GDP和貨幣供應(yīng)量對我國人民幣儲蓄存款影響的實證分析

徐霞等

[摘要]本文通過對現(xiàn)實經(jīng)濟理解，運用計量經(jīng)濟學分析方法，根據(jù)中國1990—2013年的人民幣儲蓄存款、國內(nèi)生產(chǎn)總值、貨幣供應(yīng)量（M2）數(shù)據(jù)，分析GDP和貨幣供應(yīng)量對我國人民幣儲蓄存款的影響。本文在相關(guān)理論研究的基礎(chǔ)上，基于實證分析的成果，提出有關(guān)對策建議，相信具有一定的參考價值。

[關(guān)鍵詞]GDP；貨幣供應(yīng)量M2；人民幣儲蓄；計量經(jīng)濟學模型

[DOI]1013939/jcnkizgsc201521.048

1問題的提出

國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）指在一定時期一國經(jīng)濟整體生產(chǎn)活動的最終成果（產(chǎn)品和服務(wù)）的市場價值。它是國民經(jīng)濟核算的中心指標，不但可以一定程度上反映一個國家的經(jīng)濟表現(xiàn)狀況，也是衡量社會經(jīng)濟發(fā)展水平的重要指標。眾所周知，一國儲蓄的增加會增大投資，從而促進GDP的增長，這是儲蓄對GDP的影響。但同時我們應(yīng)該認識到除了儲蓄，影響GDP的因素還有很多，而且經(jīng)濟變量之間往往是相互作用相互影響的。所以，從這個層面上說GDP對居民儲蓄會存在一定的影響。貨幣供應(yīng)量這一經(jīng)濟變量屬于經(jīng)濟政策中貨幣政策的范圍，貨幣政策是維持一國經(jīng)濟穩(wěn)定的重要手段。一方面，當貨幣供應(yīng)量增加時，利率下降，居民儲蓄存款就會獲得較少的利息，從而居民儲蓄意愿降低，儲蓄減少；同時，貨幣供應(yīng)量的增加會使流動性增加，進而會在一定程度上抬高物價。物價的增長會使居民消費增加，所以儲蓄減少。另一方面，當貨幣供應(yīng)量減少的時候，利率就會隨之上升，即同樣多的存款會收獲更多的利息，這時人們就會有增加儲蓄的意愿，因此人民幣儲蓄增加；同時較少貨幣供應(yīng)量會減少流通中的貨幣量，從而促使物價降低，所以居民用于消費貨幣量減少，從而儲蓄增加。

2數(shù)據(jù)的收集（見表1）

3模型的選擇

本研究中，被解釋變量為人民幣儲蓄存款（Y億元），解釋變量的選擇，也就是影響儲蓄的因素，在本文中我們初步考慮選擇國內(nèi)生產(chǎn)總值（X1億元）和貨幣供應(yīng)量（X2億元）。由上文經(jīng)濟分析可知，本模型宜采用廣義最小二乘法（GLS），在廣義最小二乘法（GLS）的估計過程中可以對可能出現(xiàn)的變量的多重共線性和異方差性進行修正。

我們用Eviews3.0做關(guān)于人民幣儲蓄存款分別與國內(nèi)生產(chǎn)總值和貨幣供應(yīng)量M2關(guān)系的趨勢圖，易知人民幣儲蓄存款分別與二者呈線性相關(guān)關(guān)系。由此我們可以先估計模型為：Y=0+1X1+2X2+μ，其中0、1、2為待估計參數(shù)，μ為隨機誤差項。

4回歸的結(jié)果及其含義

根據(jù)以上的時間序列數(shù)據(jù)，在經(jīng)典回歸分析的5個基本假設(shè)（零均值，方差，自相關(guān)，解釋變量和干擾是不相關(guān)的，沒有多重共線性）的條件下得到滿足，我們?yōu)榍蟪?、1、2的估計量就可以使用普通最小二乘法（OLS）。使用Eviews3.0軟件得到回歸分析結(jié)果如下：

Y=2942960+0329441X1+0234944X2

（2863.875） （0084059）（0043419）

t=（0010276） （3.919176）（5411051）

R2=0998222[AKR-]2=0998052

F=5893.800n=24

通過檢驗，很明顯可以看出截距項t檢驗不通過，不符合經(jīng)濟意義的統(tǒng)計檢驗。所以變換模型形式，重新建立模型。我們對解釋變量X1稍作變化：

使用對數(shù)模型：Y=0+1lnX1+2X2+μ，

得到結(jié)果如下：

Y=-1256103+12422.50lnX1+0370174X2

（21664.19） （1992.276）（0006222）

t=-5798060（6235327）（5949303）

R2=0998920[AKR-]2=0998817

F=9712.986n=24

LnX1（GDP）系數(shù)表示，在樣本期間即1990—2013年，在保持其他變量不變的情況下，平均而言，GDP每增加10元，人民幣儲蓄存款量增加1242250元。X2（貨幣供應(yīng)量M2）的系數(shù)表示，在樣本期間即1990—2013年，在保持其他變量不變的情況下，平均而言，貨幣供應(yīng)量每增加100元，人民幣儲蓄存款增加370174元。R2值0998920表示，該模型的解釋變量國內(nèi)生產(chǎn)總值、貨幣供應(yīng)量M2基本解釋了1990年到2013年中國人民幣儲蓄存款變異的998920%。

5模型的檢驗

根據(jù)我們的計量經(jīng)濟學理論，在模型中的參數(shù)進行估計，還需要判斷參數(shù)的計量模型和估計，以確定是否在理論和統(tǒng)計有顯著的有可靠性，該模型能夠揭示多因素的對象的經(jīng)濟現(xiàn)象之間的關(guān)系，是不是可以付諸實踐。

51經(jīng)濟意義檢驗

通過模型可以知道，人民幣儲蓄存款與國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）呈正相關(guān)，與貨幣供應(yīng)量也呈正相關(guān)，與前面分析相符，即符合經(jīng)濟學的一般意義。經(jīng)濟意義檢驗通過。

52統(tǒng)計意義檢驗

計量經(jīng)濟模型的統(tǒng)計推斷檢驗，一般包含擬合優(yōu)度檢驗、用假設(shè)檢驗和方差分析方法對模型作方程顯著性檢驗（F檢驗）、變量顯著性檢驗（t檢驗）等。

首先，因為可決系數(shù)R2=0998920，模型擬合優(yōu)度較好，回歸系數(shù)高度顯著。其次，需要進行方程顯著性檢驗，給定顯著性水平005，F(xiàn)統(tǒng)計量的伴隨概率為0000000<005表明我們建立的回歸方程是高度顯著的，也說明變量ln（X1）、X2整體上對Y有高度顯著性影響，所以該模型通過了顯著性檢驗。最后，變量的顯著性檢驗，給定顯著性水平α=005。則ln（X1）的t統(tǒng)計量的伴隨概率為00004<005；X2的t統(tǒng)計量的伴隨概率為00000<005；截距項的t統(tǒng)計量的伴隨概率為00006<005。綜上所述，回歸系數(shù)的顯著性檢驗通過。

53計量經(jīng)濟學檢驗

53.1多重共線性檢驗

相關(guān)系數(shù)檢驗。第一，利用相關(guān)系數(shù)可以反映解釋變量之間的相關(guān)程度。我們使用Eviews3.0軟件中能夠直接得到相關(guān)系數(shù)矩陣如表2所示。

由表2的相關(guān)系數(shù)矩陣可以看出，我們設(shè)立的解釋變量之間的相關(guān)系數(shù)均較高，即解釋變量之間是高度相關(guān)。也就說明該模型存在嚴重的多重共線性問題。第二，使用逐步回歸法來修正多重共線性問題。

建立基本的一元回歸方程，經(jīng)相關(guān)理論和系數(shù)矩陣的分析，具有最大關(guān)聯(lián)程度的是Y與X2。所以，設(shè)建立的一元回歸方程為：Y=f（X2），得出回歸結(jié)果是R2=0996921<0998920所以模型修正為：

Y=-1256103+12422.50lnX1+0370174X2

（21664.19） （1992.276）（0006222）

t=-5798060（6235327）（5949303）

R2=0998920[AKR-]2=0998817

F=9712.986n=24DW=1.708010

53.2異方差檢驗

White檢驗。由前面的回歸分析可以知道nR2=24×0640865=1538076 由White檢驗知，在給定α=005下，查分布表可知，臨界值為11.0705，小于nR2，而且P<005，是以存在異方差性。下面用加權(quán)最小二乘法（WLS）來修正異方差。最終得出該模型做WLS操作后nR2所對應(yīng)的P值的結(jié)果是P=0373062>005，說明已修正異方差。

53.3自相關(guān)檢驗

使用偏相關(guān)系數(shù)檢驗，滯后期為10，

利用Eviews3.0軟件分析則會得到殘差et與et-1，et-2，…，et-10的各期相關(guān)系數(shù)和偏相關(guān)系數(shù)，其中Autocorrelation和Partial Correlation兩個指標所對應(yīng)的部分在第一期和第二期并沒有超過虛線的部分，別的指標也都處于正常范圍內(nèi)。由此我們可以知道該回歸模型不存在自相關(guān)。

所以該模型的最終形式為：

Y=-113844.6+1131094lnX1+0373973X2

（9470905） （853.9566）（0002122）

t=（-12.02046） （13.24533）（1762051）

R2=0999983[AKR-]2=0999981

F=585374.1n=24

6模型的總結(jié)與建議

由以上結(jié)果可以得出在經(jīng)濟發(fā)展中，對我國的人民幣儲蓄存款的主要影響因素是國內(nèi)生產(chǎn)總值的提高，即國家經(jīng)濟的快速發(fā)展，促使了儲蓄的不斷增長。貨幣供應(yīng)量只是貨幣政策的一種調(diào)節(jié)方法，只是對經(jīng)濟起到輔助作用，并不能從根本上和實質(zhì)上影響居民儲蓄情況。所以，居民生活水平的提高，即居民儲蓄的增加更多的要依靠國民經(jīng)濟整體的發(fā)展和完善。但在使用時，要結(jié)合模型和人民幣儲蓄存款這一經(jīng)濟變量本身的經(jīng)濟特性，因為金融和經(jīng)濟形勢復(fù)雜，且全球經(jīng)濟一體化不斷加劇，更加增加了我國經(jīng)濟的復(fù)雜性。除此之外，模型是動態(tài)的，在不同時期內(nèi)，影響它的主要因素不一定相同。如有可能的話，此模型還能應(yīng)用于對于某些省市的居民儲蓄存款的預(yù)測。

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