居民儲蓄率論文范文
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第1篇
中國社會科學院 李雪松等
“房價上漲、多套房決策與中國城鎮居民儲蓄率”
《經濟研究》工作論文第792號
21世紀初以來，中國國民儲蓄率穩步提高，2013年達51%左右，比2000年提高了10個百分點以上，其中企業、政府的儲蓄率顯著提高，居民儲蓄率也在高位有所上升，2013年居民儲蓄率已超過20%。
利用2011年的中國家庭金融調查（CHFS）數據，就房價上漲、多套房決策對城鎮居民儲蓄率的影響進行考察，就房價上漲對多套房決策的影響機制及對城鎮居民儲蓄率的異質性影響進行檢驗，結果表明：
第一，自1998年實施房改政策以來，房價上漲對中國城鎮家庭多套房決策具有顯著的正向影響。房價上漲率每提高1個百分點，家庭多套房決策的概率會上升約1個百分點。房價上漲對家庭多套房決策的影響存在顯著的異質性。當房價上漲時，高收入家庭、戶主就職于政府部門的家庭、戶主為中層職務的家庭、首套房為單位分房或集資建房的家庭，進行多套房決策的概率更高。房價的快速上漲，放大了住房不平等和財產不平等，使城鎮家庭資產基尼系數擴大。
第二，房價上漲對居民儲蓄率有顯著的正面影響，房價上漲時居民消費的替代效應及預算約束效應顯著，并推高了儲蓄率。房價上漲每提高1個百分點，城鎮居民儲蓄率會上升1個百分點。
第三，多套房決策對城鎮居民儲蓄率有顯著的負面影響，多套房家庭的財富效應降低了儲蓄率。多套房決策對家庭儲蓄率影響的平均處理效應為-10%左右，多套房決策使家庭儲蓄率平均下降約10個百分點。房價上漲及多套房決策都對城鎮居民儲蓄率有顯著影響，但兩者對儲蓄率影響的方向截然相反。
研究表明，正常的剛性需求和改善性需求所導致的家庭多套房決策應給予鼓勵，但應抑制因房價上漲過快因素所引致的居民高儲蓄率。 制度
政府調控房價空間較小
浙江財經大學 李永友
“房價上漲的需求驅動和漣漪效應――兼論我國房價問題的應對策略”
過去十多年，影響中國房價變化的因素很多，且不同因素對房價上升的貢獻存在較大差別。在所有因素中，需求面因素貢獻最大。
在中國城鄉分割治理的歷史背景下，大量人口涌入城市成為城市居民，形成了巨大的潛在住房需求。無論是城市人口增加還是收入水平上升產生的住房需求，都是市場和市場主體的自然反應。相反，供給面因素對房價的貢獻最小，僅約-2.5%，且主要是針對房產企業的信貸所致。對各因素的貢獻進行比較后發現，政府調控房價的空間很小。
鑒于中國城市房價問題最主要來自需求因素，而強大的需求因素又來自城鄉分割治理和長期形成的巨大城鄉差異，以及現有的二級土地制度。因此，政府應改變目前在房地產市場的一些調控政策和思路，充分發揮市場機制的作用，減少人為扭曲。在制度上，政府應調整城鄉差異，在公共品供給上實施傾斜性的供給政策，在土地制度上有所突破，這樣才可能在很大程度上減緩城市住房的需求壓力。 觀點
網絡課程降低學費
哈佛大學 David J. Deming等
“網絡課程能壓低高等教育成本曲線嗎”
NBER工作論文第20890號
由于網絡課程的課堂規模可以很大，而需要的面對面交流卻少，這樣就極大降低了人工成本，因此被很多觀察家視為是節省高等教育成本的最佳途徑。那么，網絡課程是否真的能壓低傳統高等教育的成本曲線呢？
根據美國中學后教育數據綜合系統（IPEDS）提供的數據，網絡教育主要集中在大型營利性非專業類公立高等教育機構。IPEDS很難追蹤網絡課程和其他非學位類網絡項目。而學生們也很少通過網絡課程就讀專業類高等教育機構。
第2篇
關鍵詞：城鎮居民儲蓄水平;利率;可支配收入;基尼系數
中圖分類號：F83 文獻標識碼：A
收錄日期：2015年1月14日
改革開放以來，我國經濟呈現蓬勃發展趨勢，人民生活水平普遍提高，與此同時，我國居民的儲蓄也隨之快速增長。進入90年代以后，我國居民儲蓄存款余額始終保持在兩位數的增長速度。我國居民儲蓄率一直是世界上最高的，這一現象引起國內各經濟學家及政府的廣泛關注，較高的居民儲蓄直接影響到我國整個經濟的運行，所以對我國居民儲蓄存款的問題進行研究很有必要。我們可以對研究的結果進行分析，并制定相應的政策方針，使整個國民經濟更好地發展。
一、變量分析與選擇
在此之前，已有很多經濟學專家學者對此問題做過相關模型分析，但各自選定的變量各有差異，筆者通過對前人的研究成果進行比較分析，最后選定城鎮居民家庭人均可支配收入、一年期存款利率、恩格爾系數以及基尼系數這四個主要影響因素建立了模型。以下是對選擇這幾個影響變量的原因分析：
（一）城鎮居民家庭人均可支配收入。城鎮居民家庭人均可支配收入指最終消費支出和其他非義務性支出以及儲蓄的總和，即居民家庭可用于自由支配的收入。居民儲蓄的根本來源就是居民的可支配收入，居民可支配收入越多可以存入銀行的錢也就越多，也就直接影響到居民的儲蓄率，所以可支配收入這一因素必須首先選取為模型的解釋變量。
（二）一年期存款利率。存款利率對居民儲蓄的影響也不容忽視，在西方經濟學里，利率通常和儲蓄成正比，因為利率越高居民得到利息越多，就更愿意把錢存入銀行，所以模型中也將這個因素選入解釋變量。本模型中選取的利息率數據是一年的變動利率加權平均后的利率。
（三）城鎮居民基尼系數。基尼系數是用來定量測定收入分配差異程度，綜合考察居民內部收入分配差異狀況的一個重要分析指標。在西方經濟學中，凱恩斯認為，收入分配的均等化程度越高，社會的平均消費傾向就會越高，社會的儲蓄傾向就會越低。所以，把基尼系數選入作為解釋變量。
另外，價格指數和通貨膨脹率也對儲蓄率有一定影響，鑒于數據無法完整得到，放棄對其分析。
理論模型設計如下變量：Y代表城鎮居民儲蓄率;X1代表人均可支配收入;X2代表一年期存款利率;X3代表城鎮居民基尼系數。建立模型：
Y=B0+B1×X1+B2×X2+B3×X3+u
B0表示必要消費，它表示在收入為零時人們也要花錢消費，也就是有生活必需品消費支出，儲蓄率為負。
B1表示當城鎮家庭人均可支配收入變動1元時，城鎮居民儲蓄率相對應的變動單位數。
B2表示當一年期利率變動一個百分點時，城鎮居民儲蓄率相對應的變動單位數。
B3表示基尼系數對儲蓄率的影響。
u表示隨機誤差項。
二、回歸與結果
對被解釋變量Y利用Eviews做回歸，得到結果表1所示。（表1）
Y=7.64969949347+0.0035404995432×X1+3.16814664514×X2-51.7918002873×X3
（1.101819） （7.352915） （7.636951） （-2.154779）
R2=0.926053 調整可決系數=0.907566
F=50.09249 DW=1.899527
三、模型的檢驗與修正
（一）對于模型的經濟意義的檢驗。一般來說，居民的可支配收入越多，儲蓄率越高;儲蓄利潤率越高，居民儲蓄率也高;而基尼系數越大，即貧富差距越大，儲蓄率降低。且B0的值為正值，說明居民有必要的消費需求。回歸方程中的各個系數符合經濟意義檢驗。
（二）多重共線性檢驗。對回歸模型的三個解釋變量，利用Eviews做出相關系數矩陣。（表2）
可見，X1和X3之間的相關系數為0.9，方程存在明顯的多重共線性。
分別作Y與X1、X2、X3之間的回歸。（表3、表4、表5）
（1）Y=16.8918025136+0.00171673279686×X1
（2.992426） （3.213209）
R2=0.424454 DW=0.500368
（2）Y=27.5718524824+1.43569625505×X2
（5.08838） （1.26638）
R2=0.100279 DW=0.304658
（3）Y=12.0109181049+53.2651787897×X3
（0.967642） （1.759758）
R2=0.181131 DW=0.524350
可見，居民儲蓄率受居民可支配收入的影響最大，與經驗相符，因此選定（1）為初始回歸模型。
逐步回歸：
通過Eviews軟件，將回歸結果在EXCEL中列出如表6所示。（表6）
當引入變量X2時，各系數的t檢驗通過，但是其方程的常數項C的值為-5.44423，由于定義中常數項B0的經濟意義為必要的消費支出，即即使舉債也要進行的消費額，例如大米、油、鹽，所以常數項的值必須為正值。因此解釋變量X2有誤。
去掉X2，直接引入X3，得到回歸方程：
Y=40.7414847949+0.0037990950×X1-109.587368639×X3
各系數符號符合經濟意義，且t檢驗通過。確定回歸模型為F（X1，X3）。
但是，對該回歸方程進行D.W.檢驗，求得D.W.值=0.472311，大于0而小于DL=1.1。表明其存在正的自相關性。下面對于方程進行自相關性的修正。（表7）
得到修正后的確定的回歸方程為：
Y=0.00379909505925×X1-109.587368639×X3+40.7414847949
（8.602061） （-2.848015） （2.472056）
R2=0.566650 F=8.499407 D.W.=0.472311
其中：Y代表城鎮居民儲蓄率;X1代表人均可支配收入;X3代表城鎮居民基尼系數。
四、結論與建議
通過以上數據分析和回歸模型的建立，我們可以發現，在不考慮其他條件和因素的前提下，城鎮居民的儲蓄率與居民的可支配收入存在正相關關系，可支配收入增加一元，儲蓄率上升大約0.17%，同樣，儲蓄率與利率和基尼系數同樣存在一定的相關關系。然而，通過模型的修正和優化，本文得出的最終回歸方程中并沒有包含最初的解釋變量X2，說明存款利率對于儲蓄率的影響并不顯著或者相對于其他解釋變量解釋力度過低，被模型舍棄。
不可否認，仍然有許多的其他因素影響著儲蓄率的變化，例如通貨膨脹率、商品的價格指數等等，然而考慮到很多數據的不可得性，本文并沒有對其進行討論分析。就修正得到的最終模型可以看出，F檢驗所對應的P值為0.004360<0.01，通過了F檢驗，說明該回歸模型在1%的顯著性水平下，模型的線性關系顯著成立。可以大致的認為，城鎮居民的儲蓄率與可支配收入和基尼系數的關系如結論方程所示。
基于上述模型問題的討論，筆者對于城鎮居民的儲蓄提出兩點建議：首先，一個國家的儲蓄額反應的是國民對于國家發展的期望值，是國家進行投資發展的重要經濟來源，所以應該通過宏觀或者微觀等經濟手段，例如提高人均可支配收入，加大政府購買和轉移支付的力度，將國民儲蓄率保持在一個良好的水平之下。其次，一個國家的經濟發展離不開市場經濟的發達，過度的儲蓄會降低市場購買，抑制商品經濟的發展，國家應當通過調控手段，例如減小基尼系數，縮小貧富差距，刺激購買和消費，保證市場活力和經濟流通速率，確保居民日常經濟活動正常運行。
主要參考文獻：
[1]《中國統計年鑒》2011期數據統計.中國人民銀行官網.
[2]唐軍.中國居民儲蓄主要結構性問題研究[J].中國社會科學院研究生院碩士學位論文，2012.
[3]孫晶.我國居民儲蓄的利率效應實證分析[D].西南財經大學碩士學位論文，2012.
第3篇
關鍵詞：人口年齡結構 居民儲蓄率 關系 撫養負擔
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。
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