GDP和貨幣供應量對我國人民幣儲蓄存款影響的實證分析

徐霞等

[摘要]本文通過對現實經濟理解，運用計量經濟學分析方法，根據中國1990—2013年的人民幣儲蓄存款、國內生產總值、貨幣供應量（M2）數據，分析GDP和貨幣供應量對我國人民幣儲蓄存款的影響。本文在相關理論研究的基礎上，基于實證分析的成果，提出有關對策建議，相信具有一定的參考價值。

[關鍵詞]GDP；貨幣供應量M2；人民幣儲蓄；計量經濟學模型

[DOI]1013939/jcnkizgsc201521.048

1問題的提出

國內生產總值（GDP）指在一定時期一國經濟整體生產活動的最終成果（產品和服務）的市場價值。它是國民經濟核算的中心指標，不但可以一定程度上反映一個國家的經濟表現狀況，也是衡量社會經濟發展水平的重要指標。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。但同時我們應該認識到除了儲蓄，影響GDP的因素還有很多，而且經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。貨幣供應量這一經濟變量屬于經濟政策中貨幣政策的范圍，貨幣政策是維持一國經濟穩定的重要手段。一方面，當貨幣供應量增加時，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數據的收集（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生產總值（X1億元）和貨幣供應量（X2億元）。由上文經濟分析可知，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做關于人民幣儲蓄存款分別與國內生產總值和貨幣供應量M2關系的趨勢圖，易知人民幣儲蓄存款分別與二者呈線性相關關系。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，μ為隨機誤差項。

4回歸的結果及其含義

根據以上的時間序列數據，在經典回歸分析的5個基本假設（零均值，方差，自相關，解釋變量和干擾是不相關的，沒有多重共線性）的條件下得到滿足，我們為求出0、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，不符合經濟意義的統計檢驗。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：

使用對數模型：Y=0+1lnX1+2X2+μ，

得到結果如下：

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（貨幣供應量M2）的系數表示，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生產總值、貨幣供應量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

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

51經濟意義檢驗

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

52統計意義檢驗

計量經濟模型的統計推斷檢驗，一般包含擬合優度檢驗、用假設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R2=0998920，模型擬合優度較好，回歸系數高度顯著。其次，需要進行方程顯著性檢驗，給定顯著性水平005，F統計量的伴隨概率為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統計量的伴隨概率為00004<005；X2的t統計量的伴隨概率為00000<005；截距項的t統計量的伴隨概率為00006<005。綜上所述，回歸系數的顯著性檢驗通過。

53計量經濟學檢驗

53.1多重共線性檢驗

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

由表2的相關系數矩陣可以看出，我們設立的解釋變量之間的相關系數均較高，即解釋變量之間是高度相關。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，經相關理論和系數矩陣的分析，具有最大關聯程度的是Y與X2。所以，設建立的一元回歸方程為：Y=f（X2），得出回歸結果是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所對應的P值的結果是P=0373062>005，說明已修正異方差。

53.3自相關檢驗

使用偏相關系數檢驗，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的各期相關系數和偏相關系數，其中Autocorrelation和Partial Correlation兩個指標所對應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。由此我們可以知道該回歸模型不存在自相關。

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模型的總結與建議

由以上結果可以得出在經濟發展中，對我國的人民幣儲蓄存款的主要影響因素是國內生產總值的提高，即國家經濟的快速發展，促使了儲蓄的不斷增長。貨幣供應量只是貨幣政策的一種調節方法，只是對經濟起到輔助作用，并不能從根本上和實質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濟整體的發展和完善。但在使用時，要結合模型和人民幣儲蓄存款這一經濟變量本身的經濟特性，因為金融和經濟形勢復雜，且全球經濟一體化不斷加劇，更加增加了我國經濟的復雜性。除此之外，模型是動態的，在不同時期內，影響它的主要因素不一定相同。如有可能的話，此模型還能應用于對于某些省市的居民儲蓄存款的預測。

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