中國居民儲蓄額影響因素研究分析

李欣燕，王妍，張瀟月

(中國傳媒大學(xué) 理工學(xué)部，北京 100024)

1 引言

眾所周知，在核算國內(nèi)生產(chǎn)總值時(shí)消費(fèi)是一項(xiàng)很重要的因素，而居民儲蓄行為又和消費(fèi)關(guān)系緊密，它們總是此長彼消。因此，居民儲蓄額的高低對于一國的經(jīng)濟(jì)增長、投資和居民的生活等方面都有著不同程度的影響。改革開放以來，我國居民的儲蓄額迅速增長，而高速增長的居民儲蓄對于我國經(jīng)濟(jì)的進(jìn)一步發(fā)展有著一定的負(fù)面影響。對此，國家相繼出臺了一系列積極的財(cái)政政策和貨幣政策，以刺激國內(nèi)消費(fèi)和投資需求，擴(kuò)大內(nèi)需，分流儲蓄，刺激經(jīng)濟(jì)增長。但是近幾年來，我國存在著一定程度的通貨膨脹，因此國家又采取了一系列的政策，例如提高貸款利率和存款利率，提高法定準(zhǔn)備率等。這其中的存款利率就是針對于儲蓄存款而定的。

為此，我國有很多學(xué)者建立了諸多的儲蓄模型來分析各因素對居民儲蓄的影響程度。例如：南開經(jīng)濟(jì)研究所的劉巍、徐穎在《對我國居民儲蓄存款影響因素的實(shí)證分析》一文中，研究了個人可支配收入、通貨膨脹率、銀行存款利率和證券收益率四個因素對居民儲蓄的影響大小，得到收入與通貨膨脹率對其影響較大，而存款利率影響較弱，證券收益率極弱的結(jié)論；暨南大學(xué)的譚政勛在《居民儲蓄存款變化影響因素分析》一文中，分析了存款變化的影響因素，得出了居民消費(fèi)支出、房地產(chǎn)投資、金融投資收益及渠道的變化對儲蓄存款的增長產(chǎn)生了重要影響的結(jié)論；安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)的孫麗在《我國城鄉(xiāng)居民儲蓄存款影響因素分析》一文中，探討了影響居民儲蓄存款的主要因素，并得出人均可支配收入和名義利率是影響儲蓄存款的最主要因素的結(jié)論。在這些文章中分析的影響因素不盡相同，得出的結(jié)論差異也比較大。所以，如何建立起一個更加完善的居民儲蓄存款模型，對于我國居民的儲蓄問題和國家如何進(jìn)一步發(fā)展經(jīng)濟(jì)的問題，具有十分重要的現(xiàn)實(shí)意義。

2 理論分析

居民儲蓄存款的影響因素有很多，但最為重要的是居民收入、利率和通貨膨脹率。

(1)收入是理論上決定居民儲蓄的最主要因素。在凱恩斯經(jīng)濟(jì)理論中，他認(rèn)為人們的儲蓄絕大部分是取決于收入的。人們?nèi)〉檬杖牒?，首先必須滿足必須的消費(fèi)，然后才能談得上儲蓄。在收入較少的情況下，為維持基本生存所需要的基本消費(fèi)尚且不能得到很好的滿足，即使其它因素再有利，人們也無法增加儲蓄。所以，建立的模型中，儲蓄款應(yīng)該與居民收入是正向關(guān)系。

(2)利率也是對儲蓄一個不可忽視的因素。在古典經(jīng)濟(jì)學(xué)中，利率和儲蓄的關(guān)系是正方向變動的。但現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)理論認(rèn)為利率對儲蓄有著雙重作用，即利率的變動對儲蓄具有收入效應(yīng)和替代效應(yīng)兩個方面的影響。如果利率上升，人們放棄現(xiàn)在部分消費(fèi)，進(jìn)行儲蓄，則在未來就可以得到更多的貨幣，因而，利率越高，就更傾向于鼓勵儲蓄，這就是提高利率的替代效應(yīng)；但同時(shí)，較高的利率也增加了將來的利息收入，人們只需要較小的本金儲蓄，就能增加未來的貨幣。這又會鼓勵人們減少儲蓄，這就是提高利率的收入效應(yīng)。提高利率對儲蓄最終影響要取決于替代效應(yīng)與收入效應(yīng)的相對大小，若替代效應(yīng)大于收入效應(yīng)，提高利率會在總體上使儲蓄增加，反之會使儲蓄減少?？傊?，利率的高低在一定程度上影響了居民的儲蓄。

(3)通貨膨脹率對儲蓄有著一定的影響。傳統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)理論認(rèn)為，通貨膨脹率越高，貨幣的價(jià)值相對來說就要下降，居民害怕手中的貨幣貶值，盡早消費(fèi)，所以儲蓄會減小，通貨膨脹率與儲蓄成反方向的變動關(guān)系。

3 數(shù)據(jù)處理與符號說明

(1)本文所用的收入是指可支配收入，它是指家庭在支付個人所得稅之后所余下的全部實(shí)際現(xiàn)金收入。由于本文要建立的是我國居民儲蓄模型，但由于我國在統(tǒng)計(jì)居民的各項(xiàng)指標(biāo)時(shí)都分為城鎮(zhèn)居民與農(nóng)村居民，而農(nóng)村居民統(tǒng)計(jì)的是純收入。所以我們用農(nóng)村純收入代表農(nóng)村居民的可支配收入。另外本文所用的是總的可支配收入，因此城鎮(zhèn)居民的總可支配收入用各年人均可支配收入乘以各年城鎮(zhèn)人口數(shù)求出，農(nóng)村亦然。至于城鄉(xiāng)居民的可支配收入，即全國總的可支配收入，采用以上兩個指標(biāo)相加的辦法求出，可支配收入用X1表示，單位億元。

(2)利率用的是一年中利率的加權(quán)平均，用X2表示。

(3)通貨膨脹率由于統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的不完整，所以我們采用的是零售物價(jià)指數(shù)(1978=100)來計(jì)算的。其公式為：

通貨膨脹率=

(4)本文中是用城鄉(xiāng)居民儲蓄額增量作為因變量的。用Y表示，單位億元。

(5)另外模型中的LY表示對居民儲蓄額增量Y取對數(shù)后的值；LX1表示對平均利率X1取對數(shù)后的值；D(LY)表示對數(shù)LY的一階差分；D(LX1)表示對數(shù)LX1的一階差分；D(X2)表示X2的一階差分；D(X3)表示X3的一階差分。

以上數(shù)據(jù)均來自中國統(tǒng)計(jì)局年鑒1978～2003年。

4 模型的建立

為簡單起見，我們假定三個影響因素對居民的儲蓄作用是線性的，而且影響因素之間沒有交互作用，建立儲蓄增量Y與可支配收入X1，利率X2，通貨膨脹率X3之間的多元線性回歸模型。模型為：Y=α0+α1X1+α2X2+α3X3+ε，其中α0，α1，α2，α3是待估計(jì)的回歸系數(shù)，ε是隨機(jī)誤差。

利用EVIEWS可以得到回歸估計(jì)的結(jié)果，整理后如下：

表1 多元線性回歸結(jié)果

圖1 殘差圖

從表1可以看出，模型調(diào)整后的可決系數(shù)R2=0.925，即因變量的92.5%可以由模型確定。F值遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過F檢驗(yàn)的臨界值，T檢驗(yàn)也通過，所以模型的擬合效果是不錯的。但是由上面的殘差圖和D.W值為0.733小于查表所得的dL=1.14可知，模型存在著正自相關(guān)性。而且用于此模型的數(shù)據(jù)均為時(shí)間序列的數(shù)據(jù)，不能直接建立回歸模型，否則會存在著偽回歸的情況。所以還要檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭袛?shù)據(jù)的平穩(wěn)性，由后面檢驗(yàn)的結(jié)果可知，此模型中的數(shù)據(jù)是非平穩(wěn)的時(shí)間序列。

5 模型的改進(jìn)

5.1 模型的形式

考慮到儲蓄額增量與可支配收入和其它兩個變量的數(shù)值差額較大，所以我們將對儲蓄額增量和可支配收入取對數(shù)，以減小其差距。現(xiàn)在再對儲蓄額增量取完對數(shù)后的值Y與可支配收入取完對數(shù)后的值LX1，平均利率X2，通貨膨脹率X3建立回歸模型：LY=α0+α1LX1+α2X2+α3X3+ε，結(jié)果如下：

表2 改進(jìn)后模型的回歸結(jié)果

由上表可見，此模型的可決系數(shù)R2由原來的0.925提高到了現(xiàn)在的0.991。F值由原來的104.267提高到現(xiàn)在的937.199，各參數(shù)的T檢驗(yàn)也更加顯著了。下面對模型進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)和各種基本假定檢驗(yàn)，如果該模型通過這些檢驗(yàn)，那么此模型將是一個很好的模型。

5.2 單位根檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)

(1)單位根檢驗(yàn)

根據(jù)模型的設(shè)定形式，本文采用ADF檢驗(yàn)來對居民儲蓄增量的對數(shù)LY、居民可支配收入的對數(shù)LX1、利率X2和通貨膨脹率X3做單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表3。

由表3可知，各變量原序列都是不平穩(wěn)的，但在5%的水平下，各變量的一階差分都是平穩(wěn)的。于是，下面進(jìn)一步分析各變量間的協(xié)整關(guān)系。

表3 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

(2)協(xié)整分析

采用Engle-Granger兩步法對變量間的協(xié)整性進(jìn)行檢驗(yàn)。首先對需要檢驗(yàn)的變量用OLS做普通回歸來獲得殘差序列E，然后再對殘差序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)來判斷變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系。EVIEWS 的結(jié)果如表2所示，將殘差輸出到E中再次進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，得到：

表4 殘差的ADF檢驗(yàn)結(jié)果

上表可知，ADF檢驗(yàn)值比5%的臨界值大，所以在5%的置信水平下，認(rèn)為殘差項(xiàng)無單位根，即殘差項(xiàng)本身是平穩(wěn)的。這說明居民儲蓄增量的對數(shù)LY、居民可支配收入的對數(shù)LX1、利率X2和通貨膨脹率X3之間存在著長期穩(wěn)定的關(guān)系，上述建立的模型不存在偽回歸的問題。

5.3 模型的其他檢驗(yàn)

(1)自相關(guān)檢驗(yàn)

關(guān)于自相關(guān)檢驗(yàn)，先看是否存在一階自相關(guān)。D.W值是1.51，查表得dL=1.14，dU=1.65，D.W值落在無法判定的區(qū)域內(nèi)。下面畫出其殘差圖，如圖2所示。

圖2 殘差圖

由圖2可以看出，其殘差是隨機(jī)的，不存在相關(guān)性。

(2)異方差檢驗(yàn)

進(jìn)行White檢驗(yàn)，得表5。

表5 懷特檢驗(yàn)結(jié)果

由于選用的是沒有交叉乘積項(xiàng)的方式，所以在5%的顯著性水平下，通過檢驗(yàn)，不能拒絕零假設(shè)，即不存在異方差現(xiàn)象。殘差分布圖如下：

圖3 殘差圖

5.4 模型結(jié)論

綜上所述，我國儲蓄增量的模型是：

LY=-11.330+2.023×LX1+0.123×X2-0.005×X3

根據(jù)此模型可以看出，我國居民儲蓄增量的收入彈性是2.023。即當(dāng)可支配收入增量增加1%時(shí)，儲蓄的增量平均增加了2.023%。儲蓄的收入彈性雖然小，但是由于其波動的空間最大，所以收入對儲蓄的影響其實(shí)是最大的。利率的系數(shù)是0.123，它表示當(dāng)利率上升1%時(shí)，儲蓄增量會成正方向變動0.123%。但是利率的波動空間是有限的，一年之內(nèi)難得變化幾個點(diǎn)，所以從絕對量來講，利率對于儲蓄增量的影響比可支配收入要小一些。通貨膨脹率的系數(shù)為-0.005，對于儲蓄增量的影響非常小，它表示當(dāng)通貨膨脹率變化1%時(shí)，儲蓄增量會朝著相反方向變動0.005%。但是通貨膨脹率的變化空間很大，例如我國1997年的通貨膨脹率達(dá)到了380.8，所以其實(shí)從絕對量上來講，通貨膨脹率對居民儲蓄的影響是大于利率對其的影響的。

6 政策建議

貧富差距過大是導(dǎo)致銀行儲蓄不斷攀升的主要原因。根據(jù)經(jīng)濟(jì)學(xué)的普通規(guī)律，當(dāng)個人財(cái)富達(dá)到一定程度時(shí)，其消費(fèi)量將停止增長，而投資、儲蓄在個人收入中所占的比例將大幅度增長。具體來說，高收入、中等收入、低收入三個階層對儲蓄、消費(fèi)、投資的行為有較大的差別。對高收入階層來說，收入中用于日常消費(fèi)的開支比例很小，更多的錢是用來投資的。在我國，由于投資渠道狹窄，一些人就只能選擇將錢存在銀行里。對于中等收入階層，日常耐用消費(fèi)品的普及程度已經(jīng)提高了，而新的享受性消費(fèi)熱點(diǎn)尚未形成，加之高房價(jià)高教育費(fèi)用等壓力，這部分人的存款傾向增加。而低收入者由于許多方面都得不到相應(yīng)的社會保障，即使有錢也盡量節(jié)約消費(fèi)。無論在人均可支配收入較高的城鎮(zhèn)內(nèi)部，還是在人均純收入較低的農(nóng)村內(nèi)部，都存在著顯著的收入分配差距。

所以政府應(yīng)該盡快完善金融市場的機(jī)制，使得居民有更好的投資途徑。政府還應(yīng)該完善收入分配的調(diào)節(jié)機(jī)制，縮小收入差距。因此適當(dāng)?shù)卦黾愚D(zhuǎn)移支付，減輕農(nóng)民的負(fù)擔(dān)，保障城市居民的最低生活水平，提高個人所得稅的起征點(diǎn)和累進(jìn)稅率，征收遺產(chǎn)稅或財(cái)產(chǎn)稅等措施是絕對必要的。中央銀行應(yīng)該重視利率政策的作用，平衡利率的變化，做到不要大起大落，以穩(wěn)定居民儲蓄的變化。國家應(yīng)該抑制通貨膨脹率的快速增長，因?yàn)樗鼤?dǎo)致人民生活的不穩(wěn)定，嚴(yán)重的還將破壞市場機(jī)制。所以政府應(yīng)該使用合適的貨幣政策和財(cái)政政策，穩(wěn)定物價(jià)水平和總需求水平，使通貨膨脹可以得到緩解。

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