□文/鄧鑫磊（吉林大學(xué)商學(xué)院 吉林·長春）

中國城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄水平分析

□文/鄧鑫磊
（吉林大學(xué)商學(xué)院 吉林·長春）

改革開放以來，隨著中國經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，中國居民儲(chǔ)蓄存款余額也在持續(xù)較快增長，居民儲(chǔ)蓄率也一直居高不下。本文基于中國1995年至2010年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)建立城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率模型，運(yùn)用相關(guān)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)理論及多元線性回歸分析知識(shí)建模，進(jìn)行統(tǒng)計(jì)、經(jīng)濟(jì)意義以及計(jì)量上的檢驗(yàn)，研究中國城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄存款情況，最終確定各因素對(duì)中國城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄水平的影響程度，并提出一些看法及建議。

城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄水平；利率；可支配收入；基尼系數(shù)

收錄日期：2015年1月14日

改革開放以來，我國經(jīng)濟(jì)呈現(xiàn)蓬勃發(fā)展趨勢(shì)，人民生活水平普遍提高，與此同時(shí)，我國居民的儲(chǔ)蓄也隨之快速增長。進(jìn)入90年代以后，我國居民儲(chǔ)蓄存款余額始終保持在兩位數(shù)的增長速度。我國居民儲(chǔ)蓄率一直是世界上最高的，這一現(xiàn)象引起國內(nèi)各經(jīng)濟(jì)學(xué)家及政府的廣泛關(guān)注，較高的居民儲(chǔ)蓄直接影響到我國整個(gè)經(jīng)濟(jì)的運(yùn)行，所以對(duì)我國居民儲(chǔ)蓄存款的問題進(jìn)行研究很有必要。我們可以對(duì)研究的結(jié)果進(jìn)行分析，并制定相應(yīng)的政策方針，使整個(gè)國民經(jīng)濟(jì)更好地發(fā)展。

一、變量分析與選擇

在此之前，已有很多經(jīng)濟(jì)學(xué)專家學(xué)者對(duì)此問題做過相關(guān)模型分析，但各自選定的變量各有差異，筆者通過對(duì)前人的研究成果進(jìn)行比較分析，最后選定城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入、一年期存款利率、恩格爾系數(shù)以及基尼系數(shù)這四個(gè)主要影響因素建立了模型。以下是對(duì)選擇這幾個(gè)影響變量的原因分析：

（一）城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入。城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入指最終消費(fèi)支出和其他非義務(wù)性支出以及儲(chǔ)蓄的總和，即居民家庭可用于自由支配的收入。居民儲(chǔ)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(chǔ)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(duì)居民儲(chǔ)蓄的影響也不容忽視，在西方經(jīng)濟(jì)學(xué)里，利率通常和儲(chǔ)蓄成正比，因?yàn)槔试礁呔用竦玫嚼⒃蕉?，就更愿意把錢存入銀行，所以模型中也將這個(gè)因素選入解釋變量。本模型中選取的利息率數(shù)據(jù)是一年的變動(dòng)利率加權(quán)平均后的利率。

（三）城鎮(zhèn)居民基尼系數(shù)。基尼系數(shù)是用來定量測(cè)定收入分配差異程度，綜合考察居民內(nèi)部收入分配差異狀況的一個(gè)重要分析指標(biāo)。在西方經(jīng)濟(jì)學(xué)中，凱恩斯認(rèn)為，收入分配的均等化程度越高，社會(huì)的平均消費(fèi)傾向就會(huì)越高，社會(huì)的儲(chǔ)蓄傾向就會(huì)越低。所以，把基尼系數(shù)選入作為解釋變量。

另外，價(jià)格指數(shù)和通貨膨脹率也對(duì)儲(chǔ)蓄率有一定影響，鑒于數(shù)據(jù)無法完整得到，放棄對(duì)其分析。

表1

表2

表3

表4

表5

理論模型設(shè)計(jì)如下變量：Y代表城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)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(zhèn)居民基尼系數(shù)。建立模型：

Y=B0+B1×X1+B2×X2+B3×X3+u

B0表示必要消費(fèi)，它表示在收入為零時(shí)人們也要花錢消費(fèi)，也就是有生活必需品消費(fèi)支出，儲(chǔ)蓄率為負(fù)。

B1表示當(dāng)城鎮(zhèn)家庭人均可支配收入變動(dòng)1元時(shí)，城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率相對(duì)應(yīng)的變動(dòng)單位數(shù)。

B2表示當(dāng)一年期利率變動(dòng)一個(gè)百分點(diǎn)時(shí)，城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率相對(duì)應(yīng)的變動(dòng)單位數(shù)。

B3表示基尼系數(shù)對(duì)儲(chǔ)蓄率的影響。

u表示隨機(jī)誤差項(xiàng)。

二、回歸與結(jié)果

對(duì)被解釋變量Y利用Eviews做回歸，得到結(jié)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(diào)整可決系數(shù)=0.907566

F=50.09249 DW=1.899527

三、模型的檢驗(yàn)與修正

（一）對(duì)于模型的經(jīng)濟(jì)意義的檢驗(yàn)。一般來說，居民的可支配收入越多，儲(chǔ)蓄率越高；儲(chǔ)蓄利潤率越高，居民儲(chǔ)蓄率也高；而基尼系數(shù)越大，即貧富差距越大，儲(chǔ)蓄率降低。且B0的值為正值，說明居民有必要的消費(fèi)需求?；貧w方程中的各個(gè)系數(shù)符合經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)。

（二）多重共線性檢驗(yàn)。對(duì)回歸模型的三個(gè)解釋變量，利用Eviews做出相關(guān)系數(shù)矩陣。（表2）

可見，X1和X3之間的相關(guān)系數(shù)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(chǔ)蓄率受居民可支配收入的影響最大，與經(jīng)驗(yàn)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(jié)果在EXCEL中列出如表6所示。（表6）

表6

當(dāng)引入變量X2時(shí)，各系數(shù)的t檢驗(yàn)通過，但是其方程的常數(shù)項(xiàng)C的值為-5.44423，由于定義中常數(shù)項(xiàng)B0的經(jīng)濟(jì)意義為必要的消費(fèi)支出，即即使舉債也要進(jìn)行的消費(fèi)額，例如大米、油、鹽，所以常數(shù)項(xiàng)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(shù)符號(hào)符合經(jīng)濟(jì)意義，且t檢驗(yàn)通過。確定回歸模型為F（X1，X3）。

但是，對(duì)該回歸方程進(jìn)行D.W.檢驗(yàn)，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(guān)性。下面對(duì)于方程進(jìn)行自相關(guān)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(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率；X1代表人均可支配收入；X3代表城鎮(zhèn)居民基尼系數(shù)。

四、結(jié)論與建議

通過以上數(shù)據(jù)分析和回歸模型的建立，我們可以發(fā)現(xiàn)，在

不考慮其他條件和因素的前提下，城鎮(zhèn)居民的儲(chǔ)蓄率與居民的可支配收入存在正相關(guān)關(guān)系，可支配收入增加一元，儲(chǔ)蓄率上升大約0.17%，同樣，儲(chǔ)蓄率與利率和基尼系數(shù)同樣存在一定的相關(guān)關(guān)系。然而，通過模型的修正和優(yōu)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(duì)于儲(chǔ)蓄率的影響并不顯著或者相對(duì)于其他解釋變量解釋力度過低，被模型舍棄。

不可否認(rèn)，仍然有許多的其他因素影響著儲(chǔ)蓄率的變化，例如通貨膨脹率、商品的價(jià)格指數(shù)等等，然而考慮到很多數(shù)據(jù)的不可得性，本文并沒有對(duì)其進(jìn)行討論分析。就修正得到的最終模型可以看出，F(xiàn)檢驗(yàn)所對(duì)應(yīng)的P值為0.004360＜0.01，通過了F檢驗(yàn)，說明該回歸模型在1%的顯著性水平下，模型的線性關(guān)系顯著成立?？梢源笾碌恼J(rèn)為，城鎮(zhèn)居民的儲(chǔ)蓄率與可支配收入和基尼系數(shù)的關(guān)系如結(jié)論方程所示。

基于上述模型問題的討論，筆者對(duì)于城鎮(zhèn)居民的儲(chǔ)蓄提出兩點(diǎn)建議：首先，一個(gè)國家的儲(chǔ)蓄額反應(yīng)的是國民對(duì)于國家發(fā)展的期望值，是國家進(jìn)行投資發(fā)展的重要經(jīng)濟(jì)來源，所以應(yīng)該通過宏觀或者微觀等經(jīng)濟(jì)手段，例如提高人均可支配收入，加大政府購買和轉(zhuǎn)移支付的力度，將國民儲(chǔ)蓄率保持在一個(gè)良好的水平之下。其次，一個(gè)國家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展離不開市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的發(fā)達(dá)，過度的儲(chǔ)蓄會(huì)降低市場(chǎng)購買，抑制商品經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，國家應(yīng)當(dāng)通過調(diào)控手段，例如減小基尼系數(shù)，縮小貧富差距，刺激購買和消費(fèi)，保證市場(chǎng)活力和經(jīng)濟(jì)流通速率，確保居民日常經(jīng)濟(jì)活動(dòng)正常運(yùn)行。

主要參考文獻(xiàn)：

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