經(jīng)濟(jì)改革對(duì)我國(guó)儲(chǔ)蓄存款占GDP總額影響的實(shí)證研究

毛鳳華

我國(guó)較高儲(chǔ)蓄存款總額和儲(chǔ)蓄率一直為我國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展注入動(dòng)力。然而，隨著人口老齡化的影響，我國(guó)的儲(chǔ)蓄存款將逐漸走低。本文通過(guò)對(duì)現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)理解，運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)分析方法，根據(jù)中國(guó)1952-2005年的儲(chǔ)蓄存款總額和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，分析改革開放是否影響儲(chǔ)蓄存款總額占GDP比重以及GDP對(duì)我國(guó)儲(chǔ)蓄存款總額的影響，得出了經(jīng)濟(jì)改革可以增加儲(chǔ)蓄存款總額占GDP比重以及儲(chǔ)蓄存款總額隨國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增加而增加的結(jié)論。

一、引言

中國(guó)的儲(chǔ)蓄率明顯地高于其他國(guó)家，并且還在波動(dòng)中呈上升趨勢(shì)（圖1）。截至2015年底，我國(guó)的儲(chǔ)蓄存款總額占GDP的比重達(dá)48.35%。然而，近年來(lái)隨著人口老齡化的趨勢(shì)，儲(chǔ)蓄存款的降低趨勢(shì)成為學(xué)術(shù)界關(guān)注的熱點(diǎn)和迫切解決的問(wèn)題。

本文的主要貢獻(xiàn)有3個(gè)方面：首先，本文建立模型實(shí)證研究了經(jīng)濟(jì)改革對(duì)儲(chǔ)蓄存款總額占GDP比重的影響，彌補(bǔ)了之前對(duì)經(jīng)濟(jì)改革的實(shí)證研究?jī)H僅依賴簡(jiǎn)單的數(shù)據(jù)描述（龍志和，2001）的不足，為從經(jīng)濟(jì)改革方面為保證儲(chǔ)蓄存款總額提供了實(shí)證依據(jù)；其次，本文建立的模型描述了我國(guó)儲(chǔ)蓄存款總額與GDP之間存在的關(guān)系，可以從我國(guó)的實(shí)際國(guó)情出發(fā)，在一定意義上作為各年度儲(chǔ)蓄存款總額偏高或偏低的判斷標(biāo)準(zhǔn)；最后，中國(guó)的儲(chǔ)蓄率情況與印度、新加坡等東南亞國(guó)家儲(chǔ)蓄率情況有諸多相似之處，本文的研究具有進(jìn)行國(guó)際比較的價(jià)值。

二、文獻(xiàn)述評(píng)

目前國(guó)內(nèi)對(duì)儲(chǔ)蓄存款的影響因素的研究眾多，但對(duì)于經(jīng)濟(jì)改革對(duì)儲(chǔ)蓄存款的影響的研究則十分有限。

關(guān)于研究GDP與儲(chǔ)蓄存款總額之間關(guān)系的文獻(xiàn)主要將GDP作為其中一個(gè)解釋變量，通過(guò)多元模型來(lái)觀察GDP與儲(chǔ)蓄存款總額之間關(guān)系。宋天鴿（2012）主要從理論層面剖析了中國(guó)高儲(chǔ)蓄的原因包括GDP增加導(dǎo)致的人均可支配收入上升。劉?。?003）研究了名義GDP、銀行利率以及消費(fèi)價(jià)格指數(shù)對(duì)儲(chǔ)蓄存款總額的影響，得出了存量模型和增量模型，但并未對(duì)模型進(jìn)行異方差和自回歸檢驗(yàn)。徐霞，何旻玖，劉琪（2015）研究了GDP和貨幣供應(yīng)量M2對(duì)儲(chǔ)蓄存款總額的影響，得出了儲(chǔ)蓄存款總額的主要影響因素是GDP的結(jié)論。

本文將建立模型來(lái)檢測(cè)經(jīng)濟(jì)改革對(duì)儲(chǔ)蓄存款總額占GDP比重的影響以及GDP與儲(chǔ)蓄存款總額之間關(guān)系，并對(duì)結(jié)果進(jìn)行檢驗(yàn)，彌補(bǔ)國(guó)內(nèi)有關(guān)研究的空白。

三、實(shí)證策略

我們首先檢驗(yàn)改革開放是否影響儲(chǔ)蓄存款總額占GDP比重，通過(guò)構(gòu)建含有虛擬變量的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型從而判斷改革開放（1978年）前后儲(chǔ)蓄存款總額占GDP比重（）對(duì)時(shí)間的回歸參數(shù)和常數(shù)項(xiàng)是否有顯著變化。

之后，建立與的一元線性回歸模型，運(yùn)用OLS方法估計(jì)參數(shù)，并進(jìn)行有關(guān)檢驗(yàn)，得出儲(chǔ)蓄存款總額與GDP之間的關(guān)系。

1. 實(shí)證檢驗(yàn)改革開放對(duì)儲(chǔ)蓄存款總額占GDP比重隨時(shí)間的變動(dòng)的影響

構(gòu)建含虛擬變量的隨時(shí)間變化的模型

其中，是儲(chǔ)蓄存款總額占GDP比重，表示年份，是否在1978年后，是隨機(jī)誤差項(xiàng)，為模型的待估參數(shù)。

若待估參數(shù)、顯著，即改革開放（1978年）前后序列對(duì)時(shí)間的回歸參數(shù)和常數(shù)項(xiàng)是否有顯著變化，證明經(jīng)濟(jì)改革對(duì)儲(chǔ)蓄存款總額占GDP比重的影響存在

2. 實(shí)證檢驗(yàn)儲(chǔ)蓄存款總額與GDP之間的關(guān)系

建立Y與GDP的一元線性回歸模型

其中，表示年時(shí)儲(chǔ)蓄存款總額，表示年時(shí)國(guó)民生產(chǎn)總值，是隨機(jī)誤差項(xiàng)，為模型的待估參數(shù)

四、實(shí)證結(jié)果

1. 改革開放對(duì)儲(chǔ)蓄存款總額占GDP比重隨時(shí)間的變動(dòng)的影響實(shí)證結(jié)果

通過(guò)Eviews對(duì)含虛擬變量的隨時(shí)間變化的模型的參數(shù)進(jìn)行OLS估計(jì)，得到的模型為：

得到的各估計(jì)參數(shù)對(duì)應(yīng)的p值與模型的修正決定系數(shù)、F值分別如表1、表2所示：

由表1、表2可知修正決定系數(shù)和F值均足夠大，模型的解釋能力較強(qiáng)，常數(shù)項(xiàng)和各回歸系數(shù)的t值均足夠大，p值均小于0.05，各回歸系數(shù)均通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。所以，經(jīng)濟(jì)改革對(duì)儲(chǔ)蓄存款總額占GDP比重有正向影響，且儲(chǔ)蓄存款總額占GDP比重隨時(shí)間變化的回歸模型解釋能力較強(qiáng)。

2. 儲(chǔ)蓄存款總額與GDP之間的關(guān)系實(shí)證結(jié)果

通過(guò)Eviews對(duì)儲(chǔ)蓄存款總額與GDP之間一元線性回歸模型的參數(shù)進(jìn)行OLS估計(jì)，得到的模型為：

得到的各估計(jì)參數(shù)對(duì)應(yīng)的p值以及模型的修正決定系數(shù)、F值、DW值分別如表3，表4所示：

由表3，表4得知模型的F值為3325.750，表示模型的所有參數(shù)顯著不全為0，修正決定系數(shù)為0.984說(shuō)明模型整體擬合較好。常數(shù)項(xiàng)和GDP系數(shù)的t統(tǒng)計(jì)量值分別為-4.92和56.80，對(duì)應(yīng)的p值為0.0000和0.0000均小于0.05，所以認(rèn)為是顯著的。

考慮到本文中的數(shù)據(jù)為時(shí)間序列數(shù)據(jù)并且時(shí)間跨度范圍較大，所以雖然上面擬合的模型的各項(xiàng)參數(shù)都很顯著，但模型仍然可能存在異方差和自相關(guān)的問(wèn)題，由此進(jìn)行異方差檢驗(yàn)和自相關(guān)檢驗(yàn)并進(jìn)行處理。

（1）對(duì)于原模型異方差的檢驗(yàn)

原假設(shè)：模型為同方差 備擇假設(shè)：模型中存在著異方差

利用Eviews操作進(jìn)行white檢驗(yàn)，得到輔助回歸式：

輔助回歸式的以及對(duì)應(yīng)的p值如表5所示：

由檢驗(yàn)規(guī)則可知，模型的white統(tǒng)計(jì)量值為21.65811對(duì)應(yīng)的p值<0.001，小于0.05的顯著性水平，所以拒絕原假設(shè)，接受原模型存在異方差的備擇假設(shè)，所以原模型存在異方差性。

（2）對(duì)于原模型自相關(guān)的檢驗(yàn)

考慮到時(shí)間序列模型一般都存在著自相關(guān)的問(wèn)題，并且原模型的殘差圖中殘差曲線只穿過(guò)0軸一次，所以我們推測(cè)原模型可能存在自相關(guān)的問(wèn)題，我們利用Eviews對(duì)原模型進(jìn)行自相關(guān)DW檢驗(yàn)

由表4中的原模型的DW值為0.140296，查DW表（n=54，k=1，，a=5%）得到=1.528， DW=0.140<1.528，所以該模型存在正自相關(guān)的問(wèn)題。

（3）構(gòu)建新模型

因?yàn)樵Ｐ痛嬖诋惙讲畹膯?wèn)題，所以我們需要重新構(gòu)建模型以消除異方差來(lái)保證模型的準(zhǔn)確性，由于數(shù)據(jù)為時(shí)間序列模型，所以我們考慮使用對(duì)解釋變量和被解釋變量取對(duì)數(shù)進(jìn)行模型修正。首先我們構(gòu)建了新的序列LOGY和LOGGDP，分別取值為ln（Y）和ln（GDP）然后構(gòu)建新模型：

由輔助回歸式的系數(shù)值對(duì)LOGY和LOGGDP進(jìn)行廣義差分變換：

建立更新模型：， 并進(jìn)行OLS回歸得到更新模型為：

得到的各估計(jì)參數(shù)對(duì)應(yīng)的p值以及模型的修正決定系數(shù)、F值、DW值分別如表6，表7所示：

五、結(jié)論

我國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展一直受到高儲(chǔ)蓄總額和儲(chǔ)蓄率的推進(jìn)，如今我國(guó)面臨人口老齡化對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的負(fù)面影響?？梢岳梦覀兊哪Ｐ蛠?lái)判斷當(dāng)年的存款總額實(shí)際值與預(yù)期值的差距，并且根據(jù)差距值，結(jié)合發(fā)展目標(biāo)，在適當(dāng)?shù)那闆r下調(diào)整政策，使得存款總額的實(shí)際值向著目標(biāo)值趨近。（作者單位為華中師范大學(xué)）