中國城鎮居民儲蓄水平分析

□文/鄧鑫磊（吉林大學商學院 吉林·長春）

中國城鎮居民儲蓄水平分析

□文/鄧鑫磊
（吉林大學商學院 吉林·長春）

改革開放以來，隨著中國經濟的快速發展，中國居民儲蓄存款余額也在持續較快增長，居民儲蓄率也一直居高不下。本文基于中國1995年至2010年的統計數據建立城鎮居民儲蓄率模型，運用相關計量經濟學理論及多元線性回歸分析知識建模，進行統計、經濟意義以及計量上的檢驗，研究中國城鎮居民儲蓄存款情況，最終確定各因素對中國城鎮居民儲蓄水平的影響程度，并提出一些看法及建議。

城鎮居民儲蓄水平；利率；可支配收入；基尼系數

收錄日期：2015年1月14日

改革開放以來，我國經濟呈現蓬勃發展趨勢，人民生活水平普遍提高，與此同時，我國居民的儲蓄也隨之快速增長。進入90年代以后，我國居民儲蓄存款余額始終保持在兩位數的增長速度。我國居民儲蓄率一直是世界上最高的，這一現象引起國內各經濟學家及政府的廣泛關注，較高的居民儲蓄直接影響到我國整個經濟的運行，所以對我國居民儲蓄存款的問題進行研究很有必要。我們可以對研究的結果進行分析，并制定相應的政策方針，使整個國民經濟更好地發展。

一、變量分析與選擇

在此之前，已有很多經濟學專家學者對此問題做過相關模型分析，但各自選定的變量各有差異，筆者通過對前人的研究成果進行比較分析，最后選定城鎮居民家庭人均可支配收入、一年期存款利率、恩格爾系數以及基尼系數這四個主要影響因素建立了模型。以下是對選擇這幾個影響變量的原因分析：

（一）城鎮居民家庭人均可支配收入。城鎮居民家庭人均可支配收入指最終消費支出和其他非義務性支出以及儲蓄的總和，即居民家庭可用于自由支配的收入。居民儲蓄的根本來源就是居民的可支配收入，居民可支配收入越多可以存入銀行的錢也就越多，也就直接影響到居民的儲蓄率，所以可支配收入這一因素必須首先選取為模型的解釋變量。

（二）一年期存款利率。存款利率對居民儲蓄的影響也不容忽視，在西方經濟學里，利率通常和儲蓄成正比，因為利率越高居民得到利息越多，就更愿意把錢存入銀行，所以模型中也將這個因素選入解釋變量。本模型中選取的利息率數據是一年的變動利率加權平均后的利率。

（三）城鎮居民基尼系數。基尼系數是用來定量測定收入分配差異程度，綜合考察居民內部收入分配差異狀況的一個重要分析指標。在西方經濟學中，凱恩斯認為，收入分配的均等化程度越高，社會的平均消費傾向就會越高，社會的儲蓄傾向就會越低。所以，把基尼系數選入作為解釋變量。

另外，價格指數和通貨膨脹率也對儲蓄率有一定影響，鑒于數據無法完整得到，放棄對其分析。

表1

表2

表3

表4

表5

理論模型設計如下變量：Y代表城鎮居民儲蓄率；X1代表人均可支配收入；X2代表一年期存款利率；X3代表城鎮居民基尼系數。建立模型：

Y=B0+B1×X1+B2×X2+B3×X3+u

B0表示必要消費，它表示在收入為零時人們也要花錢消費，也就是有生活必需品消費支出，儲蓄率為負。

B1表示當城鎮家庭人均可支配收入變動1元時，城鎮居民儲蓄率相對應的變動單位數。

B2表示當一年期利率變動一個百分點時，城鎮居民儲蓄率相對應的變動單位數。

B3表示基尼系數對儲蓄率的影響。

u表示隨機誤差項。

二、回歸與結果

對被解釋變量Y利用Eviews做回歸，得到結果表1所示。（表1）

Y=7.64969949347+0.0035404995432×X1+3.16814664514× X2-51.7918002873×X3

（1.101819）（7.352915）（7.636951）（-2.154779）

R2=0.926053 調整可決系數=0.907566

F=50.09249 DW=1.899527

三、模型的檢驗與修正

（一）對于模型的經濟意義的檢驗。一般來說，居民的可支配收入越多，儲蓄率越高；儲蓄利潤率越高，居民儲蓄率也高；而基尼系數越大，即貧富差距越大，儲蓄率降低。且B0的值為正值，說明居民有必要的消費需求。回歸方程中的各個系數符合經濟意義檢驗。

（二）多重共線性檢驗。對回歸模型的三個解釋變量，利用Eviews做出相關系數矩陣。（表2）

可見，X1和X3之間的相關系數為0.9，方程存在明顯的多重共線性。

分別作Y與X1、X2、X3之間的回歸。（表3、表4、表5）

（1）Y=16.8918025136+0.00171673279686×X1（2.992426）（3.213209）

R2=0.424454 DW=0.500368

（2）Y=27.5718524824+1.43569625505×X2

（5.08838）（1.26638）

R2=0.100279 DW=0.304658

（3）Y=12.0109181049+53.2651787897×X3

（0.967642）（1.759758）

R2=0.181131 DW=0.524350

可見，居民儲蓄率受居民可支配收入的影響最大，與經驗相符，因此選定（1）為初始回歸模型。

逐步回歸：

通過Eviews軟件，將回歸結果在EXCEL中列出如表6所示。（表6）

表6

當引入變量X2時，各系數的t檢驗通過，但是其方程的常數項C的值為-5.44423，由于定義中常數項B0的經濟意義為必要的消費支出，即即使舉債也要進行的消費額，例如大米、油、鹽，所以常數項的值必須為正值。因此解釋變量X2有誤。

去掉X2，直接引入X3，得到回歸方程：Y=40.7414847949+0.0037990950×X1-109.587368639×X3各系數符號符合經濟意義，且t檢驗通過。確定回歸模型為F（X1，X3）。

但是，對該回歸方程進行D.W.檢驗，求得D.W.值= 0.472311，大于0而小于DL=1.1。表明其存在正的自相關性。下面對于方程進行自相關性的修正。（表7）

表7

得到修正后的確定的回歸方程為：

Y =0.00379909505925×X1 -109.587368639×X3+ 40.7414847949

（8.602061）（-2.848015）（2.472056）

R2=0.566650 F=8.499407 D.W.=0.472311

其中：Y代表城鎮居民儲蓄率；X1代表人均可支配收入；X3代表城鎮居民基尼系數。

四、結論與建議

通過以上數據分析和回歸模型的建立，我們可以發現，在

不考慮其他條件和因素的前提下，城鎮居民的儲蓄率與居民的可支配收入存在正相關關系，可支配收入增加一元，儲蓄率上升大約0.17%，同樣，儲蓄率與利率和基尼系數同樣存在一定的相關關系。然而，通過模型的修正和優化，本文得出的最終回歸方程中并沒有包含最初的解釋變量X2，說明存款利率對于儲蓄率的影響并不顯著或者相對于其他解釋變量解釋力度過低，被模型舍棄。

不可否認，仍然有許多的其他因素影響著儲蓄率的變化，例如通貨膨脹率、商品的價格指數等等，然而考慮到很多數據的不可得性，本文并沒有對其進行討論分析。就修正得到的最終模型可以看出，F檢驗所對應的P值為0.004360＜0.01，通過了F檢驗，說明該回歸模型在1%的顯著性水平下，模型的線性關系顯著成立。可以大致的認為，城鎮居民的儲蓄率與可支配收入和基尼系數的關系如結論方程所示。

基于上述模型問題的討論，筆者對于城鎮居民的儲蓄提出兩點建議：首先，一個國家的儲蓄額反應的是國民對于國家發展的期望值，是國家進行投資發展的重要經濟來源，所以應該通過宏觀或者微觀等經濟手段，例如提高人均可支配收入，加大政府購買和轉移支付的力度，將國民儲蓄率保持在一個良好的水平之下。其次，一個國家的經濟發展離不開市場經濟的發達，過度的儲蓄會降低市場購買，抑制商品經濟的發展，國家應當通過調控手段，例如減小基尼系數，縮小貧富差距，刺激購買和消費，保證市場活力和經濟流通速率，確保居民日常經濟活動正常運行。

主要參考文獻：

［1］《中國統計年鑒》2011期數據統計.中國人民銀行官網.

［2］唐軍.中國居民儲蓄主要結構性問題研究［J］.中國社會科學院研究生院碩士學位論文，2012.

［3］孫晶.我國居民儲蓄的利率效應實證分析［D］.西南財經大學碩士學位論文，2012.

［4］謝勇.中國城鎮居民儲蓄率的影響因素研究［J］.2011.4.

［5］張建華，孫學光.我國居民儲蓄存款誤差修正模型與分析［J］.數量經濟技術經濟研究，2009.4.

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