;當小費不受當期收入的影響時,收入的變動完全轉化為儲蓄,儲蓄的增長就比較快。

3對我國近段最終儲蓄率發展的解釋

第一階段:前瞻型居民在解決了溫飽問題以后,收入規模的逐漸增強導致了預防性儲蓄傾向增強、預防性儲蓄快速增長。而且其增長速度遠遠超過了消費的增長速度,因此最終儲蓄率在這一段時間內穩步增長

第二階段:前瞻型居民的收入和預防性儲蓄總量都達到了一定的規模,與此同時,饋贈性儲蓄的邊際儲蓄傾向還不是很強,因此城鎮中前瞻型居民的總儲蓄傾向減弱。導致了最終儲蓄率的下降。

第三階段:由于饋贈性儲蓄的邊際儲蓄傾向變大所導致的,饋贈性儲蓄傾向的變大是由于城鎮中前瞻型居民的收入規模進一步擴大、城鎮居民收入的基尼系數進一步加大而導致的。

4改進城鎮居民儲蓄行為的政策建議

國內生產總值的增長是城鎮居民收入增長的主要保障。我國作為最具有發展前景的國家,其國內生產總值在今后的一段時間內將保持穩定、持續增長的趨勢,因此城鎮居民的收入水平也會相應的的持續穩定增長。另外,從現階段來看。城鎮居民的收入增長率平均在11%左右,上下浮動沒有超過2%,特別在最后兩年基本保持在11%的水平上,因此從現階段的收入數據和我國的基本經濟形勢兩個方面來看,城鎮居民的收入水平會持續穩定增長,從而儲蓄也會快速增長。中國儲蓄的穩定增長對中國經濟的長期發展具有非常重要的意義。居民儲蓄的穩定增長是中國經濟保持高增長的資本來源。另一方面,中國儲蓄的高速增長也給中國經濟的短期增長帶來了一定的不安因素。消費作為國內生產總值的重要部分,是經濟穩定發展的重要支柱。然而消費偏低不僅會導致內需不足,而且會突顯投資在經濟中地位,進而增加經濟的大幅波動。

篇（3）

中圖分類號：F832 文獻標識碼：A

一、引言

“民間借貸”是今年最熱的詞。從年初銀行信貸收縮開始，民間信貸已然被推到風口浪尖，以溫州為代表的私營經濟發達的地區，高利貸橫行，取代了以往的炒房團與炒煤團等投資方式。本文從金融抑制論的角度淺析我國信貸缺口逐步擴大的過程，得出在當前經濟金融形勢下民間借貸難以遏制的結論。

二、金融抑制論與金融約束論介紹

（一）金融抑制論。

美國經濟學家愛德華?肖和羅納德?I?麥金農（R.I.Mckinnon，1973 & Shaw，1973）幾乎在同 時提出了“金融抑制（Financial Repression） ”論和“金融深化（Financial Deepening） ”論。這兩個理論其實是同一個問題的兩個方面。

金融抑制論認為，發展中國家在加速工業化的目標下，企圖人為以低成本來利用國內和國外金融資源，從而人為壓低存貸款利率，由此造成金融市場調節資金供給和需求的能力喪失。

低利率一方面限制了金融體系動員國內儲蓄的能力，造成資金供給不足；另一方面刺激了資金的過度需求。于是金融市場供求失衡，這又迫使政府進一步加強干預，即通過信貸配給，抑制過度的資金需求，強制實現資金供求平衡，從而使有限的資金大多低效率地使用。在其他條件不變的情況下，低效率地使用資金，束縛了發展中國家的實際經濟增長和國民收入的增加，又反過來降低了發展中國家的國內儲蓄。

（二）金融約束論。

赫爾曼和斯蒂格利茨在他們的《金融約束：一個新的分析框架》一文中重新審視了金融體系中的放松管制與加強政府干預的問題，確立了通過政府推動金融深化的策略，認為：麥金農和肖的金融發展理論的假設前提為瓦爾拉斯均衡的市場條件，在現實中，這種均衡條件難以普遍成立。況且，由于經濟中存在著信息不對稱、行為、道德風險等，即使在瓦爾拉斯均衡的市場條件下，資金資源也難以被有效配置。所以政府的適當干預是十分必要的。金融約束的目標是政府通過積極的政策引導為民間部門創造租金機會，尤其是為銀行部門創造租金機會，使其有長期經營的動力，以發揮銀行掌握企業內部信息的優勢，減少由信息問題引起的不利于完全競爭市場形成的一系列問題。

金融約束是一系列金融政策，這些金融政策構成政府推動金融深化戰略的核心，制定的目的在于在金融部門和生產部門設立租金。金融約束的本質是通過一系列的金融政策在民間部門創造租金機會。金融約束不同于金融壓制：金融壓制是政府從民間部門攫取租金；金融約束是政府在民間部門創造租金。

三、我國儲蓄曲線研究

（一）我國儲蓄曲線實證研究綜述。

在本節中，本文回顧了自上世紀 90 年代以來，國內學者關于利率對于我國居民儲蓄的影響的實證研究。通過對比學者們在研究數據的選取、研究方法的應用和對實證結果的解釋，為本文的實證研究提供經驗支持。

趙志君（1998）利用《中國統計年鑒》提供的居民收入數據，根據生命周期假說提出的宏觀儲蓄率函數，引入了利率和通脹率數據，研究了1982 年至1994 年我國居民儲蓄率的影響因素。研究結果表明，儲蓄率受經濟增長率和滯后儲蓄率的影響較大；名義利率對居民儲蓄率的影響是正的，通貨膨脹率對居民儲蓄率的影響是負的，且名義利率對居民儲蓄率的影響較大。

李焰（1999）選用中國人民銀行研究局課題組提供的數據 1978-1997 年我國居民儲蓄的數據，使用居民實際收入水平、居民收入增長率、名義利率和通貨膨脹率通過線性回歸的方法研究了居民儲蓄率與這些變量的關系。研究表明利率對于儲蓄率的影響不確定。

許滌龍、喬增光（2002）在構建我國居民儲蓄函數的基礎上，以國內生產總值、零售物價指數、一年期存款利率、各期股市市值和制度變量這 5 個與儲蓄相關的經濟變量 1994-2000年的季度數據為依據，建立線性回歸模型對我國居民儲蓄進行了實證分析。他們主要研究的是居民儲蓄存款函數而不是準確的儲蓄函數。實證研究的結論認為名義利率與居民儲蓄存款之間存在負相關關系。

（二）對國內實證研究的評價。

1、實證研究的結論差異較大。有的學者認為利率變動對居民儲蓄的影響很小，甚至基本沒有影響；有的學者認為利率變動對居民儲蓄的影響顯著。即便是認為影響顯著的學者，依然在爭論利率變動對居民儲蓄的影響方向。

2、國內的研究的實證數據全部是 2000 年之前的情況，沒有對 2000 年之后出現的問題進行研究。通過對已有論文的研究發現，1996-1999 連續下調利率受到了學者的關注，所以這一時期的關于利率與居民儲蓄的研究較多。

（三）實證研究。

1、回歸方程建立。

在模型的選取中，我借鑒了李焰（1999）的回歸模型，對其中的某些變量進行了修改。接下來對于實證研究中所需要的的年底儲蓄余額、GDP增長率和實際利率，名義利率，城鎮居民可支配收入的數據進行了收集（以上數據均來之2010年統計年鑒）。最后利用 Eviews 軟件進行實證分析。

方程如下：

St=C+RtX1+ tX2+PtX3+ t

其中 St表示第t年的儲蓄存款年底余額，Rt， t表示名義利率與實際利率，Pt表示城鎮居民可支配收入， t表示隨機誤差項，X1、X2、 X3表示各項系數，C代表常數項。

2、數據選取。

選取2000年至2009年10年間的樣本數據進行回歸分析，具體數據見下表。

3、參數估計。

通過Eviews回歸結果如下

從以上回歸結果可以得到回歸方程：

S=-1.318187-1.617428Rt-0.1048 t+1.794939Pt

修正后擬合優度高達0.9968，整個回歸方程在F統計量的顯著性水平下也表現良好。年度儲蓄余額與名義利率Rt，實際利率 t都成反方向變化，受名義利率的影響明顯大于實際利率，受到實際利率的影響不大。年度儲蓄余額與居民可支配收入成正方向變化，Pt的增加對儲蓄的影響效果十分顯著。

從以上回歸結果可以知道，2000年至2009年的儲蓄額與名義利率和實際利率呈反比，與居民人均可支配收入呈正比。

四、以麥金農-肖模型為基礎分析信貸缺口的擴大

結合以上對于我國儲蓄曲線影響因素的實證分析，同時：ri為實際利率，S（gi）表示經濟增長率為gi時的儲蓄（i=1，2，3…），它是實際利率的減函數但是斜率很小（與原模型相反），F代表金融抑制水平：I表示投資，它是實際利率的減函數。用T來表示信貸缺口。

假設：（1）儲蓄全部轉化為投資：（2）沒有國外融資來源。

從圖1數據顯示我國實際利率一直呈現下降的趨勢，并且已經是負數，從中發現，我國的金融抑制水平一直長期處在均衡利率之下，并且近十年呈逐年加劇趨勢。

在圖1中，我們先將實際利率限制在r的水平，此時所能形成的儲蓄總額僅為S。但是從投資曲線來看，當實際利率為r的時候，意愿投資總額（即貸款需求）為I.這就形成了信貸資金的缺口T=（I-S）。如果政府只限制存款利率而不限制貸款利率，根據供求定律，貸款利率將上升到r4，結果是金融體系獲得不正常的高額利潤，即（r4-r）。我國的實際情況是即限制存款利率又限制貸款利率，將中間的存貸利差作為金融企業創造的租金以解決市場上信息不對稱的問題，這滿足后來的金融約束論的理論要求，但是如果可貸資金嚴重供求不足，這種行政化的貨幣價格干預手段，必然導致非效率性和非價格性的信貸配給，這就是我們一直在發生并將長期存在的實際情況。

現在，我們將金融抑制水平由F擴大到F1，則可能導致兩種結果：一方面，我國的儲蓄總額隨著實際存款利率的下降而得到少許的提高（從前面的實證分析來看，影響十分微弱），從而投資總額得到一定的增加。另一方面，由于貸款利率從r下降到了r1，原來那些收益率低于r1的企業得以起死回生，，這樣投資的平均回報率下降，于是經濟增長率從g下降到g1，儲蓄曲線由S（g）向左移動到S（g1），此時信貸缺口進一步擴大為T1。因此，根據麥金農-肖的理論，實際利率的降低即減少了資本形成的數量，又降低了資本形成的質量，所以它對經濟的增長和發展有著雙重的不利影響。

五、結論：數額巨大的民間借貸難以遏制

近年來中國普放高利貸，是違反市場化運作邏輯的貨幣政策的必然結果：央行把控制貨幣供給的大型商業銀行法定存款準備金率提高到21.5%的歷史高位，而把調節貨幣需求的基準利率人為壓得過低，導致貨幣市場供求嚴重失衡。全國信貸規模“失控”和利率“失序”，乃至全國各地普放高利貸，是這一扭曲的貨幣政策的必然產物。

隨著我國金融抑制水平逐步擴大，實際利率長期維持在0利率左右徘徊，再加上不合理的貨幣政策手段組合，使我國處在銀行可貸資金短缺，市場貸款需求旺盛，CPI高企，實際利率為負數的復雜經濟金融形勢。在貸款越緊缺的情況下，我國的貸款行政化比率越嚴重，此時，大部分中小企業是有寄希望于民間借貸，寄希望于高利貸。這種情況的產生將十分不利于我國調結構，轉變經濟發展方式的大局，如若長期持續必將降低經濟效率，引起整個經濟金融體系的衰退。我國的任何問題都離不開政 治，讀不懂中國的政治就讀不懂中國的經濟。所以我們必須從制度層面上去尋找解決問題的根源，加快政治體制改革，以此來推動金融體系的市場化，改變金融抑制的根本局面，增強央行的獨立性。

只要基本的經濟金融條件具備，以上的問題如果得不到遏制，尤其是在民營經濟發達的地區，相信不是在溫州，就是在其他的什么地方，民間借貸崩盤的事情將再次發生。

（作者單位：貴州大學經濟學院）

篇（4）

一、文獻綜述

股市漲跌與進出股票市場的資金密切相關,二者間的關系歷來為各類投資者及學者所關注。

Levine(1991)認為,如果股票市場的自由化和擴張可以使個人投資風險多樣化,那么股票市場的發展就可以降低儲蓄風險。Pagano(1993)指出,金融市場與儲蓄之間的關系被認為很重要是因為儲蓄被看做刺激金融市場發展的渠道之一。Jappello和Pagano(1994)、Bonser-Neal和Dewenter(1999)的研究結果表明:一個國家的居民獲得按揭貸款和消費信貸有較大阻礙時,他就趨向于高的居民儲蓄率,但是居民儲蓄率的高低與這個國家證券市場的發展程度無關。Devereux和Smith(1994)認為,股票市場分散風險的機制能引起儲蓄水平下降而對經濟增長產生不利影響。Singh(1997)曾指出股市的發展并沒有導致總儲蓄的增長。

由于我國股票市場起步較晚,所以國內專門對于股票市場與居民儲蓄之間關系的研究起步也較晚。徐名社(1998)從理論層面探討了儲蓄存款與證券資產的投資選擇機制問題,并通過數據分析得出:我國儲蓄與證券的替代還只是基于表層收益關系的權衡,未能有效促進存款向投資的轉化,兩者替代關系中的均衡機制尚未形成。劉巍、徐穎(1999)分析了證券市場資金吸納和可支配收入對我國居民儲蓄存款額的影響,得出結論:證券市場資金吸納率上升則儲蓄存款額會下降,但儲蓄存款對證券市場資金吸納率的彈性極弱。李洪慈(1999)分析了我國證券市場分流儲蓄存款的程度,認為我國證券資產投資對儲蓄存款的分流作用是很有限的。張志、王德勁、段吉華(2001)用實證分析得出居民儲蓄率與股市周轉率、股市成交率之間不構成因果關系,即證券市場的流動性不能對居民儲蓄的變化構成顯著影響。何德旭、高偉凱、王軼強(2002)的研究表明:我國股票市場發展的規模和流動性對居民儲蓄有明顯的分流作用,能夠在一定程度上影響儲蓄量的變化,股市交易的活躍程度和股指的漲跌直接影響著投資者以及潛在投資者的儲蓄行為。張眠、張桂霞(2003)通過對城市居民儲蓄與上證指數的相關性分析得出,儲蓄的增長會引起上證指數在相同方向發生變化,而不是股市增長導致居民儲蓄的減少。熊其康(2008)通過建立VAR模型對我國現階段股市與居民儲蓄之間的關系進行實證分析。指出股市交易額一方面能很好地反映股市,另一方面也能反映投資者的投資力度。

國外文獻主要基于資本市場和銀行系統比較發達的國家或地區對銀行存款與股票市場關系展開研究的,不能完全解釋我國的情況。國內研究實證分析雖然很多,但大多都是從居民儲蓄存款的角度出發,運用各種計量方法分析該變量與股市之間的關系的,對其他存款與股票市場的關系缺乏分析。基于此,本文擬從分析儲蓄存款的各組成部分變動率與股票收益率的關系入手,探討和分析我國居民活期存款、定期存款及企業活期存款、定期存款的變動率與股票收益率之間的相互關系。

二、分析方法

1.數據平穩性分析

在時間序列分析中,數據通常被假定為平穩的。如果數據表現出隨機游走的特性,則必須對其進行平穩化處理,否則運用不穩定數據作出的回歸分析有可能是謬誤回歸。對數據穩定性的判定,實踐中通常采用增廣迪基-富勒(ADF)檢驗。

2.協整分析

協整分析就是在兩個不穩定時間序列進行回歸的基礎上,對其殘差序列εt進行ADF檢驗,看其是否為穩定數列。如果εt是穩定的,則可以認為兩者間存在長期均衡的關系,即協整關系,否則就是謬誤回歸。

3.格蘭杰因果關系檢驗

格蘭杰(Granger)(1969)因果關系是指:如果兩個時間序列變量x、y在包含過去信息條件下對y的預測效果要好于只單獨由y的過去信息對y的預測,即加入變量x的滯后值有助于改進變量y的預測精度,則稱x對y存在格蘭杰因果關系。或者說,若變量x的滯后值在另一個變量y的解釋方程式中其系數在統計上是顯著的,則x是y的格蘭杰原因。

如本研究欲檢驗股指收益率(LSTK)與銀行存款變動率(SR)之間的相互關系,檢驗所用的模型如下:

因此通過上述模型,獲得四種假設之一的結果,就可以檢驗股票收益率與銀行存款變動率間的格蘭杰因果關系。

三、數據來源及數據處理

本文采用2003年1月至2010年7月的月度相關數據,共計91個樣本。其中居民存款、企事業單位存款包括定期與活期指標均來源于中國人民銀行網站公布的《金融機構本外幣信貸收支表》,股票指數(以上證綜合指數為代表)數據來自中國證監會網站。

上述數據按環比方式計算各自的變化比率,即:變動率=(本期指標/前一期指標)-1。

各指標具體符號如下:LSTK――上證指數收益率、LL_JMHQ――居民活期存款變動率、LL-JMDQ――居民定期存款變動率、LL_QSDQ――企事業定期存款變動率、LL_QSHQ――企事業活期存款變動率。

四、銀行存款變動率與股票收益率關系的實證檢驗

1.數據穩定性檢驗

在進行時間系列分析時,要求所用的時間系列必須是平穩的,否則會產生“偽回歸”問題。在現實生活中,居民定期存款、居民活期存款、企事業定期存款、企事業活期存款等指標的時間系列通常是非平穩的,我們按前述公式:變動率=(本期指標/前一期指標)-1,對上述指標加以處理。經ADF檢驗發現,這些指標是平穩的。檢驗結果見表1。

格蘭杰因果關系在5%水平上顯著,說明存在由股票收益率到企事業活期存款變動率的單向影響。這一結果與子樣本一的結論形成鮮明對照。我們認為,可能的解釋是:股票全流通后,大小非股東出貨套現的行為顯著。

五、結論

本文對2003年1月至2010年7月的各種銀行存款變動率與股票收益率之間的關系進行了分析,結果如下:1.居民定期存款變動率與股票收益率呈負相關關系,但統計上不顯著,格蘭杰因果關系是股票收益率影響居民定期存款,并在1%水平上顯著,說明居民定期存款變化與股市漲跌互為消長。2.居民活期存款變動率與股票收益率呈正相關關系,但不顯著。格蘭杰關系不存在。3.企事業定期存款變動率與股票收益率的關系不顯著。4.企事業活期存款變動率與股票收益率呈正相關關系,雖然不顯著,但格蘭杰因果關系顯示存在從股票收益率到企事業活期存款變動率的單向影響,并在1%水平上顯著。這一結果與存款與股票收益率呈負相關結論相矛盾。進一步將數據以股票全流通改革后的2007年6月為界限將數據分為兩個字樣本。子樣本一顯示:2003年2月至2007年6月股票收益率與企事業活期存款變動率呈負相關,格蘭杰因果關系不顯著,無方向性。子樣本二顯示:股權分置改革后,2007年7月至2010年7月,股票收益率與企事業活期存款變動率呈正相關關系,并且格蘭杰因果關系在1%水平上顯著,說明股票收益率對企事業活期存款變動率存在單向的影響關系。這一結果我們認為在一定程度上可以解釋股票全流通后大小非出貨套現的行為。

參考文獻

[1]Levine,Ross,1991.Stock Msrket,Growth,and Tsx Policy[J].Journal of Finance,September:1445-1465.

[2]Bonser-Neal,Catherine and Dewenter,Kathryn,1999.Doed Financial Market Development Stimulate Savings?Evidence from Emerging Stock Markets[J].Contemporary Economic Policy,17:370-380.

[3]Devereux,Michael B,and Gregor W.Smith,1994.International Risk Sharing and Economic Growth[J].International Economic Review,35:3,August:535-550.

[4]Jappelli,Tullio,and Pagano,Macro,1994.Saving,Growth,and Liquidity Constraints[J].Quarterly Journal of Economics,February:83-109.

[5]Pagano,Marco,1993.Financial Market and Economic Growth[J].European Economic Review,April:613-622.

[6]徐名社.儲蓄存款與證券資產的投資選擇及其若干效應分析[J].投資研究,1998(7):21-25.

[7]劉巍,徐穎.對我國居民儲蓄存款因素的實證分析[J].南開經濟研究,1999(5):

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[8]李洪慈.我國證券投資與居民儲蓄存款間的替代效應分析[J].海南金融,1999(10):12-15.

[9]何德旭,高偉凱,王軼強.股票市場對居民儲蓄的影響一個實證分析[J].數量經濟技術經濟研究,2002(11):9-12.

[10]張眠,張桂霞.我國城市居民儲蓄與上證指數的變化實證分析[J].江蘇統計,2003(10):12-15.

[11]熊其康.對我國居民儲蓄與股市交易之間聯動效應的實證研究[J].西部金融,2008(2):63-64.

本論文為2010年西安翻譯學院科研課題“宏觀經濟變量與股票投資關系研究”(編號:10B19)之研究成果之一。

作者簡介:

篇（5）

一、金融體系與經濟增長的關系

金融是經濟增長的命脈,資金的融通和有效配置對經濟發展起到了極大的促進作用｡一個地區的金融體系又是制約其資金有效配置的關鍵｡這里的金融體系,主要是指 金融機構 與金融工具的相對規模､經營特征和經營方式等｡金融體系的運作主要是通過提高儲蓄､投資總水平以及有效配置金 融資 源來促進經濟增長｡下面主要應用簡單的內生增長模型來分析金融體系的運作對經濟發展的作用機制｡

假定在一個封閉的區域內, 人口 和勞動力規模是靜態不變的,不存在技術進步;一定時期內投資的折舊率為δ｡在這些假設條件下,總產出是總資本的一次線性函數:

Yt=αKt(1)

其中,α為資本的邊際產出率｡根據t+1時期的資本總額等于t時期的凈投資減去折舊,則有:

變形后可得：

Kt+1/Kt=It/Kt+1-δ(3)

由于農村金融機構在動員儲蓄并轉化為投資的過程中會有一定的資金上存中央 銀行 或以存貸利差等形式被銀行吸收,這樣1元的儲蓄只能轉換為小于1元的投資,假定儲蓄向投資轉化的比率為θ,則有θSt=It,根據(1)和(3)式可以得出t+1時期的經濟增長率：

gt+1=Yt+1/Yt-1=Kt+1/Kt-1=It/Kt-δ(4)

由于θSt=It,儲蓄率s=St/Yt,則(4)式又可轉化為:

gt+1=θSt/Kt-δ=AθSt/Yt-δ=α(sθ)-δ(5)

可見,經濟增長率與資本的邊際產出率α､儲蓄率s和儲蓄轉化為投資的比率θ密切相關,金融體系的運作正是通過影響這三個指標對區域經濟增長產生作用的｡

首先,金融體系的完善可以提高儲蓄轉化為投資的比例θ,進而促進經濟增長｡在把儲蓄轉化為投資的過程中,金融機構要消耗一定資源以維持自身的運轉并實現利潤,從而使1元的儲蓄在向實際投資轉化的過程中總小于1元,差額部分以存貸利差的形式流向金融機構｡金融體系的完善和健全就是通過改革金融機構的內部治理､促進金融體系內各主體的合作和有效競爭而提高其運營效率,從而提高儲蓄轉化為投資的比例θ,促進經濟增長率的上升｡

第二,金融體系的改革有利于資本邊際產出率α的提高從而促進經濟增長｡金融機構的資金融通功能就是把動員而來的儲蓄資金,通過選擇､比較和評估不同企業與項目的融資需求,將資金貸給那些信用好､項目投資回報率高､風險相對較小的企業,從而提高了資本的邊際產出率α,達到了促進經濟增長的作用｡

第三,金融體系的優化可以改變儲蓄率s,促進經濟增長｡良好的金融體系不僅可以方便居民進行儲蓄,而且可以通過 金融創新 改進的結構有利于提高居民儲蓄的收益,增強居民儲蓄的積極性,更好地動員儲蓄,即提高儲蓄率s,進而增加投資所需的金融資源｡

二、我國現有農村金融體系存在的問題及其對地方經濟增長的影響

作為農村經濟發展中重要的資本要素配置制度的農村金融體系,其面臨的一些問題及對其經濟增長的影響主要表現為:

(一)政府政策性 金融 支持弱化

作為弱質產業的 農業 和弱勢群體的 農村 中小企業､農戶,對于國民 經濟 的發展具有很強的正外部性,其金融需求不能完全依靠 市場 來解決,理應受到國家政策性金融的扶持｡但作為我國唯一的農業政策性 銀行 ——中國農業發展銀行,基本上是一個糧棉油的收購銀行,主要發放糧油貸款,業務和資金來源非常單一｡而急需政策大力扶持的農業開發､農業技術進步及農村基礎設施等“ 公共 物品”卻得不到足夠的政策性金融支持｡也就是說信貸資金沒有配置到 投資 產出率(α)較高的企業或項目上,進而導致農村經濟的發展處于很低的狀態｡

(二)農業銀行資金投放減少

農業銀行受自身利益最大化驅使,其資金投放逐漸從以農業為主轉向以城市 工商 業為主｡資金的趨利性､信息不對稱及無規模經濟的客觀現實使得農業銀行不愿將資金投放到期限長､見效慢､風險高的農業項目,以及規模小､分散､缺少抵押擔保的農戶和農村中小企業上｡現在,農業銀行的農業貸款只占10%,從本質上講它已經不是一個農業銀行,其支農作用也越來越弱(θ減小),沒有起到對農村經濟發展應有的資金支持｡

(三)農村信用合作社名不副實

合作制實際上是一種產權制度安排,而作為“支農”主力軍的農村信用合作社自產生那一天起就不具備真正意義上的合作金融性質,在歷次制度變遷中演化為政府部門或國家銀行的附屬機構,產權不明晰,缺乏有效的激勵與約束機制,內部人控制現象嚴重,沉淀下了大量不良資產,“信用合作”有其名,無其實｡其沉重的 歷史 包袱和落后的 管理 技術使儲蓄向投資轉化的比率(θ)較低,影響了農村經濟的發展｡

(四)郵政儲蓄外流

郵政儲蓄網絡覆蓋面很廣，但對農村居民只存不貸，這只是大量資金源源不斷地從農村涌向城市｡全國郵政儲蓄現在接近9 000億,其中,65%來自縣和縣以下地區,鄉鎮及所轄農村占34%｡轉存人民銀行零風險的高利差使郵政儲蓄大肆攬存,使本已嚴重“貧血”的農村“雪上加霜”｡農村儲蓄無法順暢地匯流向農村投資(θ),嚴重阻礙了農村經濟的發展｡

(五)活躍的民間金融活動被壓制

由于我國農村金融體系存在缺陷,已滯后于農村經濟的發展,形成了一定的金融“空洞”,民間借貸應運而生｡雖然目前只能以“灰色”或“黑色”的形式存在,表現卻異常活躍;從1986年開始,農村民間借貸規模已經超過了正規信貸規模,而且每年以19%的速度增長，農戶借款中民間借款所占的比例超過70%｡但由于政府視其為非法金融活動,屢次取締或禁止,使民間借貸風險大, 成本 高,無法形成氣候｡

三、完善農村金融體系以促進其經濟發展的政策建議

農村金融體系作為農村金融制度的基礎結構,是農村經濟增長的關鍵｡要實現加快農民收入增長以及縮小農村與城鎮差距的目標,離不開一個有效運轉的農村金融體系｡農村金融體系改革不能只從形式上小修小補,必須從促進經濟發展的金融因素入手,建立一個更有效率和活力的農村金融體系｡

第一,建立政策性金融的 財政 補償機制,為農村經濟提供更多政府層面的支持和保護｡第二,完善郵政儲蓄,建立農村資金回流制度,從而實現農村儲蓄向投資的轉化和提高經濟增長率｡第三,大力發展農業 保險 ,分散目前由農村信用社獨立承擔的農業系統風險和 社會 成本,維護農村金融體系的穩定｡第四,建立公平而完善的市場準入制度,引導民間金融規范化經營,使之更好地為地方經濟增長服務｡

參考文獻:

[2] 譚建學.制約農村經濟發展的金融因素分析[J].西南金融,2005(12).

篇（6）

一、2000年以來我國的國際收支情況

隨著經濟的快速發展，近年來我國的國際收支始終保持在經常項目順差，資本與金融項目順差的“雙順差”格局，總順差規模不斷擴大。國際收支的平衡與否對我國宏觀經濟的均衡發展有著深遠的影響，國際收支持續順差表明我國的綜合實力和國際競爭力不斷增強。目前我國的外匯儲備已過萬億，持有如此巨額的儲備固然是一國經濟實力的體現，但由此產生的國際收支順差過大也會對我國國民經濟運行產生不利的影響。

二、國際收支順差的原因

1.長期以來我國存在的儲蓄大于消費的結構性失衡

長期以來，我國經濟的主要特點是低消費高儲蓄，我國最終消費占GDP的比重已從2000年62.3%下降到2006年的49.9%，居民消費支出占GDP的比重也從2000年的46.6%下降到2006年的36.3%。儲蓄率則從2001年的38.9%上升到2005年的47.9%，5年間快速增長了9個百分點。同時全社會總存款，居民消費存款的比重持續降低，從2000年的53.6%下降到2006年的50.7%。因此，全社會儲蓄率的過高不是由于居民儲蓄過高，而是由于初次分配不合理導致的企業存款和政府儲蓄的巨幅增長與過高。消費率過低的結構性矛盾引發的一系列問題。如果消費率長期偏低,消費率和投資率之間就不能形成合理的比例,就會導致社會產品價值不能及時得到實現,大量生產能力得不到充分利用,帶來高失業率,并且直接影響企業效益和償還貸款能力。因此，只有減少企業留利和政府稅收在GDP中的比重，才能從根本上改變中國消費啟動的支撐基礎。正是從這種意義上說，初次分配中的公平問題以及工資形成機制的滯后成為中國消費增速的最大制約因素。目前居民的初次分配收入的增長速度難以改變目前格局，消費啟動依然是一個較為漫長的過程。同時，我國微觀經濟主體信用度不高，一些企業從銀行得到貸款后，到該還貸時，雖有能力但拖欠不還；還有一些企業盲目投資，相當一部分投資形成無效投資，導致平均投資回報率低，還貸困難。這些現象使銀行風險增大，導致“惜貸”現象出現。其結果是國內儲蓄出現相對過剩，這種過剩反映在國際收支上就是持續盈余和“雙順差”。

2.外匯資金的過度流入

(1)國內居民和企業的發展對外資的需要

我國的居民儲蓄傾向比較高，而居民儲蓄絕大部分是通過國有商業銀行為主體的金融中介轉化為投資的。由于銀行的商業化運作及內部機制不完善，效率相對比較低等因素，銀行不能很好地發揮社會資金轉化功能。國家高速發展所引起的對資金的大量需求與不能使儲蓄有效率的轉化為投資供給之間的矛盾，是產生需求外資的主要原因之一。

企業的發展需要大量資金的支持，然而我國資本市場發育不完全，企業的融資渠道少。我國企業的融資大部分是通過國有商業銀行融資。隨著商業銀行轉向商業化經營，建立自我經營、自負盈虧的機制，各大銀行都以追逐和保持自身經濟利益的角度出發，嚴格控制發放貸款數量，而對放貸地區、項目進行謹慎的選擇以追求經濟效益，企業在國內獲取資金的渠道被堵塞之后，自然而然地就將目光瞄準了外資，產生了對外資的需求。同時，國內企業愿意與外資合作。隨著我國對外開放，以及跨國企業的進入，我國國內企業面臨著越來越激烈的競爭，急需高新技術，先進的管理經驗來增強企業的競爭力。而外商的投資在一定程度上可以提高企業的技術水平和管理能力，因此，國內企業往往通過引進外資的形式來引進先進的技術與管理經驗。

2.國內經濟政策的影響

長期以來，我國采取鼓勵出口和鼓勵外資流入的非對稱性國際收支政策。在制度安排上，明顯鼓勵出口、限制進口；鼓勵外資流入，限制資本流出。從跨境資金流入和流出看，流入管理較松，流出管理較嚴。例如，鼓勵外商來華直接投資，限制國內企業到境外投資；鼓勵外債流入，限制國內金融機構向境外提供債權，不允許非金融企業對外發放貸款；鼓勵非居民向我國居民提供資本項目下捐贈和轉移，限制居民向非居民提供資本項目下捐贈和轉移等。

(3)外資的選擇

自改革開放以來，大量的外資涌入中國，主要動機就是尋求獲利機會。首先，進行直接投資可實現內部化從而節約交易費用。我國外貿市場的高額交易費用和存在的較高的貿易壁壘促使大量的跨國公司放棄國際貿易的形式而采取對外直接投資的一體化策略。其次，我國廉價的生產要素，比如勞動力和土地等，巨大的市場潛在容量，再加上我國政府為吸引外資給予外資的一系列超國民待遇，更加吸引外商對我國進行直接投資。在這種情況下，一方面外資大量超規模涌入，形成了負的儲蓄缺口；另一方面，外商投資在國內生產的產品取代進口，加大出口，從而進口減少，出口增大，外匯的負缺口也在一定程度上擴大。

(4)是較強的人民幣升值預期

心理預期對我國的資本流動始終具有很強的影響力。2002年以來，受國際、國內諸多因素的影響，企業和個人出現了人民幣升值預期。同時，媒體鋪天蓋地地討論人民幣升值問題，導致人民幣升值預期進一步被強化。在存在價格落差（利率差、匯率差）的情況下，社會中的每個企業和個人都會成為潛在的投機者。在人民幣升值預期下，出口企業會盡可能早收匯、多結匯；進口企業會推遲和減少購匯、付匯；老百姓也不愿意持有外匯。這些行為直接導致我國資本流入增加和資本項目順差擴大。從境外遠期外匯市場看，人民幣非交割遠期匯率升值較高的時段與我國外匯儲備增加時期高度吻合。

參考文獻：

篇（7）

［中圖分類號］F832 ［文獻標識碼］A ［文章編號］1005-6432（2011）13-0010-02

1 引 言

自1978年改革開放以來,中國已經保持了30多年的強勁經濟增長。GDP增長率在1979―2009年平均為9.8%,其中,2007年增長率接近12%,雖然遭受美國金融危機的沖擊,中國2008年和2009年的經濟仍保持高增長,增長率達到9.6%和8.7%。

是什么支撐了中國經濟的長期持續高增長？這種高增長的潛力有多大？中國在未來10年或更長時間里能否保持經濟的持續強勁增長？

國內外學者對中國經濟持續高增長問題的研究著作、論文如汗牛充棟,體制改革、資本積累、技術模仿、教育、貿易、全要素增長率等解釋不一而足。不過,從人口紅利角度分析經濟快速增長的原因則是近幾年的事情,人口紅利一度成為關注的焦點。中國在過去30多年的經濟增長中物質資本的影響占28%,勞動力數量的影響占24%,勞動力質量的影響占24%,人口流動或要素配置的影響占21%,其他因素(如管理水平等)占3%。研究第二次世界大戰后新興工業化國家和地區經濟增長的學者指出,這些國家(地區)的高經濟增長,主要歸因于資本投入的增加、勞動參與率的提高和勞動力質量的改善,而非技術進步。勞動力的高參與率和較高的配置效率是中國經濟增長的重要推動力量,勞動力對經濟增長的這種促進作用就是人口紅利。

近來對人口紅利的關注又進一步深入,有研究指出,中國很快將走出人口紅利階段,2015年前后進入“人口負債階段”。國際經濟競爭力將隨著廉價勞動力時代的結束而大大下降,未來的經濟高增長將無法持續。

本文認為人口紅利是改革開放以來推動中國經濟持續高增長的重要原因,人口老齡化未必能使經濟增長速度放緩,中國經濟至少可以持續增長20年。

2 人口紅利的概念

所謂人口紅利,是指人口轉型過程中出現的人口年齡結構優勢導致的高勞動參與率,即總人口中勞動力人口比重較大,對一國經濟增長的積極效應。人口紅利期是指當生育率迅速下降、少兒撫養比例下降、總人口中適齡勞動人口比例上升,而老年人口比例達到較高水平之前形成的一個勞動力資源相對豐富的時期。目前,中國人口正值年齡結構較合理、適齡勞動人口比例較大,且農業勞動力大量剩余并有進一步轉移的潛力的階段,大量廉價農業剩余勞動力向城市非農產業轉移,可為經濟增長提供大量機會成本為零的勞動力要素投入。這種人口轉型帶來的促進經濟增長的效應就是中國經濟增長的人口紅利效應。

最近,人口紅利的概念又進一步得到擴展,分為第一人口紅利和第二人口紅利。第一人口紅利是指由人口轉變所導致的生產性年齡段的人口份額的增加,而人口總體負擔相對較輕所帶來的經濟增長。即使假定勞動力生產率保持不變,勞動供給數量相對較高也意味著總產出同比例上升,同時充足的勞動力供給也能促進勞動密集型產業的發展。但是該人口紅利期的效應短暫,持續時間為50年或稍長些。

第二人口紅利則源于理性主體為了應對人口年齡結構的預期變化,而相應調整個人行為與公共政策。人口轉變是一個長期過程,它既包含了個人生命周期的變化,也反映了代際更替關系。根據生命周期假說理論,消費者各階段的消費水平取決于他一生的總收入,而不是當期收入,人們會選擇一個接近其預期一生的平均收入水平的消費水平,且其長期儲蓄水平將與生命周期緊密相關,因此,整個社會的儲蓄率和人口結構變動密切相關。在生產效率較高的壯年階段,其收入中用于儲蓄的比例將明顯高于其他階段(比如養老金積累)。如果總人口中勞動年齡人口的比重大,那么,這部分人口的個人儲蓄之和將有助于提高儲蓄率。同時,勞動年齡人口的撫養比相對較低,他們所承擔的撫育和贍養等經濟負擔較輕,從而減少了家庭支出,提高了家庭儲蓄的比例。由此反映出在人口轉變的特定階段,因高比例的勞動年齡人口所帶來的國民儲蓄率升高和資本供給增加將對經濟增長產生推動作用。

3 人口紅利是中國經濟持續高增長的重要因素

人口紅利從三方面推動中國經濟增長：第一,高勞動參與率。高勞動力比重意味著人口對經濟增長的參與率高。第二,高儲蓄率。改革開放以來,我國居民儲蓄存款經歷了幾個顯著的增長階段。改革開放最初的10年,我國居民儲蓄存款年平均增長率達到了30%以上,這一階段是增長最快的時期。1989―1996年,進入第二個增長高峰期,存款余額年增長率達31.6%。1998―2000年,增長率開始一路下滑,甚至出現了負值,其主要原因是股市火暴促進了儲蓄的分流,更多的資金從銀行流入了股市。2003―2008年,居民儲蓄存款沖破了幾個大關：2003年9月首破10萬億元；2005年超過了14萬億元；2006年12月,突破16萬億元；2007年,17.25萬億元；2008年,21.79萬億元。按現價計算,2000―2008年年平均增長率達16.5%。第三,較高的勞動力配置效率。配置效率是相對于技術效率而言的。技術效率是指技術進步帶來的效率提高,而配置效率是指在技術水平不變的條件下,現存資源的重新配置帶來的效率。

當社會處于人口紅利期時,由于人口結構較好,勞動力供給十分充足,同時,從事經濟活動的人口不斷提高帶來了高生產率與高儲蓄率,并因此導致了較高的資本積累。20年來,中國投資率一直居高不下,同樣奇高的儲蓄率也助推了這種高投資率。當然儲蓄率高,部分的原因有養老保險與醫療制度不完善、中國文化對較高的儲蓄水平的偏好等,但最重要的原因還是因為中國目前的“撫養比率”較低。所謂“撫養比率”是指不工作的孩子人數、老人數與工作人數之比。當家庭中孩子年幼、無工作時,家庭的儲蓄率較低;當孩子長大,且自身也處于最佳創造期時,家庭的儲蓄率較高;退休后,儲蓄率則開始下降。因此,不工作的人越多(因為太小或太老),儲蓄率越低,反之亦然。

雖然計劃生育政策的長期效應以及中國人預期壽命的延長,將使人口紅利這種較低的撫養比率因素逐漸消失,但在未來的10年甚至20年里,低撫養比率仍將持續,從而可以預計的是：儲蓄率和投資率也將繼續保持在一個很高的水平上。曾經有過的關于勞動年齡人口增長率的預測認為,中國的勞動年齡人口可以一直增長到2030年。

一般來說,當一個國家勞動年齡人口增長停止后,勞動力數量不足的問題會很快到來。但城鄉二元結構使得中國的情況有很大不同,數量龐大的農村人口仍然能夠在相當長的時間內為城鎮提供勞動力資源。中國目前正處于快速城鎮化的過程之中,如果按城鎮人口每年增加一個百分點的速度計算,則城鎮每年會新增1500萬左右的勞動年齡人口。設想中國步入比較發達的階段時大多數人口如70%的人會選擇居住在城鎮,則農村勞動力向城鎮的轉移還會持續20年以上的時間。因此,在可見的將來,我國似乎仍然擁有比較充足的勞動力供給。從勞動力供給來看,人口紅利將繼續推動中國經濟的高速增長。

從人口紅利對消費和儲蓄的影響來看,勞動年齡人口增長停止或者說老齡人口比例增加在一定時期內并不必然帶來儲蓄率的下降,相反還有可能使儲蓄率進一步上升。在老齡化的初級階段,新進入老齡階段的人往往都有較高的儲蓄率和儲蓄傾向,有人也因此把老齡化的初級階段看成是第二次人口紅利期。從這個意義上說,勞動年齡人口豐富的人口紅利期結束并非人口紅利的真正結束,只要能夠發揮好儲蓄的資金效率,讓資本得到合理的回報,則第二次人口紅利仍有可能為經濟增長繼續注入“活力”。

綜上所述,人口紅利將在相當長一段時間內成為推動我國經濟持續增長的利好因素。我國經濟目前正處于歷史上最好的時期,同時也是人口紅利回報最豐厚的時期。從今后20～30年的時間來看,我們不僅沒有理由懷疑我國的經濟增長會失去動力,相反,經濟增長將會更加強勁。

4 最優化利用人口紅利的建議

人口紅利效應終將因人口自然增長率下降、勞動參與率降低而逐漸消失。但在不以人的意志為轉移的客觀規律面前,我們仍能有所作為,我們可采取一系列有效措施,提高勞動力素質、消除城鄉勞動力流動障礙,減少勞動力閑置和浪費,促進勞動力資源的充分利用和有效配置,從而使我國人口紅利的效應最大化。

由于歷史和國情的原因,中國走的是一條依靠農業積累和廉價勞動力推動的工業化道路。短期看,勞動力的低成本可以支持經濟的發展,但長期看,勞動力的低成本必然是低勞動力素質和低勞動生產率水平的反映,它無疑將阻礙經濟的發展。所以應大力提高勞動力素質，以更好地支持經濟發展。

為了經濟的持續發展,應通過擴大就業,最大化開發尚存的人口紅利,并加快人力資本積累。人力資本存量的提高意味著形成一個更具有報酬遞增性質、更加可持續的經濟增長源泉。并且,為了迎接人口老齡化沖擊,中國需要通過擴大就業、加快人力資本積累和建立適合于中國國情的可持續的養老保障模式這三條途徑來充分挖掘未來潛在的人口紅利,推動中國經濟持續增長。

經濟增長的源泉應當從依靠良好的人口結構(即人口紅利)轉為以技術的創新能力為主。人口紅利在生育率下降的過程中,終究會成為一個歷史現象,調整政策延緩一點時間只是短期效應。從長期而言,需要依賴產業換代,依賴技術的創新能力,才可以長治久安。實際上,我們只有通過不斷地科技創新和制度創新,才能不斷地實現中國勞動力成本的增長,改變中國在國際市場處于低端產業低利潤環節的局面,提高中國在世界市場上的競爭力,以實現中國經濟的可持續發展。同時,提高勞動力成本,將有助于釋放潛在的消費需求。資料顯示,中國低收入家庭的消費傾向明顯高于中高收入家庭。通過增加收入,大量的農村人口、進城務工人口和城鎮低收入人口以及其他中低收入人口較高的邊際消費傾向將加速消費品市場的啟動過程。基礎消費品的爆發式需求增長,新消費群體的各類時髦需求增長,居民消費觀念的更新和消費結構的升級,將啟動中國龐大的內需消費市場。

在保證了中國的自主創新持續增長力的同時,我們還應該從另外一個角度來正視后人口紅利時代的社會安全和秩序問題。而建立健全的社會保障機制,將是我們這個社會發展的安全閥,只有通過它才能保證我們的經濟能夠在既有軌道上良好運行。在此前提下,我們再通過進一步將農村人口和農民工不斷納入社會保障體系,不斷地充實社會保障基金。這樣我們的社會保障就將會有一個較大的改善,在面對后人口紅利時代的時候,就會更加的從容不迫。

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篇（8）

我國實施經濟體制改革以來，GDP取得高速增長，人均收入和國民儲蓄總量不斷增加，與經濟高速增長形成鮮明反差的是，我國居民消費占GDP的比重即居民消費率卻呈長期下降趨勢。特別是在2000年之后伴隨著我國進入中等收入水平國家，居民消費率卻以年均1.4%加速下降。過低的消費率反映了我國經濟增長結構失衡的問題，受到經濟學家越來越多的關注。學者對我國居民消費率較低的原因分析有以下幾個方面：由于收入分配不公平導致過大的收入差距，經濟體制改革所帶來的不確定性增強導致收入中預防性儲蓄動機加強等。除此之外，我國居民消費率還會受到人口年齡結構變化的影響，不同年齡階段人口的消費傾向和消費能力是不同的，變化的人口年齡結構不論對家庭消費還是整個國民經濟中消費所占比例都會有影響。

我國人口年齡結構變化趨勢

本文以撫養比作為反映人口年齡結構的主要指標。包括少兒撫養比、老年撫養和總撫養比。少兒撫養比指0-14歲的少兒人口與勞動年齡人口的百分比，老年撫養比是指65歲及以上老年人口與勞動年齡人口的百分比，少年撫養比加上老年撫養比就是總撫養比，表示一個國家（或地區）勞動年齡人口需要負擔的人口數量。如表1所示，從上世紀70年代后期實施計劃生育政策以來，我國少兒撫養比明顯減小，老年撫養比逐漸緩慢增加，總撫養比呈現下降趨勢。從2000年第五次人口普查開始，我國進入人口老齡化結構。2013年底，我國60周歲及以上人口20243萬人，占總人口的14.9%，65周歲及以上人口13161萬人，占總人口的9.7%，到2017年，將超過10%。2030年到2050年是中國人口老齡化最嚴峻的時期。預計到2050年，中國老齡人口將達到總人口的三分之一。

人口年齡結構變動影響居民消費的作用機制

消費率是居民消費絕對數量與國內生產總值的比值，因此分析人口年齡結構變動對消費率的影響的時候要考慮微觀和宏觀兩個方面。微觀角度主要體現在人口年齡結構變化對微觀經濟主體消費行為即消費傾向的影響上；宏觀角度主要體現在人口年齡結構變化如何影響國民總產出和國民總儲蓄率上。

（一）少兒撫養比下降對我國居民消費影響

低出生率引起了我國少兒撫養比迅速下降。少子女化對中國家庭儲蓄會帶來影響。首先，中國家庭一直有養兒防老的觀念，家庭儲蓄和子女數量可以看做是養老兩種形式。在高出生率下，父母對養老保障預期樂觀，就會減少儲蓄增加當前消費。當一個家庭只有一個孩子或者沒有孩子的時候，父母的養老預期會變得不明確，六普顯示我國的總和生育率只有1.18。很多父母在40歲左右或就開始增加養老儲蓄，養老儲蓄上升消費率就會降低。同時，在家庭中子女數量和質量存在替代關系，低少兒撫養比的情況下父母會增加對子女的人力資本投入，尤其是營養、教育方面的支出。但是在受教育年限普遍延長的情況下，子女撫育消費（如接受高等教育、結婚買房、成家立業、出國深造）的高峰期實際上發生了后移（18-28歲）。適應子女消費變化趨勢，家庭在資源的即期消費與遠期消費選擇上傾向于遠期消費。而遠期消費的即期行為就是增加當前儲蓄。在現實中的表現是，為了孩子的長遠發展，大多數家庭勤儉節約。從以上兩個方面來說，少兒撫養比的上升會增加儲蓄，減少居民消費。

（二）老年撫養比上升對消費的影響

根據生命周期理論，對一國來說，如果一個國家老年人口的比重上升，可以預期該國消費率會提高。老年撫養比上升預示著我國人口老齡化的加速。但是我國人口老齡化的到來并沒有導致我國居民消費率上升。從微觀家庭角度分析，中國老年人的退休后收入與消費行為與西方人有所不同，很多中國老年人會在退休前積攢足夠的養老金，并且大部分老年人退休后不會選擇出國旅游休閑度假的高消費生活方式，他們會省吃儉用減少開支，僅僅依靠微薄的退休金就可以度日，儲蓄率下降不會很快。另外一方面，中國人有強烈的遺贈動機傳統，遺贈儲蓄動機會影響居民的消費和儲蓄決策。有研究證明收入分配越不均衡，財富越向少數人集中，整個社會的遺贈儲蓄傾向就越高，儲蓄率也就越高。我國自1986年以后基尼系數加速增長，目前已經超過0.47。收入分配不平等的加速導致整個社會的遺贈儲蓄增加，引起總消費不振。

（三）總撫養比下降對消費率的影響

總撫養比下降意味著勞動年齡人口比重增加。從宏觀來講，一方面勞動供給的增加會降低實際工資率導致居民消費水平的下降。另一方面，按照新經濟增長理論，當勞動年齡人口增加時，人均資本存量下降，產出減少，會降低居民長期消費；但是總撫養比的下降會抵消因勞動年齡人口比重上升對人均資本存量的稀釋作用。如果將總撫養比下降所形成的剩余產出用于彌補資本存量的不足，此時社會人均資本存量并不一定會稀釋。在我國的情況是人均資本存量較為稀缺，總撫養比下降使儲蓄率上升，消費率下降。

綜上所述，從長期來看，老年撫養比上升和少兒撫養比下降會降低我國居民當前消費率，我國目前處于人口年齡結構較優時期，總撫養比達到最低點，人口老齡化趨勢初現，出現儲蓄率的上升和消費率的下降。在一段時間內這種狀況不會有較大改善。

人口年齡結構對居民消費率影響的實證研究

本文運用協整技術和Granger因果關系檢驗兩種計量分析方法，利用中國1978-2011年人口年齡結構變量和居民消費率的時間序列數據，對人口年齡結構變動與居民消費率的長期關系進行回歸研究。本節將利用協整理論和向量誤差修正模型對人口年齡結構和居民消費率之間的長期關系進行分析。假設回歸方程為：CONS= +1YD+2OD+ε。

CONS：居民消費率，是居民消費總額與GDP比值。YD：少兒撫養比，即0-14歲少兒人口數與15-64歲勞動年齡人口數之比。OD： 老年撫養比，即65歲及以上老年人口數與15-64歲勞動年齡人口數之比。選取1978-2011年間我國居民消費率和人口撫養比的時間序列數據來進行分析，樣本期為32年。居民消費率數據和人口撫養比數據分別取自歷年中國統計年鑒和歷年人口統計年鑒，并通過計算整理。

（一）協整分析

平穩性檢驗。由于本文所涉及的時間變量有可能是非平穩的，若不加檢驗地進行回歸分析，有可能出現謬誤回歸。本文采取ADF檢驗方法來判斷數據的平穩性。其檢驗結果見表2。由表2可知，這些變量在5%的顯著水平上都是非平穩變量，而其一階差分后的ADF值小于5%水平的臨界值，說明一階差分后的數據都是穩定的I（1）時間序列，因而可以進一步對各變量之間的協整關系進行檢驗。

協整檢驗。通過上面的平穩性檢驗，我們得知各序列之間可能存在著長期穩定的關系。約翰森檢驗結果見表3。協整回歸結果：在95%的置信水平下拒絕無協整的假設，CONS、YD和OD三個變量之間存在一個協整關系，即居民消費率與人口年齡結構變量之間存在長期均衡關系，對它們的回歸不是虛假回歸。通過協整回歸結果如下：CONS =62.38+0.11*YD-2.35*OD。

回歸方程表明：少兒撫養比對居民消費有促進作用，但是促進作用并不明顯，少兒撫養比每下降1%，居民消費就會減少1.1%。老年撫養比對居民消費有明顯的抑制作用，老年撫養比每上升1%，居民消費率就會下降2.35%。處于少兒階段的居民消費傾向要高于其儲蓄能力，處于老年階段的居民消費傾向要低于其儲蓄能力，并且相比較而言，老年撫養比對居民消費率的抑制作用要大于少兒撫養比對居民消費率的提升作用。

（二）因果檢驗

對各變量的因果關系檢驗如表4、表5所示。

從表4和表5可以看出，在5%顯著性水平下，少兒撫養比和老年撫養比對居民消費率存在單向的因果關系，即解釋變量少兒撫養比和老年撫養比是造成消費增長的原因，居民消費率、少兒撫養比和老年撫養比之間存在長期穩定的協整關系。并且老年撫養比對居民消費率的影響更大。隨著我國人口老齡化的繼續，消費率在一段時期不會明顯上升。

結論和建議

本文主要探討撫養比的變化對我國居民消費率的影響，利用協整回歸的方法對1978-2011年時間序列數據進行分析。發現少兒撫養系數對居民消費具有弱顯著的正影響，而老年撫養系數對居民消費率有中等顯著的負影響，與生命周期理論的結論相反。生命周期理論是建立在西方發達市場經濟基礎之上的，在這些國家完善的社會養老制度已經取代了傳統的家庭養老制度，因此儲蓄用于老年消費是平滑一生消費的惟一途徑。而我國的老齡化背景是家庭的養老功能弱化，完善的養老保障模式還沒有建立，再加上改革、通脹等預期，老齡化強化了居民的預防性儲蓄的增加。

完善我國經濟增長模式就應該適當提高居民消費率。從上述結論可知，提高國內需求水平要進一步建立和完善社會保障制度，以此改變消費預期減少居民預防性儲蓄。此外，還應進一步調整消費結構，積極發展老年產業和老年消費場。最后鑒于邊際消費遞減規律和我國獨特而強烈的遺贈動機，還應該改善收入分配不平等的程度。

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篇（9）

1 現狀及問題

近年來，中國金融市場上一個引人注目、同時也是廣受爭議的一個現象，就是廣義貨幣(M2)與國內生產總值(GDP)的比值不斷高攀，M2/GDP比率一直呈現上升趨勢。從1978年的0.32增長到2005年的1.98，為世界之最。這樣的增長態勢在世界各國經濟發展史上是前所未有的。見下圖1和圖1.2。從下圖來看我們可以明顯地看出，從九十年代初開始我國經濟中廣義貨幣增長超過國內生產總值增長，以至于 M2/GDP 增加是一個長期現象。

從增量上看，改革開放以來，M2 的年增長率幾乎都高于 GDP 的年增長率，直到近年來才有所趨近(見下圖 )，這表明長期積累帶來的 M2規模大于使得 M2/GDP這一比例在近幾年仍不會得到明顯的改觀。

通過分析研究，可以得出以下三個結論:第一，我國M2與GDP比率不斷上升，說明我國經濟貨幣化程度已進入較高級階段。第二，我國 M2 與 GDP 的比率成為世界之最，并不說明我國經濟貨幣化水平最高，這是我國金融體系還不完善的結果。我國銀行業相對發達，而非銀行金融業比較落后，社會貨幣收入過多地集中在銀行，造成 M2過度膨脹，而不能及時、合理地分流到證券市場、保險市場和社會保障系統，以促進貨幣供應量級次不斷提升。第三，貨幣對經濟的推動力呈弱化趨勢。

2 M2與GDP高比率的原因分析

2.1 經濟的貨幣化

經濟的貨幣化是指通過貨幣進行的經濟活動比例的不斷增加，而與傳統的物物交換相聯系的非貨幣化經濟比例則不斷下降。貨幣化的關鍵之處在于它會引起對貨幣的額外需求。改革開放以前，在廣大農村地區，實物交易較為廣泛地存在;其后，隨著農村市場的開放，改革向城市和國有企業推進，商品交易領域的擴展和交易媒介貨幣化程度加深，對貨幣需求也迅速增加。有學者估計，在我國改革初期，為了滿足經濟貨幣化對貨幣的需求，每年需要增加貨幣供給6%-8%。居民儲蓄行為的增加，從而貨幣流通速度下降，發展中國家由于貨幣進程較低，所以其M2/GDP增長速度較快。中國由于市場經濟的不斷深化，M2/GDP有不斷上升的趨勢，但是國內學者一般公認到1993年，中國的貨幣化已經差不多，因此可以推斷中國M2/GDP還受其他因素的影響。

2.2 收入分配格局的變化和居民儲蓄的高增長

改革開放以來，中國的國民收入宏觀分配格局明顯向居民傾向，個人最終所得占GDP的比重上升。居民收入的增長速度遠高于同期的經濟增長速度;再加上儲蓄存款長期以來一直是我國居民首選的金融資產形式，所以從1978年以來我國的國民儲蓄率一直保持穩定的增長，使得居民儲蓄迅速增長。因為高的儲蓄率會導致儲蓄存款余額和準貨幣總額增加，從而使得M2增加，成為推動M2/GDP上升的主要動力。

2.3 貨幣流通速度的下降

在中國貨幣流通速度不是一個常數，由于經濟的貨幣化以及銀行的不良貸款率較高等原因，在改革開放后的20年中迅速下降。在貨幣流動性下降的情況下，要維持正常的經濟增長，貨幣存量就必須相應的擴張，從而導致M2/GDP的居高不下。由于銀行體制、金融市場不發達等各種原因，我國的貨幣流通速度在改革的20年中迅速地下降，由1978年的3.13驟降到2002年的0.55。 轉貼于

2.4 以銀行為主導的融資模式以及金融工具的單一

當前，盡管我國債券市場及股票市場有了很大程度的發展，但仍然比較滯后。公司債券市場不發達，商業票據市場不發達，企業融資主要靠銀行。導致我國直接融資所占比重仍然較小，企業融資過多的依賴于以銀行信貸為主的間接融資。隨著我國經濟的高速增長以及倒閉機制的影響，銀行體系只能被動供給貨幣以滿足社會對資金的需求，廣義貨幣M2不斷膨脹，由此導致M2/GDP居高不下。

另外，改革開放以來，我國居民的收入普遍有大幅度地增加，但居民的投資渠道卻相對匱乏，居民缺乏多樣性的投資渠道，再加上國人具有高儲蓄的偏好，及銀行存款的高安全性，使得居民儲蓄余額長期增長。從而導致M2/GDP越來越高。

2.5 金融資源配置效率的低下

金融配置效率的不足必然表現為同等的GDP增長需要更多的貨幣供給來推動，致貨幣化比率的畸高。就其原因，主要可以歸結為兩點:一是金融資源對國有經濟的過度傾斜以及對非國有經濟投入的相對不足;二是占有大量金融資源的國有經濟的效率卻又相對不足。對于我國，銀行主導型的融資結構決定了金融資源的配置主要是通過銀行進行的。由于傳統和體制上的原因，我國的銀行特別是國有商業銀行，融資服務對象仍主要面向國有經濟，以致國有經濟一直是寶貴信貸資源的主要占有者;在直接融資領域，國有經濟也是股票市場和企業債券市場的融資主體，非國有經濟總體上仍然較難通過直接融資方式獲取大量金融資源。這種金融資源過于向國有經濟傾斜的現實無法與我國當前經濟結構的變化相稱。與此同時，大量向國有經濟傾斜的金融資源，卻由于國有經濟的預算軟約束和整體效益的不足而形成大量無法回收的貸款。在這種局面下，為了給經濟運行提供寬松的貨幣環境，保證經濟的持續增長，又必須不斷提供新的信貸，導致M2的膨脹，并自然表現為高的M2/GDP比率，而從中反映出的卻是金融資源配置效率的不足。

2.6 積極的財政政策

我國積極的財政政策下國債的大量增發，即我國積極的財政政策使得大量增發國債，當居民認購國債時意味著M2準貨幣的減少，但是當政府用出售國債的錢全部用于投資和購買時，通常會形成M1增加，同時由于政府投資帶動相關產業的發展這時M2的供給規模恢復原來的水平并且繼續遞增。導致M2大幅增加并且超過了GDP的增長速度，從而使得金融深化指標持續走高。所以，我國金融深化指標 M2/GDP走高并不代表我國金融發展的結果，而是我國特定的財政政策制度。

2.7 迅猛增長的外匯儲備

近幾年來我國外匯儲備的迅猛增長(見下圖，數據來源于國家外匯管理局網站)也是導致貨幣化比率上升的重要因素。根據貨幣經濟理論，一國的貨幣供給M是國內信貸D與外匯儲備F之和，即:在當前信貸投放增長相對減緩而外匯儲備持續快速增長的態勢下，外匯占款已經成為了我國投放基礎貨幣的主要方式。

我國外匯儲備超常增長的主要原因在于國際收支的雙順差，但在雙順差中，資本賬戶順差占據主導地位。這說明我國外匯儲備大幅度增加除了來自進出口貿易增長外，更多的應歸因于利用外資和國際投機資本大規模進出所帶來的資本項目凈流入，特別是國際游資對人民幣升值的強烈預期而大量流入。很明顯，現階段央行在外匯市場被動地購買外匯儲備已成了基礎貨幣投放的主要渠道，貨幣政策的有效性和靈活性面臨國際收支不平衡的挑戰。這種被動的基礎貨幣投放方式所帶來的問題是，有外匯收入的企業因為結匯而具有較為充裕的資金，這些資金除部分進入生產流通環節外，其余則成為了銀行資金流并大量地反映為銀行存款，從而導致貨幣化比率的進一步上升。

3 總結

總之，造成我國貨幣化比率畸高的原因是多方面的，我們更無法從我國較高的貨幣化比率中得出我國的金融深化程度已經處于較高水平的結論，相反這種高貨幣化現象卻說明我國金融發展中存在著深層次的問題。不可否認，在我國M2/GDP比率不斷攀升并居高不下的這些年，也恰是國民經濟持續快速增長的年份。但從長遠來看，其中所反映的金融結構失衡與金融資源配置效率較低等問題必然會成為我國未來經濟發展的羈絆;并且，這種依靠增發貨幣維系粗放型金融資源配置的模式終究是非良性的，必然會造成風險向銀行體系的過度集中并極易釀成通貨膨脹，不利于宏觀金融的穩健運行與經濟的穩定增長。探尋中國高貨幣化現象之謎，并深究出其內在的原因，對我國的金融發展無論是在理論上還是在實踐中都具有重要的意義。

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篇（10）

通常一個國家在對外貿易中實現順差，則說明了該國商品在國外市場具有一定競爭優勢，順差帶來的外匯儲備可使得該國的對外支付能力加強，同時增加對外債權。但我們也應當認識到，順差的產生意味著出口獲取的外匯并未實現同期的進口、對外投資、技術的引進。這種順差只表現為國外銀行的存款或者是購買外國債券，這樣資金使用的收益率不僅低，還會加大本幣匯率升值的壓力。讓本幣升值，便會對隨后的貿易產生不利的影響。而外匯儲備的持續增加也會迫使貨幣管理當局投放更多的基礎貨幣以維護匯率的穩定，造成國內通貨膨脹。作為貿易伙伴的逆差國，更是會以長期逆差為借口，設置多種貿易障礙，要求順差國減少出口或增加從逆差國進口。

所以，我們應該認識到，巨額的順差不僅給國內的經濟帶來不利影響，也不利于經濟的協調發展。自金融危機后，我國對外貿易環境惡劣，遇到各種針對我國出口產品的反傾銷調查。引發的國際爭議都指出人民幣幣值嚴重低估，紛紛要求人民幣升值。理論上說，一國幣值上升，使其出口商品在外國市場價格上升，不再具有價格優勢，而從國外進口的商品則更加便宜，從而達到減小順差的目的。但是，從數據來看，近年來我國貿易順差雖然相比從前增幅減小，但仍無法改變長期順差這一事實。我國對外貿易長期處于順差的原因究竟是什么，人民幣的升值能從根本上改變中國如今面對的不利外部環境么？

一、我國貿易差額的基本狀況及形成原因

1.我國貿易差額的發展概況

中國原本經濟落后，我國的貿易差額也并非一開始就處于順差地位。從上世紀八十年代開始，僅實現了一年貿易收支平衡，兩年有順差，其余七年累計達到42.9億美元的逆差。從1990年開始，除1993年為逆差，我國對外貿易實現了持續順差。在2005年順差額更是創造記錄的達到了1018.8億美元。僅管越來越多的人意識到平衡貿易收支的重要性，但是我國仍沒有改變持續順差的局面。2008年金融危機爆發，我國出口貿易受到嚴重影響，人民幣不斷的升值，無疑給出口行業雪上加霜。從2008年到2011年，貿易順差逐年減少，但是，中國對外貿易總體保持著順差，不僅加劇了人民幣升值的壓力，更是給了貿易伙伴國家以借口，對中國的出口設置重重壁壘。對長期依靠外需拉動經濟增長的中國而言，持續的貿易順差，對經濟的健康穩定增長已產生負面影響。

2.我國貿易持續順差的主要原因

（1）國際產業轉移的影響

國際分工的變化導致國際產業的轉移，在歷史上，國際生產的中心先后產生的從歐洲到美國再到亞洲的轉移。二戰之后，生產力在科技革命的推動下得到飛速的發展，全球產業調整的步伐加快，發達國產紛紛實現產業的升級，伴隨而來的便是制造業開始向發展中國家轉移。20世紀90年代以來，資本主義利用經濟全球化的發展加快的對外擴張，新的國際分工格局在這種背景下形成了。在這一時期，中國憑借勞動力成本的比較優勢和較為優越的投資環境，吸引了大量外商來華投資設廠，開始了以勞動密集型為主的加工貿易。在隨后的一段時期，國際制造業大量向中國轉移，中國成為計算機、音響設備、玩具、家具等制造品的生產中心，而制造業的快速發展同時促進了出口貿易的快速發展，出口的不斷擴大必然導致貿易的持續順差。

（2）出口導向型發展戰略是貿易持續順差的重要原因

20世紀90年代以來，東亞新興市場經濟體轉為外向型，大力實施出口導向型的發展戰略，并且成功利用出口拉動了經濟的快速增長。亞洲“四小龍”的成功經驗證明，出口導向型發展戰略是有利于實現經濟的迅速增長和居民收入的快速提高。基于國外的成功案例，中國政府根據國內的實際情況，很快的實現了從計劃經濟向市場經濟的轉變，充分發勞動力成本的比較優勢，大力發展出口導向型經濟。政策的鼓勵，對經濟增長的貢獻在當時確實很大，但是發展至今，我國的外匯儲備和國際債權債務的情況已完全不同于當初，可是許多地方或部門，仍未改變觀念，鼓勵進口平衡安排的相應措施較為不足。這也是中國對外貿易持續順差的一個重要原因。

（3）我國內需不足影響進口增長

我國提出擴大內需以推動國民經濟增長的口號已經多年，但是成效緩慢。具體體現在中國的高儲蓄利上。根據人民日報012年11月21日的相關報道指出：“中國的國民儲蓄率從20世紀70年代至今一直居世界前列，90年代初居民儲蓄占國民生產總值的35%以上，到2005年中國儲蓄率更是高達51%，而全球平均儲蓄率僅為19.7%。”早在2009年，我國居民儲蓄余額已經超過18萬億元，人均儲蓄超過1萬元，儲蓄率已經達到世界排名第一。除了傳統消費觀念造成中國儲蓄率居高不下外，更重要的一個因素則是與對收入增長的預期不樂觀有關，因對收入增長的預期不樂觀使得大多數人對醫療、保障、住房等消費前景的擔憂，進一步壓抑了大多數人的消費欲望，消費品進口的增長也在一定程度上受到了限制。雖然我國貿易持續的順差，但在出口的產品中，真正具有綜合競爭力的產品較少，大多數出口產品都是依靠低價競銷，效益并不理想。

二、人民幣升值沒有改變我國貿易順差的原因則說明了限制我國進口的原因，由此，中國持續順差可以說和我國的需求和經濟結構有關。

因此，我國持續順差產生的原因很多，人民帀的升值不可能在短期內有效的調整我國貿易收支。實現貿易平衡。

三、實現貿易收支平衡的思路和建議

1.切實轉變觀念

要客觀認識順差的利弊以及我國的現實，面對外部環境的改變，產業轉型是勢在必行。應當充分利用國內外資源發展對外貿易，僅依靠大量出口勞動密集型產品不是長久之計，提高出口效益必須通過修訂更加合理的相應政策法規，引導出口產業順利轉型，以實現貿易平衡發展。我們更應當認識到，依靠外資企業和加工貿易為主發展對外貿易，是不可能成為貿易強國的。

2.轉變對外貿易發展的方式

通過鼓勵國有企業和民營企業發展對外貿易，以改變外資企業在我國外貿中占據主要地位的局面；發展多種貿易形式，降低加工貿易在我國外貿方式中所占的比重；出口商品應當提高品質，打造屬于中國的品牌產品。通過技術創新來加強我國自主創新的能力，實現從委托加工生產到自有品牌的生產出口的轉變。

3.積極推進自由貿易區的談判和建設

對待貿易摩擦和國外施加的壓力，我們應當冷靜對待，據理力爭，以長遠的眼光來處理每一個問題。同時，在與周邊國家達成自由貿易的意向，或在與一些國家進行自由貿易區的談判時，都應該在平等互利的基礎上，積極推進，以利于雙方共同努力，實現貿易收支平衡，減少不必要的磨擦。

4.加強出口管理確保統計數據的準確性

我們需要加強海關、外貿管理、外匯管理、銀行、商品檢驗、運輸管理等部門之間的合作，對進出口商申報的進出口貿易的真實性及其報價的可信性嚴格把關核實，以保證統計數據的準確性，從而更好的確認貿易差額的準確性。

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[5]張二震 趙順龍：關于貿易順差原因的理論思考[J]，當代經濟管理，2009，第4期.

篇（11）

論文摘要：主要采用多間端等距指標入戶抽樣調查法、文獻資料法和數理統計法，對陜西省十一個地市的城市居民體育消費行為制約因素進行調查研究。結果顯示：傳統的消費觀念制約陜西省城市居民體育消費意識的提高；不發達的經濟條件制約陜西省城市居民體育消費水平的發展；居民生活消費結構中醫療及儲蓄制約陜西省城市居民的體育消費支出；消費者之間的個體差異影響體育消費的整體發展。

 

1 研究對象與方法

 

本研究對象是陜西省城市居民體育消費水平。主要采用多間端等距指標入戶抽樣調查法，對陜西省11個地、市城市居民，就體育消費的制約因素進行調查。調查時間：2005年6月一10月。采用陜西省統計局的國民經濟統計網點，樣本量為990份，回收990份。對所收集的全部調查問卷在計算機上運用spss9．0軟件對174240項數據進行分析和處理。

 

2 調查結果與分析

 

從調查結果來看，陜西省初步具備了體育消費興起和發展的條件。體育消費的內容主要包括人們進行身體鍛煉的參與型體育消費，現場觀看體育比賽的觀賞型體育消費，以及人們進行體育技能培訓的培訓體育消費等等體育勞務形式。本文主要從體育的參與型和觀賞型消費進行調查研究。

 

2．1陜西省城市居民體育消費水平總體分析

調查統計分析表明：陜西城市居民家庭參加各種體育健身活動的年消費額是348．14元，以城市居民家庭平均人口3．06計算，人均參與型體育消費年支出是113．77元。以陜西省城市人口1222萬人推算，陜西城市居民參與型體育消費年總量是13．9-億元。觀看各種體育比賽、體育表演是觀賞型體育消費的主要內容之一。陜西城市居民個人平均全年觀賞型體育消費的支出是39．78元，全省年消費總量是4．86億元(見表1)。

 

其中最突出的是關于觀賞型消費額50元以下的消費者占到總消費群體的70．8％。如果籃球cba聯賽球票價格以，30元計算，39．78元的觀賞消費支出最多只能觀看1場比賽，說明近年來陜西省城市居民體育消費有了一定程度的發展，但是總體水平相對較低。 

 

2．2制約陜西省城市居民體育消費水平的發展因素分析

筆者主要從社會文化、經濟環境、生活結構、消費者個體等方面進行分析：

 

2．2．1濃厚的傳統消費觀念制約體育消費水平的發展  傳統的消費觀念崇尚節儉，人們認為節儉是一種美德，通過節儉進行理財。但是，節儉本身并不生財，不能增大資產規模，而只是減少支出。陜西是中國傳統文化的主要發祥地，“輕消費，重儲蓄”的消費觀念在陜西居民中的表現較為突出，這在一定程度上抑制了陜西城市居民體育消費水平的提升。

 

2．2．2不發達的經濟條件制約體育消費水平的提高

 

2．2．2．1陜西省與其他省份經濟條件比較  體育消費歸根結底是一種經濟和貨幣開支，它必須以一定的經濟基礎為前提。統計數據表明，2004年陜西省人均gdp達到7757元，比上年增長12．4％，與全國及西部的青海、甘肅省份相比較，經濟增長速度是比較快的。城鄉居民收入較快增長，人均可支配收入達7492．50元，同比增長10．1％；ja居民消費指標恩格爾系數來看，2004年陜西省城鎮居民家庭該系數降到33．7％，低于全國和西部省份水平；對于城市居民人均消費性支出的指標，陜西省的同比增長速度達到10．0％，高于西部各省及全國的增長速度。總體看來，2004年陜西省經濟量低于全國平均水平(見表2)。

但是，經濟總增長水平快速穩定，增幅高于全國平均水平。

2．2．2．2陜西省內不同區域經濟比較分析(見表3)

陜西省地區間經濟發展水平差異明顯。“十五”期間，全省十市一區經濟發展都實現不同程度的快速增長，但增速在陜北、關中、陜南地區間差異明顯。

從人均gdp來看，西安市一直保持在10000元以上，2005年之前都遠遠高于其他市區，2005年延安異軍突起，達到17670元，比西安高出1745元，列全省第一，寶雞以11126元排在第三位，其他市區都不及全省平均水平(9878元)，其中商洛市最低(3616元)。在一定的經濟條件，西安市具有體育消費的硬件基礎設施和大量的有能力進行體育消費的群體，而其他城市由于自身經濟水平的制約和居民體育消費的觀念差異造成其體育消費水平普遍不高(見圖1)。

圖1陜西省不同區域城市居民年人均體育消費水平統計

2．2．3居民生活消費結構對體育消費水平的影響(見表4

表4 2004年陜西省城市居民生活消費結構統計

對陜西省城市居民消費結構進行調查，結果表明，排在前八位的消費項目分別是：“吃、穿、住、教育、醫療、交通通訊、文化娛樂、體育消費”。這說明體育消費在目前并非是居民生活消費的重要組成部分，由于近年來住房、醫療、教育制度等的改革，造成了大部分居民把大部分支出用于此類消費。但是隨著陜西經濟的較快發展，城鄉居民生活水平的普遍提高，消費結構將會發生較大變化，消費領域也會迅速拓展。

2．2．3．1醫療消費支出與體育消費水平的相關性分析  醫療消費支出在城市居民生活消費結構中所占比重逐年增加，這間接影響到體育消費水平的提升。據最新資料顯示，陜西省年城鎮居民醫療消費支出：1995年人均醫療支出是41．3元，2000年是91．4元，2005年人均醫療肖費支出是605元(見圖2)。人力資本理論把用于后天的營養、鍛煉和醫療保健等方面的支出看做是一種與物質建設一樣的投資，即健康投資，這種健康投資就形成了人力資本中的健康資本。但是，健康投資中僅注重醫療保健的支出，忽視體育健康的支出，是一種不科學的短視消費行為。

2．2．3．2居民儲蓄存款與體育消費水平的相關性分析  從2001年到2005年，陜西省城鄉居民年末儲蓄存款余額分別為1768．47億元、2107．83億元、2519．83億元、2948．34億元和3533．97億元，按年分別增長19．2％、19．6％、17．0％和19．9％(見圖3)。居民對預期支出和預期收入的不確定性，導致居民的預防性儲蓄動機強化。據統計，居民的儲蓄目的依次是子女教育、醫療和養老，而主要消費支出是食品和醫療等。統計顯示，以2005年城市人均消費性支出6656元計算，2005年陜西省城市人均醫療消費支出占人均消費性支出的比例已經達到9％。

然而，目前我國80％以上的勞動者沒有基本養老保險，85％以上的城鄉居民沒有醫療保險。因此，個人消費者必須面對養老、醫療以及孩子教育的問題，因而造成消費者高儲蓄低消費的心態，使得居民儲蓄率居高不下，對預期支出和預期收入的不確定性，和子女教育、醫療和養老的支出較大導致居民的預防性儲蓄動機強化。所以擺在陜西省政府面前的問題就是必須擴大消費，推動內需，改變以政府投資拉動經濟增長的模式。首先建立完善的社會保障體系和醫療保障體系，消除居民的后顧之憂。其次就是必須增加和培養居民新的消費熱點，那么體育消費就作為一種新的消費模式被提上日程，引導居民的健康投資與消費，逐步培養城市居民的健康消費意識。體育消費既能改變我國目前的消費不足的情況，同時也是政府推行醫療體制改革宏觀政策下的有益補充，居民對自己的健康投資，使自己身體各方面的機能得到有效提高，從而把醫療支出的費用能降到最低點，把看病花錢的事后控制改變為通過體育鍛煉增強體質的事前預防中來。

2．2．4消費者個體特征對體育消費水平的影響  本文從不同性別、不同年齡兩個方面來分別論述。旨在進一步明確不同體育消費群體的制約因素，從而對陜西省城市居民體育消費市場給予準確定位。

2．2．4．1性別差異對體育消費的影響  從性別的角度來研究體育消費的制約因素，通過調查統計我們可以看到：男性與女性在首要制約因素的認識上無明顯差異。大家一致認為是“體育消費價格偏高”；但是在第二位至第五位的制約因素中男女性別差異顯著。制約男性體育消費的第二位因素是經濟條件差，排在第三、四、五位的分別是：工作任務重、健身場所距離遠、沒有適合自己的體育消費場所。制約女性體育消費的第二、三、四位因素分別則是家務忙、缺乏體育興趣、不懂運動知識及無人指導。因此，在新時期對陜西省城市體育消費的宣傳及增加體育消費場所很有必要。

2．2．4．2年齡結構對體育消費的影響  從消費者個體年齡結構出發，制約體育消費的主要因素排在前三位的分別是：體育消費價格高，家務忙和消費場所距離遠。不同年齡的消費個體差異顯著，18歲以下和19—25歲為一類，他們認為影響他們健身娛樂消費的主要因素是健身娛樂價格偏高、經濟條件差。其次是體育消費項目單一、缺乏健身娛樂興趣。26—40歲和41—50歲為第二類群體，他們有比較可觀的收入，但影響他們消費的主要因素是工作緊、家務忙，其次影響因素是沒有適合自己的健身娛樂消費場所、健身場所距離太遠。第三類群體是5l一60歲和60歲以上的消費者，他們認為主要因素是健身娛樂價格偏高、經濟條件差。這個群體還是把經濟因素放在首位，其次影響因素是沒有適合自己的健身娛樂消費場所、健身場所距離太遠、缺乏體育健身娛樂興趣等因素(見表5)。

體育消費價格高與陜西城市居民生活消費水平和體育企業的價格策略有關。家務忙，說明社會經濟生產中的效率不高，人們閑暇時間少；消費場所距離遠顯示陜西省體育場館資源配置不足。體育場館設施是發展居民體育消費的物質保障，據第五次陜西省體育場地普查數結果表明，體育場地總數雖然有19227個，但人均體育場地面積僅有0．9平方米，而且配置不合理。標準場地主要分布在大城市，而且主要集中在幾個城區，小城市體育場館資源十分短缺。這種分布不均勻的狀況嚴重阻礙了居民體育消費水平的提升。

2．3體育消費的研究對陜西省體育產業發展的啟示

經濟是體育消費的基礎。體育消費的實際水平和發展規模，歸根結底要受經濟發展和人們的生活消費水平制約。這就告訴我們，體育消費與經濟發展往往處于“水漲船高”的增長態勢。世界上一些經濟發達國家的體育消費水平較高，是與其經濟發展水平相適應的。而陜西省經濟發展和居民的生活消費水平不高，才阻礙了人們的體育消費水平，影響了體育產業的發展。所以體育產業的發展，必須結合陜西省的實際經濟狀況和居民的生活消費水平，政府部門在制定體育產業發展戰略方針時，應參考陜西省居民的生活消費水平，積極發展一些居民喜聞樂見并且有實際消費能力的體育項目，如羽毛球等參與型項目，大型體育賽事等欣賞型項目。

3 結論