中國(guó)居民儲(chǔ)蓄的影響因素分析

林 玲，王 虹

我國(guó)城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄自改革開(kāi)放以來(lái)就呈現(xiàn)出快速增長(zhǎng)趨勢(shì)，由1978年的210.6億元增加到2009年的260771.7億元，增長(zhǎng)了1237倍，年均增速高達(dá)25.8%，而同期我國(guó)GDP的年均增長(zhǎng)速度為15.8%，城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄的年均增長(zhǎng)率高于GDP大約10個(gè)百分點(diǎn)。居民儲(chǔ)蓄在短短幾十年內(nèi)有如此高的增幅，即使在世界范圍內(nèi)也是比較罕見(jiàn)的。對(duì)此，國(guó)家相繼出臺(tái)了一系列財(cái)政和貨幣政策，以擴(kuò)大內(nèi)需、分流儲(chǔ)蓄，拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，而這些措施能否達(dá)到預(yù)期的效果，在很大程度上取決于我們能否正確地把握居民儲(chǔ)蓄的影響因素和變動(dòng)規(guī)律。因此，對(duì)我國(guó)居民儲(chǔ)蓄的影響因素及其變化規(guī)律進(jìn)行深入研究，是十分必要且重要的。

1 變量和數(shù)據(jù)

1.1 變量選取

在參考前人研究成果的基礎(chǔ)上，結(jié)合相關(guān)經(jīng)濟(jì)理論，本文從影響居民儲(chǔ)蓄的眾多因素中選取了居民收入、利率、通貨膨脹和預(yù)防性動(dòng)機(jī)四個(gè)因素來(lái)對(duì)我國(guó)居民儲(chǔ)蓄的變動(dòng)進(jìn)行解釋。

（1）居民收入。對(duì)居民儲(chǔ)蓄真正有影響的是居民的可支配收入，所以本文以城鄉(xiāng)居民可支配收入作為收入這一影響因素的代表性指標(biāo)。由于在《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》中，只有城鎮(zhèn)居民統(tǒng)計(jì)的是可支配收入，農(nóng)村居民統(tǒng)計(jì)的則是純收入，因此以純收入作為農(nóng)村居民的可支配收入。又因?yàn)榻y(tǒng)計(jì)年鑒上所列的可支配收入和純收入均為人均數(shù)據(jù)，所以城鎮(zhèn)居民的可支配收入用各年人均可支配收入乘以各年城鎮(zhèn)人口求出，農(nóng)村亦然，兩者相加即為我國(guó)城鄉(xiāng)居民的可支配總收入。

（2）利率。受通貨膨脹影響，利率可以分為名義利率和實(shí)際利率。由于現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)中信息往往是不對(duì)稱(chēng)的，所以在沒(méi)有對(duì)通脹形成正確預(yù)期的情況下，人們將產(chǎn)生“貨幣幻覺(jué)”效應(yīng)，使名義利率的高低對(duì)儲(chǔ)蓄產(chǎn)生實(shí)際影響。[6]因此，本文使用的是名義利率?？紤]到同一年中利率可能調(diào)整多次，所以這里對(duì)利率按其持續(xù)天數(shù)進(jìn)行了加權(quán)平均。

（3）通貨膨脹。一定時(shí)期經(jīng)濟(jì)社會(huì)中通貨膨脹的大小通過(guò)通貨膨脹率來(lái)衡量。傳統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)理論認(rèn)為，通貨膨脹率愈高，貨幣的實(shí)際價(jià)值愈低，人們害怕手中的貨幣貶值會(huì)選擇增加消費(fèi)而減少儲(chǔ)蓄，因此通貨膨脹率與儲(chǔ)蓄是反方向變動(dòng)的。

本文通過(guò)“通貨膨脹率＝居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)－100”這一公式計(jì)算我國(guó)各年通貨膨脹率。

（4）預(yù)防性動(dòng)機(jī)。在對(duì)未來(lái)可獲得收入的理性預(yù)期下，居民進(jìn)行儲(chǔ)蓄的一個(gè)重要?jiǎng)訖C(jī)就是防范和應(yīng)付未來(lái)可能發(fā)生的各種不確定性事件，如失業(yè)、疾病等。由于現(xiàn)階段沒(méi)有具體指標(biāo)可以用來(lái)對(duì)居民儲(chǔ)蓄的預(yù)防性動(dòng)機(jī)進(jìn)行測(cè)度，本文中采取設(shè)置虛擬變量的方式將預(yù)防性動(dòng)機(jī)這一影響因素進(jìn)行量化。

在設(shè)置虛擬變量時(shí)，本文參照張建華、孫學(xué)光（2009）的研究成果，將1978～1997年設(shè)為沒(méi)有預(yù)防性動(dòng)機(jī)的時(shí)期，而1998年以后設(shè)為有預(yù)防性動(dòng)機(jī)的時(shí)期。

需要特別說(shuō)明的是，本文并未將消費(fèi)作為解釋我國(guó)居民儲(chǔ)蓄變動(dòng)的主要影響因素。這是因?yàn)?，在收入一定的情況下，消費(fèi)和儲(chǔ)蓄之間存在此消彼長(zhǎng)的關(guān)系，但在收入增加的情況下，消費(fèi)增加并不一定會(huì)引起儲(chǔ)蓄的減少，兩者可以同時(shí)增加，因此，通過(guò)消費(fèi)來(lái)判斷儲(chǔ)蓄的變化不一定準(zhǔn)確。而且，由于消費(fèi)和儲(chǔ)蓄的來(lái)源都是收入，所以只需考慮收入對(duì)儲(chǔ)蓄的影響即可。此外，本文也沒(méi)有涉及股市市值對(duì)我國(guó)居民儲(chǔ)蓄的影響，這主要是考慮到我國(guó)目前的股票市場(chǎng)規(guī)模仍然有限，并且其自身尚不規(guī)范，股票價(jià)格波動(dòng)對(duì)居民儲(chǔ)蓄行為的影響并不十分顯著。

對(duì)于居民儲(chǔ)蓄，本文選取《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》中的“城鄉(xiāng)居民人民幣儲(chǔ)蓄存款年增加額”這一指標(biāo)來(lái)反映我國(guó)居民儲(chǔ)蓄的歷年變動(dòng)情況。

成本策劃是以利潤(rùn)目標(biāo)為導(dǎo)向，基于收益為視角，以產(chǎn)品定位為前提，以“三全”和全成本費(fèi)用為成本管控思路[2]。成本策劃是真正意義上的事前成本控制，先訂立利潤(rùn)目標(biāo)是區(qū)別于目標(biāo)成本的最大特點(diǎn)，企業(yè)或投資者是以“經(jīng)營(yíng)”角度為第一維度，也就是說(shuō)，所有管理行為均要以利潤(rùn)為先。

1.2 數(shù)據(jù)來(lái)源

根據(jù)上述所選變量，查找、整理原始數(shù)據(jù)如表1所示。

表1 我國(guó)城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄及其影響因素?cái)?shù)據(jù)

各變量原始數(shù)據(jù)中，居民儲(chǔ)蓄年增加額（SAV）和居民可支配總收入（DI）均呈指數(shù)增長(zhǎng)趨勢(shì)。因此，為獲得兩變量的線(xiàn)性增長(zhǎng)時(shí)間序列數(shù)據(jù)，同時(shí)為更方便地考察居民收入對(duì)居民儲(chǔ)蓄增長(zhǎng)的彈性，本文采用居民儲(chǔ)蓄年增加額和居民可支配總收入的自然對(duì)數(shù)形式，分別記作LSAV和LDI。

2 中國(guó)居民儲(chǔ)蓄的實(shí)證分析

2.1 單整檢驗(yàn)

一些非平穩(wěn)的經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列往往表現(xiàn)出相似的變化趨勢(shì)，而這些序列之間并不一定存在直接的關(guān)聯(lián)關(guān)系，這時(shí)對(duì)這些數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，盡管會(huì)得到較高的擬合優(yōu)度，但其結(jié)果是沒(méi)有任何意義的，這就是所謂的“偽回歸”。因此，在進(jìn)行時(shí)間序列數(shù)據(jù)的回歸分析時(shí)，首先應(yīng)檢驗(yàn)各時(shí)間序列是否平穩(wěn)。對(duì)于非平穩(wěn)的變量要確定其單整的階數(shù)，如果變量的n階差分是平穩(wěn)的，則稱(chēng)此變量是n階單整，記為I(n)。只有同階單整的非平穩(wěn)時(shí)間序列之間才可能存在協(xié)整關(guān)系。

本文采用ADF（Augment Dickey-Fuller）檢驗(yàn)考察各時(shí)間序列的平穩(wěn)性，檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

表2 各變量的ADF檢驗(yàn)結(jié)果

從表2中可以看出，LSAV、LDI、INT和INF四個(gè)變量各種檢驗(yàn)形式下的ADF統(tǒng)計(jì)量值均大于5%顯著性水平下的臨界值，由于ADF檢驗(yàn)是左單側(cè)檢驗(yàn)，所以都不能拒絕原假設(shè)，即判定這四個(gè)時(shí)間序列均是非平穩(wěn)的。再來(lái)看各變量一階差分后的平穩(wěn)情況，檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。

表3 各變量一階差分的ADF檢驗(yàn)結(jié)果

從表3中可以看出，LSAV和INT的一階差分序列在各檢驗(yàn)形式下的ADF統(tǒng)計(jì)量值均小于5%顯著性水平下的臨界值，因此都可以拒絕原假設(shè)，即判定兩個(gè)變量的一階差分序列是平穩(wěn)的。而LDI和INF的一階差分序列均存在一種檢驗(yàn)形式其ADF統(tǒng)計(jì)量值大于5%顯著性水平下的臨界值，但兩者其余兩種檢驗(yàn)形式的ADF統(tǒng)計(jì)量值還是顯著小于臨界值的，由于ADF檢驗(yàn)的特點(diǎn)是只要三種檢驗(yàn)形式中的一種拒絕原假設(shè)就認(rèn)為該時(shí)間序列平穩(wěn)，因此判定LDI和INF的一階差分序列也都是平穩(wěn)的。由此，可以得到如下結(jié)論：LSAV、LDI、INT和INF的一階差分序列均是平穩(wěn)的，即四個(gè)變量均為一階單整，可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

2.2 協(xié)整檢驗(yàn)

由ADF檢驗(yàn)結(jié)果可知，LSAV、LDI、INT和INF均為非平穩(wěn)序列，對(duì)于這種非穩(wěn)定變量不能使用經(jīng)典回歸模型，否則很可能會(huì)出現(xiàn)偽回歸問(wèn)題。但是，在這四個(gè)變量均是同階單整的前提下，對(duì)其進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，若四個(gè)變量之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系，即它們之間是協(xié)整的，就可以使用經(jīng)典回歸模型。

由于本文要進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)的變量共有四個(gè)，因此選用JJ檢驗(yàn)對(duì)其協(xié)整關(guān)系進(jìn)行考察，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表4。

表4 各變量的JJ檢驗(yàn)結(jié)果

我國(guó)居民儲(chǔ)蓄增加額的協(xié)整方程（長(zhǎng)期均衡方程）為：

對(duì)上述模型分別進(jìn)行經(jīng)濟(jì)學(xué)、統(tǒng)計(jì)學(xué)和計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)。結(jié)合前面對(duì)各影響因素的具體分析，發(fā)現(xiàn)各變量估計(jì)參數(shù)的符號(hào)符合經(jīng)濟(jì)理論，該模型可以通過(guò)經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)。再來(lái)看統(tǒng)計(jì)學(xué)檢驗(yàn)：四個(gè)解釋變量中除PM外，均通過(guò)了t檢驗(yàn)，也就是說(shuō)，除去預(yù)防性動(dòng)機(jī)這一影響因素，其余三個(gè)因素——居民可支配總收入、利率和通貨膨脹率對(duì)居民儲(chǔ)蓄增加額的影響均是顯著的；該模型的R2值很高，說(shuō)明方程對(duì)數(shù)據(jù)的擬合程度較好；F統(tǒng)計(jì)量所對(duì)應(yīng)的概率值（0.000）顯著小于0.05，所以該方程整體的線(xiàn)性關(guān)系是顯著的。計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)中，D.W.檢驗(yàn)結(jié)果表明該模型不存在序列相關(guān)性；由于使用的是時(shí)間序列數(shù)據(jù)，因此通常也不存在異方差性；計(jì)算各解釋變量的相關(guān)系數(shù)，發(fā)現(xiàn)LDI和INF之間的相關(guān)程度較高（相關(guān)系數(shù)為0.98），說(shuō)明模型存在多重共線(xiàn)性的問(wèn)題，但由于這兩個(gè)變量的回歸系數(shù)顯著，且符號(hào)符合經(jīng)濟(jì)意義，所以對(duì)此處的多重共線(xiàn)性予以忽略。

從協(xié)整方程（1）可以看出，我國(guó)城鄉(xiāng)居民的儲(chǔ)蓄增加額是幾個(gè)影響因素共同作用的結(jié)果，因此下面具體分析某一個(gè)因素變動(dòng)對(duì)儲(chǔ)蓄增加額的影響時(shí)，均假設(shè)其他條件不變。首先，居民儲(chǔ)蓄增加額對(duì)居民可支配總收入的長(zhǎng)期彈性為1.9607，也就是說(shuō)，從長(zhǎng)期來(lái)看，居民可支配總收入每增加1個(gè)百分點(diǎn)，居民儲(chǔ)蓄增加額便會(huì)增加1.9607個(gè)百分點(diǎn)。其次，居民儲(chǔ)蓄增加額對(duì)利率的長(zhǎng)期彈性為0.0939，即從長(zhǎng)期來(lái)看，利率每上升1個(gè)百分點(diǎn)，居民儲(chǔ)蓄增加額就增加0.0939個(gè)百分點(diǎn)。再次，居民儲(chǔ)蓄增加額對(duì)通貨膨脹率的長(zhǎng)期彈性為-0.0034，即是說(shuō)，從長(zhǎng)期來(lái)看，通貨膨脹率每上升1個(gè)百分點(diǎn)，居民儲(chǔ)蓄增加額就減少0.0034個(gè)百分點(diǎn)。最后，預(yù)防性動(dòng)機(jī)對(duì)目前我國(guó)居民儲(chǔ)蓄增加額的影響還不十分顯著。綜上所述，在長(zhǎng)期狀態(tài)下，四個(gè)影響因素中，對(duì)我國(guó)城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄增加額影響最大的依次是居民可支配總收入、利率和通貨膨脹率，其中前兩個(gè)因素為正向影響，通貨膨脹率為負(fù)向影響，而最終居民儲(chǔ)蓄增加額的變動(dòng)大小和方向，取決于這三個(gè)主要影響因素的共同作用結(jié)果。

由于協(xié)整方程（1）已證明預(yù)防性動(dòng)機(jī)對(duì)我國(guó)居民儲(chǔ)蓄增加額影響不顯著，現(xiàn)對(duì)其予以剔除并對(duì)協(xié)整方程進(jìn)行修正：

該模型各項(xiàng)檢驗(yàn)均通過(guò)，各變量回歸系數(shù)的含義及其對(duì)居民儲(chǔ)蓄增加額的影響與上述分析類(lèi)似。

2.3 誤差修正模型

誤差修正模型的基本思想是，如果幾個(gè)變量之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，那么這種長(zhǎng)期均衡關(guān)系是在短期波動(dòng)過(guò)程的不斷調(diào)整下得以實(shí)現(xiàn)的，正是這種調(diào)節(jié)機(jī)制——誤差修正機(jī)制防止了長(zhǎng)期均衡關(guān)系出現(xiàn)較大偏差。前面已建立了關(guān)于我國(guó)城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄增加額的長(zhǎng)期均衡方程，現(xiàn)根據(jù)修正后的協(xié)整方程（2）建立居民儲(chǔ)蓄增加額和幾個(gè)影響因素之間的誤差修正模型：

其中，

由 LM(1)＝1.372＜ χ20.05(1)＝3.84，LM(2)＝1.372＜(2)＝5.99可知，該模型不存在自相關(guān)。

從誤差修正模型（3）可以看出，在其他條件不變的情況下：居民儲(chǔ)蓄增加額對(duì)居民可支配總收入的短期彈性為2.0918，即從短期來(lái)看，居民可支配總收入每增加1個(gè)百分點(diǎn)，居民儲(chǔ)蓄增加額便會(huì)增加2.0918個(gè)百分點(diǎn)；居民儲(chǔ)蓄增加額對(duì)利率的短期彈性為0.0742，即是說(shuō)，從短期來(lái)看，利率每上升1個(gè)百分點(diǎn)，居民儲(chǔ)蓄增加額就增加0.0742個(gè)百分點(diǎn)；居民儲(chǔ)蓄增加額對(duì)通貨膨脹率的短期彈性為-0.0045，也就是說(shuō)，從短期來(lái)看，通貨膨脹率每上升1個(gè)百分點(diǎn)，居民儲(chǔ)蓄增加額就會(huì)減少0.0045個(gè)百分點(diǎn)。誤差修正項(xiàng)的回歸系數(shù)為負(fù)，符合反向修正機(jī)制，其大小反映了短期偏離長(zhǎng)期均衡的調(diào)整力度，即居民可支配總收入、利率和通貨膨脹率三個(gè)影響因素的短期波動(dòng)向長(zhǎng)期均衡調(diào)整的力度為0.9098。綜上所述，在短期狀態(tài)下，我國(guó)城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄增加額對(duì)居民可支配總收入的變動(dòng)最為敏感，對(duì)利率和通貨膨脹率的波動(dòng)非常不敏感，誤差修正機(jī)制的調(diào)整力度較大。

3 結(jié)論

通過(guò)以上對(duì)我國(guó)城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄及其影響因素之間的研究可以發(fā)現(xiàn)，影響我國(guó)居民儲(chǔ)蓄年增加額的各種因素作用方向不同，其影響程度隨著長(zhǎng)短期變化也會(huì)有所差異?？偟膩?lái)說(shuō)，可以得到如下幾點(diǎn)主要結(jié)論。

第一，無(wú)論是長(zhǎng)期還是短期，居民可支配總收入對(duì)居民儲(chǔ)蓄增加額的影響都是最大的，這也基本上驗(yàn)證了本文前面的理論分析，即收入是決定居民儲(chǔ)蓄的最主要因素。并且，居民儲(chǔ)蓄增加額對(duì)居民可支配總收入的長(zhǎng)短期彈性均大于1，這說(shuō)明，只要居民可支配總收入增長(zhǎng)，居民儲(chǔ)蓄增加額就會(huì)以高于它的速度增長(zhǎng)。

第二，利率和通貨膨脹率對(duì)居民儲(chǔ)蓄增加額的影響在長(zhǎng)期是顯著的，但影響程度較小，在短期兩者的影響不顯著。從長(zhǎng)期來(lái)看，利率和通貨膨脹率兩個(gè)因素對(duì)我國(guó)城鄉(xiāng)居民的儲(chǔ)蓄行為的確是存在影響的，利率起推動(dòng)作用，通貨膨脹率起阻礙作用，但二者的影響力度很小，特別是通貨膨脹率，其變動(dòng)對(duì)居民儲(chǔ)蓄增加額產(chǎn)生的影響十分微弱（根據(jù)修正的協(xié)整方程，居民儲(chǔ)蓄增加額對(duì)利率的長(zhǎng)期彈性為0.1149，對(duì)通貨膨脹率的長(zhǎng)期彈性為-0.0033）。從短期來(lái)看，這兩個(gè)因素并不是居民儲(chǔ)蓄的主要影響因素，這說(shuō)明，只有當(dāng)利率和通貨膨脹率發(fā)生變化并持續(xù)一定時(shí)間后，人們才會(huì)給予反饋并調(diào)節(jié)自己的儲(chǔ)蓄行為，也就是說(shuō)，人們對(duì)利率和通貨膨脹率的預(yù)期存在滯后效應(yīng)。

第三，預(yù)防性動(dòng)機(jī)對(duì)居民儲(chǔ)蓄增加額的影響不顯著。協(xié)整方程（1）的t檢驗(yàn)結(jié)果表明，代表預(yù)防性動(dòng)機(jī)的虛擬變量對(duì)居民儲(chǔ)蓄增加額沒(méi)有明顯的解釋關(guān)系，但這并不表示我國(guó)居民沒(méi)有預(yù)防性支出。結(jié)合我國(guó)典型的城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)來(lái)看，農(nóng)村居民由于收入較低，能享受的醫(yī)療保障、養(yǎng)老保障等十分有限，其儲(chǔ)蓄的預(yù)防性動(dòng)機(jī)應(yīng)十分強(qiáng)烈；城鎮(zhèn)居民在住房、教育、醫(yī)療和養(yǎng)老等制度改革之前，由于享受各種福利和保障，其儲(chǔ)蓄基本上不存在預(yù)防性動(dòng)機(jī)，但這些制度改革實(shí)施后，其儲(chǔ)蓄的預(yù)防性動(dòng)機(jī)和以前相比應(yīng)有所增強(qiáng)。所以，考慮到實(shí)際情況中城鄉(xiāng)居民預(yù)防性動(dòng)機(jī)的不同變化趨勢(shì)，在研究預(yù)防性動(dòng)機(jī)對(duì)居民儲(chǔ)蓄傾向的影響時(shí)，分城鎮(zhèn)和農(nóng)村兩個(gè)不同地區(qū)來(lái)分別考察，可能更為準(zhǔn)確。此外，預(yù)防性動(dòng)機(jī)對(duì)我國(guó)居民儲(chǔ)蓄影響不顯著也從側(cè)面說(shuō)明，我國(guó)現(xiàn)階段的制度變革是漸進(jìn)式的。

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