影響中國城鎮(zhèn)居民儲蓄因素的實(shí)證研究

摘 要：依據(jù)1991-2006年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，建立多元線性回歸模型，對影響中國城鎮(zhèn)居民儲蓄存款的主要因素進(jìn)行實(shí)證分析的結(jié)果表明，城鎮(zhèn)居民可支配收入和利率水平與居民儲蓄正相關(guān)，物價水平與居民儲蓄負(fù)相關(guān)，股票籌資額和制度因素與居民儲蓄無關(guān)。因此，應(yīng)從均衡發(fā)展、調(diào)整利率水平、健全社保制度等幾方面調(diào)控城鎮(zhèn)居民收入。

關(guān)鍵詞：居民儲蓄；物價水平；利率

中圖分類號：F124.7 文獻(xiàn)標(biāo)識碼： Ａ 文章編號：１００３－３８９０（２００8）11－００23-04

一、問題的提出

改革開放近30年來，中國GDP每年平均以9.5%的速度增長[1]。隨著經(jīng)濟(jì)的高速增長，人民生活水平普遍提高，居民的收入水平有了大幅度增長，儲蓄存款余額也不斷增加。尤其是進(jìn)入20世紀(jì)90年代以來，中國居民儲蓄存款余額始終保持在兩位數(shù)的增長速度。1991年中國城鎮(zhèn)居民儲蓄存款年底余額為9 241.6億元，到2006年末達(dá)161 587.3億元，16年間中國城鎮(zhèn)居民儲蓄存款余額增長了近16.5倍。因此，為了深入分析影響中國城鎮(zhèn)居民儲蓄存款持續(xù)增長的現(xiàn)象，筆者用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的方法，根據(jù)經(jīng)濟(jì)學(xué)的基本理論和中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的實(shí)際情況建立了一個模擬現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的城鎮(zhèn)居民儲蓄模型，定量考察了諸多因素對存款增長的影響及影響程度，這為促進(jìn)擴(kuò)大內(nèi)需、經(jīng)濟(jì)增長提供了政策依據(jù)。鑒于國內(nèi)大多數(shù)學(xué)者統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)截至2003年，中國統(tǒng)計(jì)年鑒上的數(shù)據(jù)截至2006年，筆者采用了1991-2006年的數(shù)據(jù)作為樣本進(jìn)行實(shí)證分析。

二、變量的選取及數(shù)據(jù)說明

（一）影響居民儲蓄解釋變量的選擇

在西方經(jīng)濟(jì)理論界，關(guān)于居民消費(fèi)—儲蓄函數(shù)有多種著名的理論，比如斯密西斯的“絕對收入假說”、杜森貝利的“相對收入假說”、弗里德曼的“持久收入假說”以及莫迪里亞尼的“生命周期假說”等。這些理論各有千秋，但他們都是建立在西方發(fā)達(dá)國家的經(jīng)濟(jì)運(yùn)行環(huán)境基礎(chǔ)之上的，與我們國家的宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境存在著一定的差距。因此，根據(jù)這些年中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的實(shí)際情況，結(jié)合中國市場經(jīng)濟(jì)和金融體制改革的現(xiàn)狀，筆者選擇了五個主要變量作為影響中國城鎮(zhèn)居民儲蓄存款的制約因素。

1. 城鎮(zhèn)居民的收入水平。收入是影響儲蓄增長的重要因素，根據(jù)凱恩斯的理論，邊際消費(fèi)傾向是遞減的，隨著收入水平的不斷提高，邊際消費(fèi)傾向會越來越低，這樣，居民的消費(fèi)就變少了，儲蓄就增多了。

2. 儲蓄存款利率。利率作為消費(fèi)的機(jī)會成本也對儲蓄產(chǎn)生一定的影響。從理論上說，儲蓄利率水平越高，消費(fèi)的機(jī)會成本越大，居民就會減少當(dāng)前消費(fèi)，增加儲蓄；反之，則會減少儲蓄。但從中國的實(shí)際情況來看，自改革開放以來，利率與儲蓄存款的相關(guān)性并不顯著[2]。

3. 物價水平。物價水平也可以影響消費(fèi)和儲蓄。在貨幣收入一定的情況下，物價水平越高，相同消費(fèi)水平所需支出的貨幣越多，能供儲蓄的貨幣就越少。同時，物價水平也決定了實(shí)際利率，在名義利率不變情況下，物價水平的上漲會導(dǎo)致實(shí)際利率下降，而對儲蓄真正有影響的恰恰是實(shí)際利率的變動。因此，物價上漲會導(dǎo)致儲蓄減少。

4. 證券市場對資金的吸納程度。證券市場的籌資作用一定程度上會對居民儲蓄存款起到分流的作用。從債券市場來看：中國債券發(fā)行主要以國債為主[3]。由于國債發(fā)行在一定程度上吸引了居民大量購買，客觀上對居民存款起到分流的作用，從而減少居民的儲蓄。

5. 制度因素。交易費(fèi)用的高低取決于一個社會的制度安排。合理的制度能夠降低交易費(fèi)用，提高市場運(yùn)作效率，因此制度在社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中有著十分重要的作用。在20世紀(jì)90年代前期，中國實(shí)行的是計(jì)劃經(jīng)濟(jì)體制，經(jīng)濟(jì)政策具有一定的穩(wěn)定性。但是在90年代末期，國家對經(jīng)濟(jì)體制進(jìn)行改革，出臺了一系列的經(jīng)濟(jì)政策，如1998年底出臺了醫(yī)療制度改革方案，1999年8月出臺了房改政策，從此中國停止的住房實(shí)物分配政策對社會影響是很大的。這些政策變化對居民的預(yù)期支出也有相當(dāng)大的影響，從而也必將影響到居民的儲蓄行為。由于制度因素是無法量化的，故將其設(shè)置為一個虛擬變量，以1998年為界，1991-1997年設(shè)為沒有預(yù)期支出和儲蓄影響，1998-2006年設(shè)為有預(yù)期支出和儲蓄影響。

6. 中國城鎮(zhèn)居民儲蓄存款的理論函數(shù)。根據(jù)上述分析，中國城鎮(zhèn)居民儲蓄存款的理論函數(shù)可表示為:

S=f（Y，GPI，R，T，DD，u）（1）

其中，S表示城鎮(zhèn)居民儲蓄存款年底余額；Y表示城鎮(zhèn)居民可支配收入；GPI表示商品零售價格環(huán)比指數(shù)；R表示一年期存款利息率；T表示A股籌資額；u為隨機(jī)擾動項(xiàng)。

（二）變量數(shù)據(jù)的說明

1. 居民儲蓄（S）。為方便與其他統(tǒng)計(jì)指標(biāo)進(jìn)行對比分析，本文選取居民儲蓄存款年底余額作為居民儲蓄的代表變量。

2. 居民可支配收入（Y）。由于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》只給出了城鎮(zhèn)居民人均可支配收入，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。

3. 利率水平（R）。由于中國利率變動比較頻繁，有時一年就要變動幾次，為了使數(shù)據(jù)更具合理性，這里對一年期存款利率做了一個加權(quán)估計(jì)，即如果本年度利率有變化，對利率采取按月份加權(quán)平均的做法，如1999年6月10日，一年期儲蓄存款利率由原來的3.78%調(diào)整為2.25%，則R1999=3.78×（5/12）+2.25×（7/12）=2.89

4. 物價水平（GPI）。本文選用商品零售價格環(huán)比指數(shù)作為衡量價格水平的指標(biāo)。

5. 股票籌資額（T）。因?yàn)閿?shù)據(jù)獲取的局限性，證券市場對資金的吸納程度，在這里選用A股籌資額作為指標(biāo)。

6. 虛擬變量（DD）。制度因素是定性的變量，不能用數(shù)值來衡量，故虛擬變量可定義為：

DD=0 1991-19971 1998-2006

三、中國城鎮(zhèn)居民儲蓄的實(shí)證分析

（一）模型的建立及估計(jì)

為全面分析各種因素對居民儲蓄的影響和沖擊，本文所選樣本數(shù)據(jù)均為年度數(shù)據(jù)，在理論函數(shù)的基礎(chǔ)上，根據(jù)1991-2006年中國城鎮(zhèn)居民儲蓄存款的有關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)（如表1），建立多元線形回歸模型：

S=C+a×Y+b×GPI+c×R+d×T+e×DD+u（1）

式中S是被解釋變量，a、b、c、d、e是回歸參數(shù)，u是隨機(jī)擾動項(xiàng)。Y、GPI、R、T、DD是解釋變量，而且隨機(jī)擾動項(xiàng)u滿足同方差和無自相關(guān)的假定。

由表1中的數(shù)據(jù)，利用Eviews軟件，采用OLS法進(jìn)行回歸分析，得到如下回歸方程（括號內(nèi)數(shù)值為t檢驗(yàn)值，下同）：

S=23805.93+2.451628Y+706.6253GPI-326.6731R+0.415096T+1167.197DD（2）

（2.526070）（58.25862） （1.574376） （-2.978233）（0.441986）（0.530242）

R2=0.999378 D.W=1.2116079 F=3211.519

（二）模型的檢驗(yàn)

1. 經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)。可以觀測到回歸方程（2）式中的各解釋變量所對應(yīng)的系數(shù)符號與經(jīng)濟(jì)意義上的被解釋變量和解釋變量的關(guān)系相一致，符合經(jīng)濟(jì)理論。

2. 顯著性檢驗(yàn)。可決系數(shù)R2=0.999378，校正后的值為0.999066，說明中國城鎮(zhèn)居民儲蓄幾乎全部可以從該回歸方程中得到說明，模型對數(shù)據(jù)的擬合程度比較好。

取顯著性水平為0.05，即置信度為95％時，查表得到的統(tǒng)計(jì)量t和F的臨界值分別為：t0.05（10）=1.81，F(xiàn)0.05（5，10）=3.33。由于F=3211.519＞F0.05（5，10），認(rèn)為回歸方程顯著成立，擬合優(yōu)度比較好。商品零售價格環(huán)比指數(shù)GPI的t檢驗(yàn)值為1.574376，雖然沒有通過顯著性為5%的檢驗(yàn)，但對10%的顯著性水平還是顯著的，也就是說，商品零售價格環(huán)比指數(shù)對居民儲蓄的影響也比較顯著。但是解釋變量T與DD的t檢驗(yàn)值明顯小于t的臨界值1.81，說明解釋變量T、DD對城鎮(zhèn)居民儲蓄影響不顯著。因此須剔除解釋變量T、DD，再次回歸，得到回歸結(jié)果：

S=24739.63+2.462444Y-321.4774GPI+540.7576R（3）

（2.862315） （74.05371）（-3.270779）（1.932888）

R2=0.999349 D.W=1.293636 F=6145.051

從新建立的回歸方程（3）的各項(xiàng)數(shù)據(jù)可以看出：R2幾乎接近于1，這表明模型的擬合優(yōu)度非常好。取顯著性水平為0.05，查表得到的統(tǒng)計(jì)量t和F的臨界值分別為t0.05（12）=1.78和F0.05（3，12）=3.49。由于F>F0.05（3，12），所以認(rèn)為回歸方程的顯著性較強(qiáng)。同時解釋變量Y、GPI、R所對應(yīng)t值均大于t的臨界值，這說明解釋變量Y、GPI、R對居民儲蓄存在顯著影響。綜上所述，回歸方程（3）的擬合優(yōu)度很好，對被解釋變量城鎮(zhèn)居民儲蓄額S具有較強(qiáng)的解釋力。

3. 多重共線性檢驗(yàn)。利用Eviews軟件，得到解釋變量的相關(guān)矩陣（見表2）。

從以上相關(guān)矩陣表可以看出，商品零售價格環(huán)比指數(shù)GPI與利率R之間有較強(qiáng)的相關(guān)性，可支配收入Y、利率R與商品零售價格環(huán)比指數(shù)GPI之間存在相關(guān)性。這說明以上三者存在多重共線性。但是，從宏觀經(jīng)濟(jì)的角度出發(fā)，各宏觀解釋變量之間存在共線性是普遍存在的，只是程度大小問題，如果相關(guān)性不是很強(qiáng)，就可以忽略。該模型中，認(rèn)為回歸方程的解釋變量間的多重共線性并不嚴(yán)重，回歸方程較為真實(shí)地反映了解釋變量之間的關(guān)系。

4. 異方差性檢驗(yàn)。懷特（White）提出了異方差一般檢驗(yàn)方法，這一檢驗(yàn)方法在實(shí)際中很容易應(yīng)用。在這里我們運(yùn)用white檢驗(yàn)，得到如表3的結(jié)果。

從表3中可以看出Obs×R-squared的計(jì)算結(jié)果是4.999820，由于選用的是沒有交叉乘積項(xiàng)的方式，所以自由度為6，在0.05的顯著性水平下，查表得20.05（6）=12.592>4.999820，所以拒絕原假設(shè)，即該模型不存在異方差性。

5. 自相關(guān)性檢驗(yàn)。由杜賓—瓦特森檢驗(yàn)法，在給定顯著性水平a=0.01的條件下，查表得到DW的臨界值的上下界分別為：dl=0.633和du=1.446，而回歸方程（3）中的值：D.W=1.293636，介于dl和du之間，無法確定是否自相關(guān)，檢驗(yàn)在此失效[4]。在這里采用BG檢驗(yàn)，它是由統(tǒng)計(jì)學(xué)家布勞殊和戈弗雷提出的一種自相關(guān)檢驗(yàn)，簡稱BG檢驗(yàn)（也稱為LM檢驗(yàn)）[5]。選擇滯后長度p=4，即AR（4）模式，利用Eviews進(jìn)行回歸得到BG檢驗(yàn)結(jié)果（如表4）。

由于滯后長度p=4，即自由度為4，在0.05顯著性水平下，查表得x2的臨界值是9.488，小于Obs×R-squared的計(jì)算結(jié)果12.10955，回歸方程的擾動項(xiàng)存在自相關(guān)。

同理，取p=5，p=6時，回歸方程的擾動項(xiàng)也存在自相關(guān)。

現(xiàn)在對回歸方程的自相關(guān)進(jìn)行修正，在這里主要考慮隨機(jī)項(xiàng)的一階自相關(guān)，用Cochrane-Orcutt迭代法進(jìn)行修正，利用Eviews軟件得修正后的結(jié)果：

S=20476.37484+2.458457099*Y-271.9236783×GPI+393.8586721×R+［AR（1）=0.4001208872］

修正后，D.W=1.560422，且樣本容量為16，有3個解釋變量，給定顯著性水平0.01，查D-W表得dl=0.633，du=1.446，這時有du＜DW=1.560422，表明不存在一階自相關(guān)。

四、結(jié)論及政策含義

（一）城鎮(zhèn)居民儲蓄存款的簡要結(jié)論

1. 收入水平與城鎮(zhèn)居民儲蓄存款呈現(xiàn)正相關(guān)。城鎮(zhèn)居民收入水平的高低與居民儲蓄的高低相對應(yīng)，這是符合凱恩斯宏觀經(jīng)濟(jì)理論的。隨著中國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，居民收入的持續(xù)增長，對居民儲蓄的影響作用是不容忽視的。

2. 物價水平對居民儲蓄具有很強(qiáng)的負(fù)效應(yīng)，這與凱恩斯宏觀經(jīng)濟(jì)理論相一致，即物價的下降會導(dǎo)致居民消費(fèi)支出的減少，在收人一定的條件下，其儲蓄必然會增加。

3. 利率對城鎮(zhèn)居民儲蓄有正面影響。利率作為儲蓄的價格，通過收入效應(yīng)和替代效應(yīng)來影響人們消費(fèi)和儲蓄行為的變化[6]。

4. A股籌資額對居民儲蓄存款基本無影響。主要原因在于中國股市起步較晚，在實(shí)際運(yùn)行中還存在許多問題有待解決，股票市場本身的缺陷制約著居民參與投資，這使得居民入市的風(fēng)險加大，居民個人出于理性考慮，不會輕易將積蓄投入股市。

（二）政策建議

根據(jù)IS-LM模型，投資資金來源于儲蓄，因此儲蓄的變動將直接影響到整個國民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展態(tài)勢[7]。通過對中國城鎮(zhèn)居民儲蓄影響因素的分析，為了持續(xù)增加居民收入，穩(wěn)定市場物價水平，為投資者創(chuàng)造更好的投資環(huán)境，同時防止中國居民儲蓄增長速度過快，結(jié)合中國經(jīng)濟(jì)運(yùn)行實(shí)際狀況，提出以下建議：

1. 保持經(jīng)濟(jì)的持續(xù)均衡發(fā)展，穩(wěn)步提高城鎮(zhèn)居民收入。經(jīng)濟(jì)發(fā)展與居民儲蓄相輔相成，經(jīng)濟(jì)增長是居民儲蓄來源的保證，居民儲蓄反過來影響經(jīng)濟(jì)的增長，只有兩者協(xié)調(diào)發(fā)展，才能加快整個社會經(jīng)濟(jì)的騰飛，為人民創(chuàng)造更多的財(cái)富收入。

2. 確立符合實(shí)際經(jīng)濟(jì)形勢的利率水平。調(diào)整存款利率應(yīng)該考慮價格水平，在當(dāng)前中國的宏觀經(jīng)濟(jì)形勢下，物價水平普遍上漲，通貨膨脹的壓力很大，表明目前的利率水平是不利于宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展的。因此，建議適當(dāng)上調(diào)存款利率，以緩解通貨膨脹壓力。

3. 建立和健全社會保障制度。應(yīng)對未來大額支出是中國城鎮(zhèn)居民的一大目的，要抑制儲蓄的快速增長，一個有效手段就是擴(kuò)大養(yǎng)老、失業(yè)、醫(yī)療等保險的覆蓋面，讓消費(fèi)者對未來支出的不確定性大大降低，從而增加現(xiàn)期消費(fèi)，減少儲蓄。

參考文獻(xiàn):

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責(zé)任編輯：關(guān)華

責(zé)任校對：武占江