我国居民储蓄存款余额变化的计量分析

财 政 金 融

》2009 年第 6 期

摘 《

我国居民储蓄存款余额变化的计量分析

刘竹林

要： 文章建立我国居民储蓄存款的回归模型，分析认为：我国居民收入增长和储蓄存款正相关，名义利率对储蓄存款有显 著的影响，居民消费价格指数有负影响，不考虑政策因素的影响，股市上涨对储蓄存款有负影响；随着社保体系的完 善，居民储蓄存款将逐渐减少。 关键词： 居民储蓄存款； 增长分析； 影响因素； 回归模型

葛 玲 李 琴

243002）

（安徽工业大学， 安徽 马鞍山

中图分类号： F830.48 文献标识码： A

文章编号： 1672-0547（2009）06-0027-03 众所周知，居民储蓄额的高低对一国的经济增长、投资、 以及居民的生活等方面都有着不同程度的影响。一个国家的 经济增长过程中，资金是一个重要的因素，而居民储蓄是其中 数额最大、来源最稳定的一部分。目前我国居民储蓄年均增长 速度接近 20％，远远高于 GDP 的增长速度。偏高的居民储蓄 存款虽然为我国的高资本形成奠定了基础，但由于金融部门 对居民储蓄存款的运用效益不高，消化不良，以及居民投资渠 道不多，投资效益不稳，导致我国国民经济发展中出现了储蓄 存款过剩、消费不足和资本形成不足同时并存的局面。因此， 对我国居民储蓄存款未来的发展状况进行分析，以便寻求对 策是十分必要的。 一、国内研究综述 分析》一书中指出，1978 年——1996 年中国居民的储蓄符合 生命周期假说。 对于证券市场与居民储蓄的研究，刘巍、徐颖(1999)分析 了证券市场资金吸纳和可支配收入对我国居民储蓄存款额的 影响，得出证券市场资金吸纳率上升，存款额会下降。 （二）居民储蓄存款模型方法研究观点 我国学者建立了众多的居民储蓄存款模型，分析了各因 素对居民储蓄存款的影响。这些模型大多数能反映实际的情 况，有效地研究储蓄问题。但是根据计量经济学理论，也许永 远建立不了绝对正确的、与现实没有一点偏差的模型，只能寄 希望于找到一个相对精确反映现实的模型，然后对其反映的 现象给予合理的解释，或者来验证某种经济学的理论。但还是 应该设法避免一些能够避免的问题，使模型尽量真实地反映 所研究的对象。 现有的我国居民储蓄预测模型几乎都是采用一些传统方 法，如回归预测法、简单的时间序列预测法以及一些定性预测 方法。如潘雅琼将对我国居民储蓄影响最密切的因素 GDP 引 入到回归模型中进行预测；郝梅瑞(1995)则利用多元线性回归 进行预测分析；胡学锋运用了 B—J 法对我国居民储蓄存款余 额作出预测，—J 法则特别适合在辨别时间序列资料的典型 特征十分困难和复杂情况下的预测,它往往能提供比传统法更 多的信息，理论上也比较完善。但是，由于 B—J 法原理难懂计 算复杂，在我国经济预测中较难普及。 本文采用多元线性回归做影响因素的分析，一方面由于 该方法比较直观、易行；另一方面，本文的侧重点是分析影响 因素，而不是专门的做预测，所以选择建立多元线性回归模 型。另外为了消除因变量和解释变量之间可能存在一种长期 稳定或均衡的关系，既协整关系，所以在做回归分析之前做单 位根检验和协整检验，可以有效的避免由于时间数列的不平 稳而影响分析结果。 二、我国居民储蓄存款余额的实证分析 （一）模型的建立 我国学者对储蓄理论的分析主要集中在影响因素和模型 建立两个方面。 （一）储蓄理论中影响因素的观点 中国人民银行研究局课题组(1999)利用 1978 到 1997 年 的年度数据，对中国国民储蓄和居民储蓄的影响因素进行了 分析，认为居民银行储蓄率主要受居民收入水平、名义利率和 通货膨胀率的影响，居民收入水平和名义利率对居民银行储 蓄率有显著的正的影响，通货膨胀率对居民储蓄率有显著的 负的影响。 厉以宁对中国宏观经济的很多方面都做了深入的研究， 其中包括储蓄和投资。他认为在储蓄方面，个人储蓄率等于个 人储蓄在个人收入中所占的比例，即期实际利率对个人储蓄 存款的影响不显著。个人储蓄存款增加主要受前期实际利率 (而不是名义利率)的影响。消费者在收入每达到一个相对高的 水平后，首先增加储蓄，经过一段时间，当人们适应了这一收 入水平后，储蓄率将不再升高或出现下跌。 李焰对中国居民储蓄问题做过深入的研究，曾有专著《中 国居民储蓄行为研究》，着重从我国居民储蓄和利率的关系进 行了探讨。通过 1978—1998 的年度数据进行实证检验，发现 对居民储蓄率影响最大的是收入的增长率，其次是收入水平， 实际利率有微弱的正效应，名义利率的影响不确定。 杨思群在其所著的资本积累与资本形成：储蓄投资经济 经过多次验证，削去统计检验不显著的变量和系数，本模 型采用如下形式：

收稿日期： 2008-11-10

作者简介： 刘竹林（1965-），男，安徽安庆人，安徽工业大学经济学院副教授，硕士生导师；

葛 李 玲（1986-），女，安徽合肥人，安徽工业大学硕士研究生；

1983-），女，四川广安人，安徽工业大学硕士研究生。 基金项目： 教育部人文社会科学研究规划基金项目研究成果（编号：07JA790054）。

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ln(Y)=c+β1×ln(X1)+β2×X2+β3×X3+β4×X4+β5×X5+β6×X5×ln(X1)+μ 其中：c 度量了截踞，但是截踞本身其实并没有什么真正 的经济意义。 β1 度量了当个人可支配收入变动 1%时，储蓄存款平均变 动百分之几，即 β1 是储蓄存款的收入弹性。 β2 度量了当利率绝对变动一个单位，其实也就是 1%时， 储蓄存款平均变动的相对量， 2 是储蓄存款的利率弹性。这里 采用半对数的形式，是因为在这样的模型中“斜率度量了给定 解释变量的绝对变化所引起的因变量的比例变动或相对变动， 将此相对改变量乘以 100，就得到了变动率。”①这里对利率不 取对数主要是因为我们所用的利率就是百分率的形式。从 2% 变动到 3%表面上看是相对量的变动， 实这个量是绝对量。 β3 度量了当居民消费价格指数绝对变动一个单位，也就 是 1%时，储蓄存款平均变动的相对量。同理因为居民消费价 格指数是比率，所以不取对数。 β4 度量了证券市场 A 股筹资额变动一个单位，储蓄存款 平均变动的相对量。 β5，β6 度量了虚拟变量和加入虚拟变量后的 X5×ln(X1)系数 的变化。 μ 是误差项。 （二）变量和数据的选取 通货膨胀率以全国居民消费价格指数(CPI)(以 1991 年为基期) 为测度标准。

- 28 - 1. 居民储蓄存款 Y 居民储蓄存款 Y 是指居民在一定时期内可支配的货币收 入减去即期消费、投资和居民手持现金后存入银行等金融机 构的个人存款。文章中该项指标数据的选取以《中国统计年鉴 2009》、中国 2008 统计公报》年末统计的居民储蓄存款为准。 2. 收入因素 X1 一般来说，收入因素最合适的代表就是居民可支配收入， 居民可支配收入根据《中国统计年鉴 2009》、中国 2008 统计 公报》上城镇居民人均可支配收入、农村居民人均纯收入分别 乘以非农业人口、农业人口后得出。根据凯恩斯的理论，收入 是居民储蓄的最重要的决定因素，储蓄是收入的增函数，并且 边际储蓄倾向是上升的。 3. 银行存款利率 X2 从理论上看，银行存款利率的高低对于居民储蓄存款应 有很大的影响，但由于我国经济发展水平不高，百姓收入水平 较低，加之各项社会保障制度不健全的影响，人们存款的主要 动机主要是备于未来不时之需(即谨慎动机和预防动机使然)， 而取息增值动机相对较弱。另外，尽管我国银行存款的实际利 率常为负值，由于我国金融市场不发达，投资渠道狭窄，人们 缺乏更好的资产保值、增值手段，只好仍以银行存款为主要储 蓄渠道，因此居民储蓄存款额还是持续上升的。由于中国利率 变动比较频繁，有时一年就要变动几次，为了使数据更具合理 性，这里对一年期存款利率做了一个加权估计，即如果本年度 利率有变化，对利率采取按月份加权平均的做法，如 1999 年 6 月 10 日，一年期储蓄存款利率由原来的 3.78%调整为 2.25%， 则 R1999=3.78×（5/12）+2.25×（7/12）=2.89。 4. 居民消费价格指数 X3 通货膨胀意味着一定时期货币发行量超出了实际货币需 求量，从而导致过多的货币追逐过少的商品。于是物价大幅上 升，货币的购买力相对下降，人们此时不愿再把货币存放在银 行，而更愿意购买实物，以实物实现保值、增值目的。从理论上 分析，通货膨胀率与居民储蓄存款额应该为负相关。文章中，

5. 证券市场对资金的吸纳能力 X4 证券市场的筹资作用一定程度上会对居民储蓄存款起到 分流的作用。从债券市场来看，我国债券市场的发行以国债发 行为主，由于国债发行利率高于目前银行存款的实际利率且 免交利息税，一定程度上吸引了居民大量购买，客观上对居民 存款起到分流作用，因为数据获取的局限性，证券市场对资金 的吸纳程度，在这里选用 A 股筹资额作为指标。 β 6. 体制性因素 X5 ， 随着社会主义市场经济体制的不断建立、健全和完善，使 得居民收入分配越来越表现为市场化经济中按生产要素参与 分配的状态。在这种情况下，一方面,居民必须为未来经济变动 时可能会失业及再就业之间的各项支出而储蓄；另一方面,社 其 会福利制度的改革，使得居民必须为某些支出(如住房公积金、 失业保险金、医疗保险金等)而储蓄。由于体制性因素是定性变 量，故以用虚拟变量 X5 来衡量。我们可以把 1999 年 3 月中国 人民银行发布《关于开展个人消费信贷的指导意见》的时间作 为标准，将 1999 年以前的体制因素赋值为 0，以后的体制因素 赋值为 1。 7. 其他因素 μ 居民储蓄行为的决定是一个相当复杂的过程。影响居民 储蓄行为的因素除了以上所述的之外还有很多因素大量存 在。由于这些因素无法用数据来表达，不易用定量的方法分 析，所以用随机变量 μ 来处理。 现在将建模所用的数据整理如下：

表 1 我国城乡储蓄模型数据表 单位：亿元 《 年份 居民储蓄 银行储蓄 居民收入 存款余额 存款利率 居民消费 上证 A 股 制度因素 价格指数 筹资额 《 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 9241.60 11302.56 7.93 11759.40 13184.27 7.56 15203.50 16415.31 9.54 21518.80 22407.82 10.98 29662.30 28624.88 10.98 38520.84 34439.25 9.21 46279.80 37950.70 7.17 53407.47 40550.43 5.02 59621.80 43743.03 2.89 64332.40 47044.78 2.25 73762.40 51797.77 2.25 86910.60 58046.64 1.98 223.80 238.10 273.10 339.00 396.90 429.90 441.90 438.40 432.20 434.00 437.00 433.50 438.70 455.80 464.00 471.00 493.60 522.72 5.00 50.00 276.41 99.78 85.51 294.34 825.92 778.02 893.60 1527.03 1182.13 779.75 819.56 835.71 338.13 2463.70 7722.99 2398.00 0 0 0 0 0 0 0 0 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 2003 103617.30 64525.86 1.98 2004 119555.40 73373.29 2.07 2005 141051.00 83246.58 2.25 2006 161587.30 94310.63 2.36 2007 172534.20 111980.11 3.15 2008 217885.00 130082.07 3.94 数据来源：中国统计年鉴 2009 年整理计算 （三）居民储蓄存款模型的检验 1. ADF 检验 根据模型的设定形式，本文采用 ADF 检验来对居民储蓄

余额的对数 ln(Y)居民可支配收入的对数 ln(X1)、利率 X2、居民 消费价格指数 X3 和证券市场 A 股筹资额做单位根检验。检验 结果如下表：

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其系数的符号大小都有意义。依据“类似地，即使自变量之间 存在高数值的相关系数，但只要回归系数是显著的，符号和大 小都是有意义的，那么我们也不需要为多重共线性担心。如果 一个系数在存在着多重共线性的情况下是显著的，那么着显 然是一个健壮的结果。最后，如果一个变量是由于理论原因纳 入模型中的，则即使存在多重共线性，我们也可以安全地把它 保留”③。所以我们这里对模型中的多重共线性采用友善忽略 的方式。DW 值是 2.434338，不存在一阶自相关。通过检验，模 型也不存在异方差现象。 （四）我国居民储蓄存款模型

表 2 居民储蓄单位根检验表 通过各种检验，我们认为模型设定是合理的。现将模型整 理如下： ln(Y)=1.6755(X1)-0.0198X2-0.0020X3-(1.92E-05)X4-0.2521X5ln (X1)-5.9063 项、时间趋势项和滞后期。 其中:1991 年至 1998 年 X5=0,1999 年至 2008 年 X5=1 分成两个不同时期表示回归结果如下： 由上表可知，变量 ln(Y)和 X4 是平稳的，ln(X1)、X2 和 X3 是 1991 年至 1998 年 不平稳的，但在 5%的平下，ln(X1)、X2 和 X3 一阶差分都是平稳 注:检验形式(C, T, K )分别表示用于单位根检验模型中的常数 的。于是,下面进一步分析各变量间的协整关系。 2. 协整检验 采用 Engle-Granger 两步法对变量之间的协整性进行检 验。首先，对需要检验变量的用 OLS 做普通回归来获得残差序 列，然后再对残差序列进行单位根检验来判断变量之间是否 存在协整关系。 表 3 我国居民储蓄回归模型残差 ADF 检验表 ln(Y)=1.6755(X1)-0.0198X2-0.0020X3-(1.92E-05)X4-5.9063 1999 年至 2008 年 ln(Y)=1.4234ln(X1)-0.0198X2-0.0020X3-(1.92E-05)X4-3.3062 把 Y 的实际值和通过该模型得到的预测值放在一起，检 验模型的效果，得到的数据如下图所示： t-Statistic Prob* 0.0001 -2.7158 -1.9627 -1.6262

ADF Test Statistic -5.0608 1%level

Test critical values

5%level 10%level

*MacKinnon critical values for rejection of hypothesis of a unit root. 可见，残差项本身就是平稳的。其存在单位根的概率只有 0.01% 。进一步说明居民储蓄存款的对数 ln(Y)、居民可支配收 入的对数 ln(X1)、利率 X2、居民消费价格指数 X3 和证券市场 A 股筹资额 X4 存在着长期稳定的关系。建立的回归模型不存在 伪回归的问题。 一般对模型进行单位根检验与协整检验外，还应该对其 进行经济学与统计检验。从上面估计的参数上看，无论是有没 有虚拟变量，可支配收入与储蓄存款的关系都是正相关的。利 率的系数为负，与储蓄存款呈反方向变动的关系，与预期相违 背，即随着储蓄利率的下降，居民储蓄额会上升。这可能是因 为我国居民的投资渠道较少、金融市场不发达，但更有可能是 因为我国居民多为“目标储蓄者”②利率的下降会使他们储蓄 更多以达到目标存款额。居民消费价格指数与储蓄存款成微 弱的负相关，证券市场 A 股筹资额也是呈负相关的，常数项没 有经济意义。以上的检验说明，该模型可以通过初步的经济检 验，系数的符号符合经济理论。R2=0.999858，R2=0.999781，模型 的拟合情况良好。系数显著性检验，在给定显著水平为 0.05 的 情况下，都可以通过。T 值检验说明这些变量对储蓄存款影响 都是显著的。F 检验的概率值为 0,说明了这些变量联合在一起 对储蓄存款影响是显著的。从简单系数相关矩阵中可以看出， ln(X1)与居民消费价格指数 X4 有高度的相关性。说明我们的模 型中存在着多重共线性的问题，但是由于回归系数显著，而且

图 1 我国居民储蓄函数的预测值与实际值拟合图

从图形上可以看出，模型拟合状况良好。 三、结论 从回归模型中我们看到，居民的储蓄存款是以上五个变 量共同作用的结果。在实际应用中，我们不能把他们割裂开 来。但在研究分析中，我们可以通过假设其他条件不变来研究 检验形式 ADF-t 统 检验形式 ADF-t 变量 概率变量 概率 其中一个变量变动对储蓄存款的影响。 （C,T,K） 计量 （C,T,K） 统计量 1. 居民的收人水平是影响储蓄的主要因素 Ln(Y) (C,T,0) -2.16448 1991 0.0482 1998 年间，我国 根据上面的模型可以看出，在年到 居民储蓄存款的收入弹性。即当可支配收入增加 1% -2.11762 0.0526 △Ln(X1(C,0,2) -5.7036 Ln(X1) (C,T,0) 1.6755时，储蓄存款平均增加 1.6755%。到了 1999 年以后，我国居民 (C,0,0) -0.87658 0.3945 △X2 (C,0,1) -3.2876 X2 的储蓄存款的收入弹性为 1.4234，也就是说，收入增加1%，储 (C,T,0) 1.4234%-1.85122 。储蓄的收入虽然弹性最0.0853 △X3 (C,0,1) -2.7986 X3 蓄存款的增量会平均增加 小，但由于其波动的空间最大，所以收入对储蓄的影响其实是(C,T,0) -3.46216 0.0038 X4 最大的。而且在 1999 年以后，虚拟变量发生作用，使弹性有所 减小，这说明社会保障等制度体系的完善将会降低居民对未 来不确定的预期，减少居民对储蓄存款的需求。所以，依据回 归模型，我们基本上可以得出我国的储蓄存款变动的影响因 素中，收入的作用最大的结论，但从弹性上看，它没有人们想 象中那么大。 2. 储蓄的利率弹性最大，但利率对储蓄的影响最小 当试图加入 X5*X2 这个变量时，该系数极为不显著。说明 虚拟变量 X5 对利率的影响不大。但是从模型中看到， 蓄存款 的利率弹性是最大的，当利率变动一个点时，（下转第 103 页） 0.0002 0.0065 0.0161

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储

只有骆本从语流义变和情境义变两方面对词义变化的影 响来阐述词义与语境的关系。而刑本、张本都没有。语言不是 静止的，而是动态的，因而语言的运用也就具有很大的灵活 性，在分析语言现象时注意到这一事实，才能更全面的概括语 言的特点及语言运用的规律。在骆本中，编者自始至终用这一 思想作指导，充分考虑到语言运用的实际，避免了片面性和狭 隘性，做到了理论的科学性与准确性③。 五、余论

注： 《 》2009 年第 6 期

①邢福义． 现代汉语（全一册）［M］． 北京：高等教育出版社，1991．183. ②中国社会科学院语言研究所词典编辑室编． 现代汉语词典 （修 订本）［M］． 北京：商务印书馆，1996．542，458，1094． ③刘赛枚． 试析骆小所主编的《现代汉语引论》（修订版）［J］． 安徽 文学，2008，（7）. 参考文献： ［1］骆小所． 现代汉语引论（修订版）［M］． 昆明：云南大学出版社， 通过对比我们可以看出，骆小所主编的《现代汉语引论》 具有自身独特的理论价值和教学目标，对于现代汉语这门课 程的反思和创新体现了现代汉语研究的新成果、新水平。而以 上三本教材无论是在进程与革新的统一上、或是理论与实践 的结合上、还是丰富与简明的协调上，都有了长足的进展。由 于教学对象、教学目的的不同，这三部教材编写在体系框架、 词汇点的选择与分析上都有各自的特点，不能笼统地说孰优 孰劣，只有根据具体情况加以选择，才能更好地从不同版本的 教材中吸取知识。 教材建设是个长期的过程， 可能一劳永逸， 要不断修订、 不断完善。注重编写质量， 养学生能力， 是其永恒的目标。 2005． ［2］邢福义． 现代汉语（全一册）［M］． 北京：高等教育出版社，1991． ［3］张 斌．现代汉语（第二版）［M］． 北京：中央广播电视大学出版 社，2003． ［4］武占坤，王 勤． 现代汉语词汇概要［M］． 呼和浩特：内蒙古人 民出版社，1983． ［5］刘叔新． 汉语描写词汇学［M］． 北京：商务印书馆，2005． ［6］中国社会科学院语言研究所词典编辑室． 现代汉语词典（修订 本）［M］． 北京：商务印书馆，1996． ［7］宗廷虎，窦丽梅． 新的理论新的体系—评骆小所主编的《现 代汉语引论》［J］． 学术探索，2000，（3）．

（上接第 29 页） 即 1%时，储蓄存款会有 1.98%的变动，甚至 注： 比收入对储蓄的影响还要大，这说明了我国居民的储蓄缺乏向 投资转化的途径。就相对量来讲， 率的影响大， 是就绝对量 来讲， 率的波动空间是有限的。利率与储蓄存款呈反方向变 动的关系， 预期相违背，即随着储蓄利率的下降，居民储蓄额 会上升。这可能是因为我国居民的投资渠道较少、金融市场不 发达，但更有可能是因为我国居民多为 目标储蓄者”即利率 越低， 民即期消费越低，储蓄倾向越强，利率的下降会使他们 储蓄更多以达到目标存款额。 3. 居民消费价格指数、证券市场、体制性因素对储蓄的影 响各具特点 ①古扎拉蒂的《经济计量学精要》，张涛译，第 162 页，机械工业 出版社，2000 年 7 月第 1 版。 ②卢亚娟，韩颖慧，《我国“目标储蓄者”群体的形成及其效应分 析》，第 35 页，财贸经济，2004 年第 11 期。 ③拉姆拉玛纳山的《应用计量经济学》，薛将容译，第 145 页，机 械工业出版社，2003 年 9 月第 1 版。

参考文献： ［1］Kennickell，Arthur and Lttsardi，Anamaria． Disentangling the Importmce Of the Precautionary Saving Motive[C]. NBER Work- ing Paper,November 2004．No.10888. 首先，居民消费价格指数的弹性较大，仅次于利率的弹 性。根据模型看，当试图加入 X5*X2 这个变量时，该系数极为不 ［2］Modigliani,Franco and Cao,Shi Larry. The Chinesg Saving Puz- zle and the Life-Cycle Hypothesis[J]. Journal of Economic Lit- 显著。说明虚拟变量对利率的影响不大。由于没有预期支出的 erature，March 2004,145-170. 增加，储蓄存款的影响非常小，而且是负相关，成反方向变动 ［3］贾玉英. 经济转轨时期我国居民储蓄存款问题研究［D］. 西 的。物价水平高一个百分点，储蓄存款只减少 0.2%。由于物价 安：西安交通大学，2003. 水平的上涨，居民用于消费的支出增加，而储蓄会相应的减 ［4］孙大莹. 我国居民储蓄存款回归模型的修正与分析［D］. 杭 少。所以他们呈负相关。 州：浙江大学，2005. 其次，证券市场 A 股筹资额对居民储蓄的影响有限。资本 ［5］谭政勋. 居民储蓄存款变化影响因素分析［J］. 商业时代，2006， 市场的发展可以增加居民的投资渠道，使居民金融资产不再 （18）. 集中在存款上。我国自 1990 年底，上海、深圳证券交易所相继 ［6］郝 冉. 居民储蓄存款余额的时间序列分析［J］. 统计与决策， 营业以来，国内才具有较为完整意义上的资本市场。经过这些 2007，（19）. 年的发展，我国资本市场的规模仍然较小，经济的证券化水平 ［7］潘雅琼. 我国城乡居民储蓄存款余额的趋势预测［J］. 统计与 很低，证券对储蓄的分流作用并不明显。因此，这对上万亿的 决策，2003，（6）. 储蓄存款的分流作用是有限的。 ［8］何 川. 浅析单位根与协整的原理与检验［J］. 消费导刊，2008， 最后预防性动机是存在的。从理论分析上，我们认为我国 （7）. 的居民储蓄中存在着一定强度的预防性动机。实证检验也证 ［9］王和玲. 概率统计前沿方法—协整分析的应用［J］. 昌吉学 实了我们的设想。从我国居民储蓄的回归模型中看，正是代表 院学报，2005，（2）. 预期的虚拟变量引入后，才改变了储蓄存款的收入弹性。社会 ［10］严忠，岳超龙，刘竹林. 计量经济学［M］.合肥：中国科学技术 保障等制度体系的完善将会降低居民对未来不确定的预期， 大学出版社，2005. 减少居民对储蓄存款的需求。我国居民预防性动机的存在也 ［11］张晓酮.计量经济学软件 EVIEWS 使用指南［M］. 天津：南 说明我国的一系列改革政策对居民的生活影响是很大的，尽 开大学出版社，2004. 早深化和完善这些改革政策，消除负面影响，稳定和正确引导

居民的预期，有着重大的现实意义。

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