我國(guó)居民儲(chǔ)蓄存款影響因素實(shí)證分析

李丹

摘 要：通過(guò)對(duì)居民儲(chǔ)蓄存款影響因素的分析，建立居民儲(chǔ)蓄存款理論函數(shù)和計(jì)量模型。利用1995—2012年國(guó)家統(tǒng)計(jì)局發(fā)布的數(shù)據(jù)，進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。表明居民儲(chǔ)蓄主要由收入水平和物價(jià)指數(shù)決定，收入水平與居民儲(chǔ)蓄明顯正相關(guān)，而物價(jià)指數(shù)與居民儲(chǔ)蓄呈總體負(fù)相關(guān)。

關(guān)鍵詞：居民儲(chǔ)蓄；實(shí)證分析；影響因素

中圖分類(lèi)號(hào)：F830.48 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號(hào)：1673-291X（2015）09-0110-03

一、我國(guó)居民儲(chǔ)蓄理論函數(shù)與前提假設(shè)

（一）前提假設(shè)

在西方經(jīng)濟(jì)理論界，關(guān)于個(gè)人消費(fèi)—儲(chǔ)蓄的理論函數(shù)不勝枚舉。其中，比較著名的有斯密西斯的“絕對(duì)收入理論”、杜森貝的“相對(duì)收入理論”、弗里德曼的“持久收入理論”和莫迪里亞尼的“儲(chǔ)蓄生命周期論”[1]。我們假定，我國(guó)城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款是未消費(fèi)的可支配收入的絕大部分，余者為有價(jià)證券。居民的儲(chǔ)蓄存款與其持有的有價(jià)證券之和可視為宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)的大儲(chǔ)蓄概念，與居民戶的消費(fèi)需求是替代關(guān)系。城鄉(xiāng)居民的可支配收入可以用下式大略地表示：

Y=C+S+B （1）

式中Y為可支配收入；C為居民戶消費(fèi)額；S為城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款總額；B為有價(jià)證券。

（二）制約變量的確定與儲(chǔ)蓄理論函數(shù)的建立

研究居民儲(chǔ)蓄函數(shù)的形式離不開(kāi)一些基本的經(jīng)濟(jì)變量。本文根據(jù)已有的研究文獻(xiàn)，結(jié)合這幾年中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的實(shí)際情況，認(rèn)為我國(guó)城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款額的大小，主要受下列變量制約：

1.收入水平。從理論上可以認(rèn)為，收入水平是影響儲(chǔ)蓄的最主要因素。由于居民可支配收入數(shù)據(jù)的不可獲得性，本文將國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）作為衡量居民收入水平做為指標(biāo)。只有收入達(dá)到一定水平之后才有可能進(jìn)行儲(chǔ)蓄，而且根據(jù)凱恩斯的理論，邊際消費(fèi)傾向是遞減的，收入水平越高，邊際消費(fèi)傾向越低，消費(fèi)越少，儲(chǔ)蓄越多。

2.利率水平。本文采用一年期存款利率水平做為指標(biāo)。利率作為消費(fèi)的機(jī)會(huì)成本也對(duì)儲(chǔ)蓄產(chǎn)生一定的影響。從理論上說(shuō)，利率水平越高，消費(fèi)的機(jī)會(huì)成本越大，居民就會(huì)壓縮當(dāng)前消費(fèi)，增加儲(chǔ)蓄；反之，儲(chǔ)蓄就會(huì)減少。但目前我國(guó)人民的存款動(dòng)機(jī)主要是備于未來(lái)不時(shí)之需（即謹(jǐn)慎動(dòng)機(jī)和貯藏動(dòng)機(jī)使然），而取息增值的動(dòng)機(jī)相對(duì)較弱[2]。銀行存款利率雖對(duì)城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款有影響，但影響程度不會(huì)很大。

3.物價(jià)水平。物價(jià)水平越高，相同消費(fèi)水平所需支出的貨幣越多，在貨幣收入一定的情況下，能供儲(chǔ)蓄的貨幣就越少。同時(shí)，物價(jià)水平也決定了實(shí)際利率，既定的名義利率下，物價(jià)水平與實(shí)際利率負(fù)相關(guān)，即物價(jià)水平越高，實(shí)際利率越低；物價(jià)水平越低，實(shí)際利率越高。本文采用零售物價(jià)指數(shù)作為衡量物價(jià)水平的指標(biāo)。

4.其他投資渠道的發(fā)達(dá)程度。儲(chǔ)蓄是居民的一種投資行為，是居民將剩余收入投資于銀行存單的行為。如果一個(gè)社會(huì)中不存在其他投資渠道，那么收入扣除消費(fèi)后的結(jié)余貨幣只能以手持現(xiàn)金和銀行存單這兩種形式存在[3]。相反，除了銀行存單外還有其他投資渠道，比如債券、股票、古玩字畫(huà)等，那么結(jié)余的貨幣就不會(huì)僅僅局限于銀行存單這種形式。而且，其他投資渠道越多，發(fā)展程度越高，結(jié)余貨幣的投資就越會(huì)分流，對(duì)居民儲(chǔ)蓄存款是有逆向影響的。由于數(shù)據(jù)的原因，本文只將股票市值作為其他投資渠道發(fā)達(dá)程度的衡量指標(biāo)。

利用上述變量，我國(guó)的居民儲(chǔ)蓄函數(shù)表示為：

SA=f（GDP，R，P，S） （2）

其中，SA為各期居民儲(chǔ)蓄存款額，GDP為國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，R為存款利率，P為零售物價(jià)指數(shù)，S為股市市值。

二、我國(guó)居民儲(chǔ)蓄存款的計(jì)量模型

在理論函數(shù)的基礎(chǔ)上，用1995—2002年國(guó)家統(tǒng)計(jì)局發(fā)表的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。在數(shù)據(jù)的選擇上：（1）本文采用的年度統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)涉及的期限較長(zhǎng)，可以對(duì)改革開(kāi)放以來(lái)我國(guó)的居民儲(chǔ)蓄進(jìn)行較為長(zhǎng)期的考察，得出的結(jié)論符合長(zhǎng)期趨勢(shì)；（2）考慮到通貨膨脹預(yù)期對(duì)居民儲(chǔ)蓄額的影響，用名義利率得出的數(shù)據(jù)并不能說(shuō)明問(wèn)題的本質(zhì)。而實(shí)際利率是名義利率和通脹率的差，一個(gè)指標(biāo)包含了兩種因素，因此選用實(shí)際存款利率這一變量。利用SPSS中的多元線性回歸分析方法進(jìn)行分析，解釋變量的篩選策略采用強(qiáng)制進(jìn)入策略（Enter），得到回歸方程：

Y=318 071.4+0.780X1-3 048.005X2-3 839.194X3-0.205X4 （3）

（儲(chǔ)蓄額） （GDP） （物價(jià)指數(shù)） （實(shí)際利率）（股票市值）

（一）擬合優(yōu)度檢驗(yàn)

由于調(diào)整后的判定系數(shù)為0.982，較接近1，因此認(rèn)為方程的擬合優(yōu)度較高，通過(guò)檢驗(yàn)。

（二）回歸方程的顯著性檢驗(yàn)

回歸方程F值為109.877，對(duì)應(yīng)的概率p近似為0，由于p值小于顯著性水平H（設(shè)為0.05），說(shuō)明回歸方程高度顯著，四個(gè)變量整體上對(duì)儲(chǔ)蓄存款有顯著影響。

（三）回歸系數(shù)的顯著性檢驗(yàn)

由表1可以看到，除GDP外，其他變量的回歸系數(shù)顯著性t檢驗(yàn)的概率p值都大于顯著性水平H，其中股票市值的P值最高。剔除“股票市值”變量后，再次進(jìn)行回歸的結(jié)果顯示，調(diào)整后的判定系數(shù)為0.984，擬合優(yōu)度較高；回歸方程F值為159.413，對(duì)應(yīng)的概率p近似為0，方程高度顯著，三個(gè)變量都具有顯著的預(yù)測(cè)力。但是（如表2所示），從容忍度和方差膨脹因子來(lái)看，“物價(jià)指數(shù)”與“實(shí)際利率”兩個(gè)變量的容忍度都較低，說(shuō)明變量間多重共線性。

由表2進(jìn)行多重共線性檢測(cè)，從方差比來(lái)看，第4個(gè)特征根既能解釋常數(shù)項(xiàng)方差的100%，也能解釋物價(jià)指數(shù)方差的100%，還能解釋實(shí)際利率的91%，且條件指數(shù)（136）遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于10，因此可知“物價(jià)指數(shù)”與“實(shí)際利率”間存在多重共線性。最后，由相關(guān)系數(shù)表可以知道，“居民儲(chǔ)蓄”與“物價(jià)指數(shù)”的相關(guān)系數(shù)為-0.605，與“實(shí)際利率”的相關(guān)系數(shù)為0.393，因此刪除“實(shí)際利率”變量。endprint

最后，只剩下GDP和“物價(jià)指數(shù)”兩個(gè)變量進(jìn)行回歸分析，結(jié)果如下：回歸方程擬合優(yōu)度為97.4%，方差分析中F值為315.456，概率P小于0.001，整體通過(guò)檢驗(yàn)；t檢驗(yàn)的概率p值均小于0.05，說(shuō)明兩個(gè)變量與儲(chǔ)蓄存款額均有顯著的線性關(guān)系；多重共線性檢驗(yàn)中，兩變量的容忍度（0.703）均較接近1，檢驗(yàn)通過(guò)（如表3所示）。

最后，得出回歸方程：

Y=29 864.63+0.776X1-351.549X2 （4）

（儲(chǔ)蓄額） （GDP） （物價(jià)指數(shù)）

此模型說(shuō)明：在物價(jià)指數(shù)不變時(shí)，GDP每變動(dòng)1億元，城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款額就同向變動(dòng)0.776億元；GDP不變時(shí)即收入水平不變時(shí)，物價(jià)指數(shù)每變動(dòng)1個(gè)單位，城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款額就反向變動(dòng)351.549億元。

三、結(jié)論分析

1.收入水平對(duì)居民儲(chǔ)蓄有明顯的作用。對(duì)儲(chǔ)蓄增長(zhǎng)和居民收入增長(zhǎng)的相關(guān)性分析發(fā)現(xiàn)，在我國(guó)兩者之間的相關(guān)度高達(dá)98.5%。收入水平越高，居民儲(chǔ)蓄相應(yīng)也越高，兩者之間是正相關(guān)關(guān)系。隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，居民收入還會(huì)有持續(xù)的增長(zhǎng)，居民儲(chǔ)蓄仍會(huì)有相應(yīng)的增長(zhǎng)。要抑制儲(chǔ)蓄、刺激消費(fèi)，提高居民的邊際消費(fèi)傾向是關(guān)鍵[4]。

2.物價(jià)水平對(duì)居民儲(chǔ)蓄呈總體負(fù)相關(guān)，即物價(jià)水平上升居民儲(chǔ)蓄下降。物價(jià)上漲勢(shì)頭越大，人們的持幣（M2層次）欲望越低，持物保值或升值獲利的欲望越高。通貨膨脹出現(xiàn)時(shí)，人們紛紛提出銀行存款，搶購(gòu)商品。

3.在進(jìn)行多重共線性檢測(cè)時(shí)，發(fā)現(xiàn)物價(jià)水平與實(shí)際利率存在高度的共線性，它們的相關(guān)系數(shù)為-0.964，這也證實(shí)了理論分析中物價(jià)水平?jīng)Q定了實(shí)際利率的說(shuō)法，且在既定的名義利率下，物價(jià)水平與實(shí)際利率負(fù)相關(guān)。

4.最終的回歸方程中無(wú)利率水平，是因?yàn)閷?shí)際利率與物價(jià)水平的共線性使實(shí)際利率被剔除，但若可以接受0.078的容忍度時(shí)，我們可以得到回歸方程：

Y=183 332.124+0.707X1-1 756.108X2-1 875.5X3 （5）

（儲(chǔ)蓄額） （GDP） （物價(jià)指數(shù)） （實(shí)際利率）

可見(jiàn)實(shí)際利率是與儲(chǔ)蓄額是成反比的，居民收入大幅度增加，為居民儲(chǔ)蓄存款大幅度增長(zhǎng)提供了條件；勞動(dòng)用工、社會(huì)保障、住房、教育制度等的改革，使人們?cè)黾恿藢?duì)未來(lái)的不確定性從而提高了居民儲(chǔ)蓄傾向，這是促成居民儲(chǔ)蓄存款增長(zhǎng)的關(guān)鍵。這些因素對(duì)居民銀行儲(chǔ)蓄的綜合影響超過(guò)了利率變動(dòng)的作用，從而使居民儲(chǔ)蓄存款對(duì)利率的下調(diào)反應(yīng)不敏感，從而出現(xiàn)了銀行存款利率下調(diào)和居民儲(chǔ)蓄存款傾向增強(qiáng)同時(shí)并存的相悖態(tài)勢(shì)。

由表4可以看到，收入增長(zhǎng)對(duì)居民銀行儲(chǔ)蓄率的影響明顯大于利率，實(shí)際利率與儲(chǔ)蓄存款的相關(guān)系數(shù)只有0.393，這也驗(yàn)證了理論分析中的銀行存款利率雖對(duì)城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款有影響，但影響程度不會(huì)很大的假設(shè)。

5.至于其他投資渠道的發(fā)達(dá)程度方面，近幾年我國(guó)證券市場(chǎng)的發(fā)展已經(jīng)開(kāi)始對(duì)居民儲(chǔ)蓄有相當(dāng)?shù)挠绊懀捎谖覀償?shù)據(jù)選取的是1995—2012年，證券市場(chǎng)開(kāi)始由熊市轉(zhuǎn)為牛市是在2006—2007年，而在此之前居民投資觀念較滯后，大多數(shù)人仍相信儲(chǔ)蓄方便、穩(wěn)妥，不愿接受或嘗試新的投資方式，因?yàn)閿?shù)據(jù)選擇時(shí)間段較長(zhǎng)，從而使得這種影響的回歸結(jié)果還不太顯著，因此最終回歸方程中無(wú)股票市值這一變量，但近年來(lái)居民儲(chǔ)蓄受股市等因素的影響是不容忽視的。

參考文獻(xiàn)：

[1] 崔凱凱.居民儲(chǔ)蓄率及其影響因素實(shí)證研究[D].成都：西南財(cái)經(jīng)大學(xué)，2011.

[2] 顧薪宜.中國(guó)居民儲(chǔ)蓄影響因素分析[D].哈爾濱：東北農(nóng)業(yè)大學(xué)，2013.

[3] 沈坤榮，謝勇.中國(guó)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率的影響因素：1997—2008年——基于省級(jí)動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)的實(shí)證研究[J].上海經(jīng)濟(jì)研究，2011，（9）.

[4] 謝勇.中國(guó)農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率的影響因素分析[J].中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2011，（1）.

Empirical Analysis on influence factor of Chinese resident deposits

LI Dan

（College of Economy Administration，ShunDe Polytechnic，Shunde 528300，China）

Abstract：This paper analyses the influence factor of Chinese resident deposits，Making Function theory and measurement model of resident deposits.Using the data released by National Bureau of Statistics，we make the empirical test.The result displays resident deposits is mainly decided by the level of income and price index，there is a significant positive correlation between the level of income and savings，but price index and household savings are negative overall correlation.

Key words：resident deposits；empirical analysis；influence factor

[責(zé)任編輯 吳 迪]endprint