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    我國(guó)居民儲(chǔ)蓄量影響因素分析

    2013-08-08 07:00:38西南財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)信息工程學(xué)院鄧超
    中國(guó)商論 2013年22期
    關(guān)鍵詞:儲(chǔ)蓄存款物價(jià)水平儲(chǔ)蓄

    西南財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)信息工程學(xué)院 鄧超

    1 問(wèn)題的提出

    1978年以來(lái),隨著我國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的飛速發(fā)展,我國(guó)的居民儲(chǔ)蓄也出現(xiàn)高速增長(zhǎng)的態(tài)勢(shì)。進(jìn)入90年代以后,我國(guó)居民儲(chǔ)蓄存款余額始終保持在兩位數(shù)的增長(zhǎng)速度。我國(guó)居民儲(chǔ)蓄存款持續(xù)增長(zhǎng)這一經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象引起國(guó)內(nèi)理論界的廣泛關(guān)注。這對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)的進(jìn)一步增長(zhǎng)有著有利的一面,但也會(huì)帶來(lái)一定程度的負(fù)面影響。據(jù)統(tǒng)計(jì),我國(guó)近年來(lái)的實(shí)際GDP平均每年增長(zhǎng)9%左右,而資本的凈邊際產(chǎn)量約為0.9%,大大低于資本的平均增長(zhǎng)率。可見(jiàn),我國(guó)的資本存量已經(jīng)遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過(guò)了黃金率水平。所以國(guó)家相繼出臺(tái)了一系列積極的財(cái)政和貨幣政策,以刺激國(guó)內(nèi)消費(fèi)和投資需求,分流儲(chǔ)蓄,但是居民儲(chǔ)蓄依然持續(xù)增加。居民的儲(chǔ)蓄存款直接影響居民的消費(fèi)行為,影響著貨幣的供給量,進(jìn)而間接影響著國(guó)家經(jīng)濟(jì)的發(fā)展、宏觀調(diào)控的力度和效果。探討中國(guó)居民儲(chǔ)蓄的規(guī)律,是本文研究的主要目的。

    2 理論綜述

    我國(guó)儲(chǔ)蓄一般分為三種:政府儲(chǔ)蓄、企業(yè)儲(chǔ)蓄和居民儲(chǔ)蓄。其中,居民儲(chǔ)蓄是指居民收入扣除消費(fèi)后的余額,它是居民保存了節(jié)制或延緩現(xiàn)期消費(fèi)而持有的可支配收入的余額并使之增值的行為。本文所探討的居民儲(chǔ)蓄指居民收入扣除消費(fèi)支出、手持現(xiàn)金、居民投資之后的余額。也就是居民在銀行、信用社等金融機(jī)構(gòu)的儲(chǔ)蓄存款。根據(jù)經(jīng)典西方宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)理論,儲(chǔ)蓄水平主要受收入因素、利息率、物價(jià)水平等因素的影響。

    2.1 收入因素

    收入是決定儲(chǔ)蓄的重要因素,收入的變化直接決定著儲(chǔ)蓄的變化。由于居民可支配收入數(shù)據(jù)的不可獲得性,本文以國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值來(lái)衡量收入。根據(jù)凱恩斯的理論,實(shí)際消費(fèi)支出和實(shí)際收入之間有穩(wěn)定的函數(shù)關(guān)系,邊際消費(fèi)傾向是正數(shù),但小于1。在其他條件不變的情況下,儲(chǔ)蓄與可支配收入之間存在著正方向的變化關(guān)系,即居民可支配收入增加,儲(chǔ)蓄量增加;可支配收入減少,儲(chǔ)蓄量減少。

    2.2 利息率

    在西方經(jīng)濟(jì)學(xué)中,因?yàn)槔实纳抵苯佑绊懙酱婵畹氖找妫岳释ǔEc儲(chǔ)蓄成正比。但從我國(guó)的利率政策來(lái)看,利率的下降并不一定能降低居民的儲(chǔ)蓄存款。西方國(guó)家存在比較完善的社會(huì)保障制度,這使得人們可以放心消費(fèi)、投資。而在中國(guó),社會(huì)保障制度很不健全,養(yǎng)老、醫(yī)療等這些最基本的問(wèn)題也不能完全得到保障,這種情況下,人們必須有足夠的存款來(lái)應(yīng)對(duì)突發(fā)情況,所以利率的變動(dòng)不能有效地影響儲(chǔ)蓄。

    2.3 物價(jià)水平

    物價(jià)水平會(huì)導(dǎo)致居民的消費(fèi)傾向的改變,從而改變居民的儲(chǔ)蓄傾向。本文以居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)作為代表數(shù)據(jù)。在其他條件不變的情況下,儲(chǔ)蓄與物價(jià)水平之間存在著反方向的變化關(guān)系,即物價(jià)水平越高,儲(chǔ)蓄量越低;物價(jià)水平越低,儲(chǔ)蓄量越高。

    3 數(shù)據(jù)的收集

    本文采用的是1981~2000年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù),所有數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2011》。

    表1 單位:(億元)

    4 模型設(shè)定

    其中,Yi為城鄉(xiāng)居民人民幣儲(chǔ)蓄存款(億元),X1為國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增量 (億元),X2為居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù),β0、β1、β2為參數(shù)。

    5 模型的估計(jì)

    回歸模型估計(jì)結(jié)果,見(jiàn)表2。

    表2

    5.1 經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)

    從回歸結(jié)果可以看出,X1的系數(shù)為正,X2的系數(shù)為負(fù),表明隨著收入增加速度加快,通貨膨脹壓力減輕,城鄉(xiāng)居民人民幣儲(chǔ)蓄存款會(huì)增加,這是符合經(jīng)濟(jì)意義的;而C為樣本回歸方程的截距,表示當(dāng)收入增長(zhǎng)速度不變,無(wú)通貨膨脹壓力時(shí)的城鄉(xiāng)居民人民幣儲(chǔ)蓄存款,在上述回歸結(jié)果中為正數(shù),這是符合經(jīng)濟(jì)意義的。

    5.2 統(tǒng)計(jì)推斷檢驗(yàn)

    從回歸的結(jié)果看,可絕系數(shù)R2=0.888962,F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量108.0800,說(shuō)明總離差平方和的88.8962%被樣本回歸方程解釋?zhuān)瑑H有不足12%未被解釋?zhuān)虼藰颖净貧w方程對(duì)樣本的擬合程度可以接受;β1的t統(tǒng)計(jì)量為13.70259,在5%顯著性水平下,查t分布表在自由度為N-2=18下的臨界值為2.101,因?yàn)?3.70259>2.101,所以拒絕原假設(shè),表明國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增量對(duì)城鄉(xiāng)居民人民幣儲(chǔ)蓄存款的影響顯著;β2的t統(tǒng)計(jì)量為-3.547727,在5%顯著性水平下,查t分布表在自由度為N-2=18下的臨界值為2.101,因?yàn)?3.547727<-2.101,所以拒絕原假設(shè),表明居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)對(duì)城鄉(xiāng)居民人民幣儲(chǔ)蓄存款的影響顯著;截距C的t統(tǒng)計(jì)量為3.584667,3.584667>2.101,所以拒絕原假設(shè),表明截距對(duì)城鄉(xiāng)居民人民幣儲(chǔ)蓄存款的影響顯著。

    5.3 計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)

    5.3.1 多重共線性

    簡(jiǎn)單相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)法,見(jiàn)表3。

    表3

    從檢驗(yàn)結(jié)果看, X1和X2之間的相關(guān)系數(shù)較低,因此,可以認(rèn)為變量之間不存在嚴(yán)重多重共線性。

    5.3.2 異方差性

    White檢驗(yàn)結(jié)果,見(jiàn)表4。

    表4

    從表4可以看出,nR2=8.566197,由White檢驗(yàn)知,在α=0.05下,查χ2分布表,得臨界值χ0.052(5)=11.0705,比較計(jì)算的χ2統(tǒng)計(jì)量與臨界值,因?yàn)閚R2=8.566197<χ0.052(5)= 11.0705,所以接受原假設(shè),表明模型不存在異方差。

    5.3.3 自相關(guān)

    沿用上面的回歸結(jié)果。給定顯著性水平0.05,查DW表,當(dāng)n=20,k=3時(shí),得下限臨界值dL=0.998,上限臨界值dU=1.676,因?yàn)镈W統(tǒng)計(jì)量1.748891大于dU=1.676,表明模型不存在自相關(guān)。

    6 誤差修正模型

    回歸模型估計(jì)結(jié)果,見(jiàn)表5。

    表5

    上述估計(jì)結(jié)果表明,城鄉(xiāng)居民人民幣儲(chǔ)蓄存款的變化不僅取決于國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增量和居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的變化,而且還取決于上一期城鄉(xiāng)居民人民幣儲(chǔ)蓄存款對(duì)均衡水平的偏離,誤差項(xiàng)et-1估計(jì)的系數(shù)-0.092257體現(xiàn)了對(duì)偏離的修正,上一期偏離越遠(yuǎn),本期修正的量就越大,即系統(tǒng)存在誤差修正機(jī)制。

    7 結(jié)語(yǔ)

    (1)收入增量對(duì)居民儲(chǔ)蓄有明顯作用,收入增長(zhǎng)越快,居民儲(chǔ)蓄也相對(duì)越高,兩者之間是正相關(guān)關(guān)系,這與一般理論一致。1980年以來(lái),我國(guó)居民儲(chǔ)蓄迅速增長(zhǎng)的根本原因就是收入水平的提高。隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展,居民收入還會(huì)持續(xù)增長(zhǎng),如果其他因素不變的話,居民儲(chǔ)蓄仍然會(huì)有相應(yīng)的增長(zhǎng)。要抑制儲(chǔ)蓄,刺激消費(fèi),提高居民的邊際消費(fèi)傾向是關(guān)鍵。

    (2)物價(jià)水平對(duì)居民儲(chǔ)蓄有負(fù)面影響。物價(jià)水平提高導(dǎo)致居民消費(fèi)支出的增加,在一定收入條件下,儲(chǔ)蓄必然會(huì)減少。物價(jià)上漲造成了居民消費(fèi)能力的下降,能夠用于儲(chǔ)蓄的資金和進(jìn)行儲(chǔ)蓄的意愿也明顯減少,同時(shí)由于CPI的不斷升高,意味著通貨膨脹率的不斷升高。物價(jià)指數(shù)越高,居民實(shí)際存款利率越低,居民會(huì)選擇將資金投入回報(bào)更高的項(xiàng)目,例如分紅型保險(xiǎn)、股市等;或者將現(xiàn)金兌換成例如黃金一類(lèi)的硬通貨或者固定資產(chǎn),以期保值。因此,愿意儲(chǔ)蓄的人越來(lái)越少,儲(chǔ)蓄資金也相對(duì)越來(lái)越少。

    [1]中國(guó)人民銀行研究局課題組.中國(guó)國(guó)民儲(chǔ)蓄和居民儲(chǔ)蓄的影響因素[J].經(jīng)濟(jì)研究,1999(5).

    [2]張華江,趙成柏.對(duì)我國(guó)居民儲(chǔ)蓄影響因素的實(shí)證分析[J].西昌農(nóng)業(yè)高等專(zhuān)科學(xué)校學(xué)報(bào),2004(3).

    [3]張建華,孫學(xué)光.我國(guó)居民儲(chǔ)蓄存款誤差修正模型與分析[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究,2009(4).

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