我國居民存款儲蓄率變化的實證分析

遲珊珊

【摘要】從改革開放之后，我國經(jīng)濟快速發(fā)展，儲蓄率不斷上升，儲蓄不斷增加，為支撐我國經(jīng)濟持續(xù)發(fā)展的提供堅實后盾。儲蓄率成為一國經(jīng)濟發(fā)展的一個非常重要的因素。本文以中國20世紀(jì)之后，即1990年～2007年的城鎮(zhèn)居民的數(shù)據(jù)位樣本，建立起城鎮(zhèn)居民儲蓄的模型，初步研究儲蓄率的極大影響因素。運用相關(guān)的計量經(jīng)濟學(xué)理論進行統(tǒng)計并最終得到了各因素對城鎮(zhèn)居民存款的影響程度，并對提出一些相關(guān)建議。

【關(guān)鍵詞】城鎮(zhèn)居民儲蓄率 多元線性回歸 主要影響因素

一、問題的提出和相關(guān)的背景

1978年改革開放之后，我國的儲蓄率隨著國民經(jīng)濟的發(fā)展不斷地增長，各方面的原因，導(dǎo)致老百姓有錢但是不敢花，尤其是從20世紀(jì)90年代之后，我國儲蓄率一直保持著高增長率。高儲蓄率對我經(jīng)濟的發(fā)展可以說有利有弊，高儲蓄率一方面為我國經(jīng)濟發(fā)展提供了充足的資金來源，可以說，我國能夠順利度過幾次全球性經(jīng)濟危機，都是因為非常堅實的資金支持。但是我們不得不承認(rèn)，高儲蓄率嚴(yán)重抑制了消費，造成了內(nèi)需不足，也是國內(nèi)流動性過高，這都會嚴(yán)重的制約我國的經(jīng)濟持續(xù)發(fā)展。尤其是很多發(fā)達國家正好相反，處在儲蓄率急速下降的時期，這些現(xiàn)象都值得我們?nèi)ド钊胙芯俊Ｎ覀冃枰仨氁娣治雒總€經(jīng)濟體的儲蓄率的不同發(fā)展時期，不僅分析自身的發(fā)展階段和影響因素，而且要從其他國家的經(jīng)驗中揚長避短，這些對我國制定相應(yīng)的財政和貨幣政策都是非常有益的。

二、文獻綜述

喬虹（2010）認(rèn)為宏觀經(jīng)濟增長和通貨膨脹率，人口結(jié)構(gòu)以及快速城市化帶來的收入增長是造成中國出現(xiàn)高儲蓄率的原因。中國居民的儲蓄收各種政策的影響很大，包括社保，醫(yī)療和住房福利的搞個，不發(fā)達的金融市場以及年齡群體效應(yīng)。企業(yè)的盈利能力的周期性改善也促進中國企業(yè)存款進一步增長。而譚晴（2009）基于Eviews對我國城鎮(zhèn)居民的儲蓄率進行了實證分析，選取了城鎮(zhèn)居民收入增長率，一年期利率，基尼系數(shù)，通貨膨脹率為解釋變量，最終得到的模型的結(jié)論為收入分配的均等程度對儲蓄的影響是非常明顯的，但是利率變動對實際的儲蓄率變動不是很明顯，其中對未來的不確定性是一個很重要的原因，人們的儲蓄傾向受預(yù)期影響更大。這些研究主要都強調(diào)了利率，預(yù)防性儲蓄，流動性約束和不確定因素對居民儲蓄的影響，在下文中更側(cè)重于在社保，收入不平等上的研究。

三、變量選取和分析

一個國家的儲蓄總量受到很多因素的影響，比如收入因素，利率，物價水平，收入分配，消費支出，貧富差距等等。在其他條件不變的情況下，儲蓄與可支配收入存在正相關(guān)的關(guān)系，和消費成負(fù)相關(guān)的關(guān)系。在本文中，我們選用了四個典型的因素，城鎮(zhèn)居民收入的增長率，一年期儲蓄利率，城鎮(zhèn)居民的基尼系數(shù)，城鎮(zhèn)基本養(yǎng)老保險累計結(jié)余的增長率。

首先城鎮(zhèn)居民收入是目前決定我國儲蓄率一個非常重要的因子，中國的老百姓還沒有西方人那種信貸消費的觀念，所以存錢養(yǎng)老，存錢買房，存錢醫(yī)療都是非常常見的。所有這一要素我們列入模型的解釋變量。其次是儲蓄利率，利率高了，人民獲得的利息多了，自然存到銀行的錢就多了。需要指出的是，這里的儲蓄利率是一年的加權(quán)平均后的加權(quán)利率。再次是基尼系數(shù)，我們知道在收入分配越公平的國家，它的平均消費傾向就越高，也就是平均儲蓄傾向越低。所以我們在本文中選擇用基尼系數(shù)來衡量一國的收入分配情況，基尼系數(shù)越小，收入就越平均，基尼系數(shù)越大，收入差距就越大。最后是城鎮(zhèn)基本養(yǎng)老保險累計結(jié)余的增長率，選擇這個因素具有比較強的中國特色。如果一個國家的社會福利體系比較健全，在養(yǎng)老醫(yī)療失業(yè)方面都有好的保障，人們敢消費，沒有后顧之憂，那儲蓄率自然就高。而現(xiàn)在的中國國情我們可以看到，用于社會保障的政府支出雖然不斷在增加，但是相對于發(fā)達國家，還是遠遠不夠的。中國人存錢很大一部分都是用于養(yǎng)老養(yǎng)兒，其中存錢養(yǎng)老占很大的比重。養(yǎng)老保險收入中有一部分是現(xiàn)在的年輕人交上去的養(yǎng)老保險金，一部分是政府劃撥的。養(yǎng)老保險收入和支出的差可以反映我國現(xiàn)在社保的發(fā)展?fàn)顩r。我們列入解釋變量。

四、變量的設(shè)定及數(shù)據(jù)處理

（一）變量的設(shè)定

本文的樣本容量是從1997年～2007年的，其中

Y代表城鎮(zhèn)居民儲蓄率

X1代表城鎮(zhèn)居民可支配收入的增長率

X2代表一年期儲蓄率

X3代表城鎮(zhèn)居民的基尼系數(shù)

X4代表城鎮(zhèn)基本養(yǎng)老保險累計結(jié)余的增長率

基于以上數(shù)據(jù)，我們建立模型：

Y=β1+β2×1+β3×2+β4×3+β5×4+μ

β1度量了橫截距，它表示在收入為零的時候人們也要花錢消費，也是有生活必需品消費支出的，儲蓄為負(fù)。

β2度量了當(dāng)城鎮(zhèn)居民儲蓄率每增長1%時，居民儲蓄率變動的單位數(shù)

β3度量了當(dāng)儲蓄利率變動1%時，居民儲蓄率變動的單位數(shù)

β4度量了基尼系數(shù)對儲蓄率的影響

β5度量了當(dāng)城鎮(zhèn)基本養(yǎng)老保險累計結(jié)余的增長率每變動1%時，居民儲蓄率變動的單位

μ是隨機誤差項

（二）數(shù)據(jù)處理

（1）首先利用Eviews7.0對表1數(shù)據(jù)進行對數(shù)據(jù)的穩(wěn)定性進行檢驗，我們采用的是ADF檢驗。在對原數(shù)據(jù)進行檢驗，數(shù)據(jù)未通過檢測，然后進行一階差分的檢驗，有如下結(jié)果：

說明該組數(shù)據(jù)經(jīng)過了所有檢驗，是一個平穩(wěn)序列。

（2）利用Eviews7.0對表1數(shù)據(jù)進行最小二乘估計，輸出結(jié)果為如下：

①R2=0.695292，擬合優(yōu)度偏低，但是初步可以通過經(jīng)濟意義的檢驗，系數(shù)的符號符合經(jīng)濟理論。擬合優(yōu)度偏低的原因可能是在數(shù)據(jù)上問題，但又有可能是在解釋變量選擇的時候不是很好。

②多重共線性檢驗

但是從X1，X4的P值都不通過T檢驗，可能存在多重共線的性，為了進一步確定是否存在多重共線性，利用Eviews7.0輸出結(jié)果：

從輸出結(jié)果上我們可以看出X1和X2存在共線性的可能性，一般解決共線性的辦法有兩種，一種是剔除一個變量，一個是差分法。此處我們用第一種方法，我們先剔除了X2，之后再進行最小二乘法檢驗，X3，X4依舊沒有通過T檢驗，于是剔除X1再進行相似檢驗。最終我們留下X2，X3得到以下結(jié)果

最終，多重共線性不存在，F(xiàn)值為14.66321，模型總體顯著，同時T檢驗中X2，X3兩個變量的P值為0.0001和0.0133，都小于0.05，所以變量顯著，所以模型統(tǒng)計意義上的檢驗都通過了。

從經(jīng)濟意義上，常數(shù)項為負(fù)數(shù)，即就算沒有收入也會有消費支出，符合經(jīng)濟學(xué)的意義，X2和X3的系數(shù)為正數(shù)，表示儲蓄率與利率還有基尼系數(shù)都有同方向變動的，也符合經(jīng)濟意義。所以得到模型Y=-0.024649+2.626455X2+0.523625X3

（3）異方差性檢驗

對得到的新模型進行異方差檢驗，運用WHITE檢驗，得到輸出結(jié)果：

結(jié)果顯示Obs*R-squared的P值有1.814823>0.05，采用的是沒有交叉項的檢驗方法，接受原假設(shè)，也就是說該模型不存在異方差性。

（4）自相關(guān)性檢驗

最后得到的新模型的回歸分析輸出結(jié)果中DW值為1.8898≈2。該模型有兩個解釋變量，樣本容量為18，給定的顯著性明顯，不存在自相關(guān)性。

綜上所述，最終得到我國城鎮(zhèn)居民儲蓄存款模型：

Y=-0.024649+2.626455X2+0.523625X3

（-0.572836）（2.805465） （5.303757）

五、模型結(jié)論分析

從上面的測算模型中可以得到：一年期儲蓄利率每增長一個百分點，我國城鎮(zhèn)居民的儲蓄率上漲2.626455%，說明了利率上漲會吸引人們把錢存入銀行，利率對儲蓄的影響還是比較大的，而基尼系數(shù)對儲蓄率的影響沒有那么大，城鎮(zhèn)居民基尼系數(shù)每增長一個百分點，我國城鎮(zhèn)居民儲蓄率將上漲0.523625%，高收入群體的儲蓄傾向大大超過低收入群體。

六、本模型的不足

本人因掌握的專業(yè)知識和時間有限，在模型中是很想證明一下社會保障對居民儲蓄率的影響，但是這一變量因為不顯著被舍去了，我覺得有悖于理論研究，所以可能在選擇社會保障方面的相關(guān)數(shù)據(jù)的時候存在偏差。另外一國的金融市場發(fā)達程度，一國是內(nèi)向型國家還是外向型國家，國民的整體預(yù)期都對儲蓄率影響很大的因素，但是由于很難選擇代表性數(shù)據(jù)，所以沒有列入解釋變量，這個也是有待改進的。

七、針對本模型給出幾點建議

中國現(xiàn)在所處的高儲蓄的階段，我們知道過低的儲蓄和過高的儲蓄都會給經(jīng)濟帶來很多弊端。而如今的中國從2002年起，經(jīng)濟就有失衡的趨勢，低消費，高投資，高儲蓄。儲蓄率持續(xù)率這把雙刃劍，走高的后果是帶來消費的萎靡，這對經(jīng)濟的持續(xù)增長是有很大阻礙作用的。中國應(yīng)該及時的調(diào)整高儲蓄的現(xiàn)狀，借鑒其他國家的經(jīng)驗，最大限度的避免高儲蓄率對經(jīng)濟的沖擊。

（一）全面改革金融體系，大力加強消費市場建設(shè)，使消費模式多元化

中國應(yīng)該加快發(fā)展資本市場，建立較為健全的投資融資機制，為老百姓提供更為多元的投資模式，改變?nèi)嗣竦耐顿Y理念和收益觀，使居民的錢不是總流向銀行。另外要提高各種資產(chǎn)的收益，增加居民收入，擴大居民的財富積累，最終擴大消費者的消費。政府也應(yīng)該運用各種政策刺激消費點，如在很多商品的購買商提供補貼或降低稅收，對低收入人群和農(nóng)村人口進行各種保障性消費，如保障房，家電下鄉(xiāng)等等。對于貸款的限制也應(yīng)該適當(dāng)?shù)姆艑挘垢嗟娜四軌蛴心芰θハM，從而提高整個社會的消費水平。

（二）政府應(yīng)提高民生支出比重，完善社會保障制度，盡可能的縮小貧富之間的差距

中國政府除了將資本轉(zhuǎn)移給企業(yè)之外，更多的是應(yīng)該通過財政支出加強在醫(yī)療養(yǎng)老失業(yè)等公共產(chǎn)品的供給，盡快的講社會保障普及到全體國民，盡可能的較少國民的后顧之憂。通過調(diào)節(jié)收入，擴大中產(chǎn)階級范圍，提高低收入群體收入，縮小收入差距，從而提高國民的福利水平。繼續(xù)調(diào)整我國的稅收制度，通過結(jié)構(gòu)性稅制的改革，完善累計稅率值，減輕中低收入人群稅收，不斷對高收入人群加大征稅力度，將稅收盡可能的用于對于保障性的政策。提高低收入群體的支付能力，降低消費，增加儲蓄。

（三）根據(jù)我國國情，積極探索適合中國的儲蓄改革之路

中國和世界上其他國家雖然在儲蓄率的發(fā)展進程上有一定的相似之處，但是中國還有很多獨有的特點，比如人口基數(shù)過大，人民生活質(zhì)量還不是很高，老齡化不斷深化。這就要求我們在改革儲蓄的進程中要穩(wěn)步前進，一定不可以忽視人口的問題。中的人口老齡化不可逆轉(zhuǎn)，而老齡化必然會使儲蓄率不斷走低，但是如果儲蓄率太低，資本不充足也會對我國的持續(xù)發(fā)展造成影響。因此，我國在探索儲蓄率改革的路上一定要從實際出發(fā)，適度的進行調(diào)整，保證社會的穩(wěn)定。

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