摘要：依據(jù)1978—2009年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，建立多元線性回歸模型，對(duì)影響山東省淄博市城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄存款的主要因素進(jìn)行實(shí)證分析的結(jié)果表明，前期儲(chǔ)蓄是影響居民本期儲(chǔ)蓄行為的主要因素，城鎮(zhèn)居民可支配收入和利率水平與居民儲(chǔ)蓄正相關(guān)，物價(jià)水平與居民儲(chǔ)蓄相關(guān)性程度較小。因此，應(yīng)從均衡發(fā)展、調(diào)整利率水平、健全社會(huì)保障制度等幾方面增加城鎮(zhèn)居民收入；此外，應(yīng)縮小居民收入分配差距、改善居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)。

關(guān)鍵詞：儲(chǔ)蓄存款波動(dòng)；因素；政策建議

中圖分類(lèi)號(hào)：F830.48 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：Ａ 文章編號(hào):１００３－９０３１(２０1０)12－００12－０4DOI:10.3969/j.issn.1003-9031.2010.12.03

一、引言

經(jīng)濟(jì)學(xué)理論中，儲(chǔ)蓄是投資的源泉，在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中居于重要地位。改革開(kāi)放以來(lái)，隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和居民收入水平的不斷提高，我國(guó)城鄉(xiāng)居民存款始終保持高速增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)。據(jù)中國(guó)人民銀行統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，截至2009年末，全國(guó)儲(chǔ)蓄存款余額260772億元，同比增長(zhǎng)19.68%①。高儲(chǔ)蓄率既是支撐我國(guó)高投資和高增長(zhǎng)的重要因素，同時(shí)儲(chǔ)蓄偏高導(dǎo)致消費(fèi)相對(duì)不足，也成為影響我國(guó)內(nèi)需增長(zhǎng)的突出問(wèn)題。具體到淄博市，截至2009年末，淄博市儲(chǔ)蓄存款余額1210.12億元，比1978年末增加1183.98億元②。從年度增長(zhǎng)情況，增速呈現(xiàn)前高后低態(tài)勢(shì)，1978—1995年增速較快，1995—2009年增速放緩。影響淄博市儲(chǔ)蓄存款波動(dòng)的因素有哪些，這些因素又怎樣具體量化影響，針對(duì)此問(wèn)題，本文選取淄博市1978—2009年32年的數(shù)據(jù)對(duì)儲(chǔ)蓄存款波動(dòng)影響因素進(jìn)行實(shí)證分析。

二、理論與實(shí)證分析

（一）相關(guān)文獻(xiàn)回顧

西方經(jīng)濟(jì)學(xué)界關(guān)于消費(fèi)和儲(chǔ)蓄決定的理論很多，古典經(jīng)濟(jì)學(xué)家大多認(rèn)為儲(chǔ)蓄與投資一樣取決于利息率，而凱恩斯（1933）則認(rèn)為決定儲(chǔ)蓄的基本力量是人們的可支配收入而不是利率，利率在影響儲(chǔ)蓄方面的作用不大[1]。杜森貝瑞（1949）認(rèn)為儲(chǔ)蓄取決于現(xiàn)期收入以及現(xiàn)期收入與以前所達(dá)到的高峰收入之比；長(zhǎng)期因素對(duì)儲(chǔ)蓄率的影響不大，儲(chǔ)蓄率僅取決于經(jīng)濟(jì)周期中的短期因素[2]。莫迪利亞尼（1949）與弗里德曼（1957）提出生命周期假說(shuō)和持久收入假說(shuō)，認(rèn)為消費(fèi)和儲(chǔ)蓄不只取決于短期收入，還取決于長(zhǎng)期收入，消費(fèi)者會(huì)根據(jù)效用最大化原則來(lái)安排和使用一生的收入[2]。Masson（1995）等人在研究國(guó)際私人儲(chǔ)蓄的影響因素時(shí)認(rèn)為影響居民個(gè)人儲(chǔ)蓄的因素有政府儲(chǔ)蓄、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、個(gè)人收入水平、利率、年齡結(jié)構(gòu)、貿(mào)易條件等[2]。

近年來(lái)我國(guó)學(xué)者也開(kāi)始對(duì)居民儲(chǔ)蓄行為進(jìn)行研究，大多數(shù)學(xué)者認(rèn)為影響居民儲(chǔ)蓄的主要因素包括可支配收入、利率、通貨膨脹率、未能投資于其他金融資產(chǎn)的機(jī)會(huì)成本等[3]。謝平（1993）認(rèn)為1978年以來(lái)中國(guó)居民儲(chǔ)蓄以銀行存款形式快速增長(zhǎng)的原因是個(gè)人收入的增加和金融機(jī)構(gòu)網(wǎng)點(diǎn)的增多[4]。還有一些學(xué)者展開(kāi)了預(yù)防性儲(chǔ)蓄的研究，徐緒松和陳彥武建立了一個(gè)模型，將導(dǎo)致預(yù)防性儲(chǔ)蓄的總不確定性分解為利率波動(dòng)的不確定性和消費(fèi)增長(zhǎng)的不確定性，分別用其條件方差來(lái)表示[5]。樊瀟彥、高紅霞的研究表明未來(lái)收入的不確定是1985—1997年間中國(guó)居民儲(chǔ)蓄的主要原因[6]。陳學(xué)彬、楊凌、方松則發(fā)現(xiàn)1994年以后，隨著改革的進(jìn)一步深化，居民收入和支出的不確定性上升，收益增長(zhǎng)的替代效應(yīng)增大，遠(yuǎn)期收益的正向變動(dòng)將降低即期消費(fèi)，并增加預(yù)防性儲(chǔ)蓄[7]。本文是在前人研究的基礎(chǔ)上探討影響淄博市居民儲(chǔ)蓄存款的因素。

（二）影響居民儲(chǔ)蓄解釋變量的選擇

受社會(huì)環(huán)境的影響，目前我國(guó)居民的儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)主要為預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)，這種宏觀因素短期內(nèi)不會(huì)發(fā)生根本改變，居民儲(chǔ)蓄的長(zhǎng)期增長(zhǎng)趨勢(shì)不變。同時(shí)我國(guó)資本市場(chǎng)還不夠健全，居民的投資方式也很有限，居民投資對(duì)居民儲(chǔ)蓄的分流程度有限。在以上兩個(gè)條件的基礎(chǔ)上，可以認(rèn)為當(dāng)前環(huán)境下，居民收入是居民儲(chǔ)蓄的直接影響因素，兩者在理論上存在相關(guān)性。

1.城鎮(zhèn)居民的可支配收入水平。收入是影響儲(chǔ)蓄增長(zhǎng)的重要因素，根據(jù)凱恩斯的理論，邊際消費(fèi)傾向是遞減的，隨著可支配收入水平的不斷提高，邊際消費(fèi)傾向會(huì)越來(lái)越低，相應(yīng)的邊際儲(chǔ)蓄傾向越來(lái)越高，居民儲(chǔ)蓄增加。

2.儲(chǔ)蓄存款利率。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)，儲(chǔ)蓄利率水平越高，消費(fèi)的機(jī)會(huì)成本越大，居民就會(huì)減少當(dāng)前消費(fèi)，增加儲(chǔ)蓄；反之，則會(huì)減少儲(chǔ)蓄。

3.物價(jià)水平。商品價(jià)格的上升會(huì)使貨幣購(gòu)買(mǎi)力下降，而實(shí)物增產(chǎn)升值，從而使居民的持幣欲望下降，持物保值或升值獲利的欲望上升。因此，物價(jià)水平與居民儲(chǔ)蓄存款額理論上應(yīng)該是負(fù)相關(guān)的。但物價(jià)水平的上升往往使人們?cè)斐韶泿呕糜X(jué)，如果物價(jià)和收入是同比例變動(dòng)的，實(shí)際購(gòu)買(mǎi)力不變，從理論上說(shuō)消費(fèi)傾向也應(yīng)該不變。但實(shí)際上，由于貨幣幻覺(jué)的存在，使人們會(huì)有不同的反應(yīng)，有人只看到收入的提高，覺(jué)得自己比以前富有，從而增加消費(fèi)減少儲(chǔ)蓄；而另一部分人只看到物價(jià)上漲，覺(jué)得自己比以前貧困，從而減少消費(fèi)增加儲(chǔ)蓄?？梢?jiàn)通貨膨脹對(duì)居民儲(chǔ)蓄存款增長(zhǎng)的影響是很復(fù)雜的，不能簡(jiǎn)單的判斷物價(jià)水平的上升是否有利于增加居民儲(chǔ)蓄。

（三）變量數(shù)據(jù)的說(shuō)明

1.居民儲(chǔ)蓄（S）。為方便與其他統(tǒng)計(jì)指標(biāo)進(jìn)行對(duì)比分析，本文選取居民儲(chǔ)蓄存款年底余額作為居民儲(chǔ)蓄的代表變量。

2.居民可支配收入（Y）。由于《淄博統(tǒng)計(jì)年鑒》只給出了城鎮(zhèn)居民人均可支配收入，因此城鎮(zhèn)居民的總可支配收入是用年人均可支配收入乘以年城鎮(zhèn)人口數(shù)求出。

3.利率水平（R）。由于我國(guó)利率變動(dòng)比較頻繁，有時(shí)一年就要變動(dòng)幾次，為了使數(shù)據(jù)更具合理性，這里對(duì)一年期存款利率做了一個(gè)加權(quán)估計(jì)，即如果本年度利率有變化，對(duì)利率采取按月份加權(quán)平均的做法，如1999年6月10日，一年期儲(chǔ)蓄存款利率由原來(lái)的3.78%調(diào)整為2.25%，則R1999=3.78×(5／12)+2.25×(7／12)=2.89。

4.物價(jià)水平（P）。本文選用商品零售價(jià)格環(huán)比指數(shù)作為衡量?jī)r(jià)格水平的指標(biāo)。

（四）模型的建立及檢驗(yàn)

1.采用雙對(duì)數(shù)模型進(jìn)行建模。建立多元回歸模型如下：

ln s=c+?琢p+?字ln y+?啄i+?滋

其中c是常數(shù)項(xiàng)，α、δ、χ是解釋變量的系數(shù)，μ表示隨機(jī)項(xiàng)。

2.參數(shù)估計(jì)及檢驗(yàn)。首先，對(duì)變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。經(jīng)典的線性回歸模型通常假定序列是平穩(wěn)的，但是時(shí)間序列可能是平穩(wěn)的，也可能是非平穩(wěn)的。若變量的數(shù)據(jù)生成過(guò)程是非平穩(wěn)過(guò)程，那么對(duì)這兩個(gè)非平穩(wěn)的時(shí)間序列做回歸，可能出現(xiàn)虛假回歸。因此，在進(jìn)行時(shí)間序列數(shù)據(jù)的回歸分析之前，必須對(duì)時(shí)間序列的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，以判斷經(jīng)濟(jì)變量的平穩(wěn)性。具體采用ADF檢驗(yàn)法，檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。

然后，對(duì)四個(gè)變量lns、p、lny和i進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，跡統(tǒng)計(jì)量為64.169、32.241均大于5%顯著水平的臨界值40.175、24.159，可以直接用普通最小二乘法進(jìn)行回歸分析。

對(duì)四個(gè)變量建立初步的模型：

ln s=-4.429 - 0.005 p + 1.495ln y +0.41 i

（-18.434） （-0.728） （60.683）（2.112）

R2=0.9942 D.W=0.611 F=1589.274 T=32

上述方程中，可以通過(guò)擬合優(yōu)度檢驗(yàn)，可支配收入每變動(dòng)一個(gè)百分點(diǎn)，儲(chǔ)蓄存款變動(dòng)1.495個(gè)百分點(diǎn)，不能通過(guò)經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)；但t0.025（28）=2.048>|t|，模型中解釋變量的系數(shù)沒(méi)有全部通過(guò)t檢驗(yàn)；而且DW=0.579，在顯著性水平?琢=0.05時(shí)，查表得dL=1.24，dU=1.65，由于DW

首先需要剔除物價(jià)，此外經(jīng)驗(yàn)表明，居民儲(chǔ)蓄存款不僅受到可支配收入以及利率的影響，而且還受到上期儲(chǔ)蓄的影響，即所謂的慣性。

再對(duì)變量進(jìn)行回歸分析：

ln st=0.113 ln yt + 0.013 it + 0.899 ln st-1

（8.428）（4.244） （69.734）

R2=0.9995 D.W=1.943T=31

再一次對(duì)模型進(jìn)行檢驗(yàn)：

第一，從經(jīng)濟(jì)意義上來(lái)看，各解釋變量的經(jīng)濟(jì)意義都能通過(guò)。

第二，從模型的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)來(lái)看，回歸方程的擬合度較高，被解釋變量有約99.95%可以由解釋變量來(lái)解釋。

第三，查表得t0.025（28）=2.0484<|t|，則模型中各解釋變量的回歸系數(shù)均通過(guò)t檢驗(yàn)，即認(rèn)為淄博市居民可支配收入和利率對(duì)儲(chǔ)蓄存款余額的單獨(dú)影響是顯著的。

第四，利用D.W=1.943，在顯著性水平α=0.05時(shí)，查表得dL=1.24，dU=1.65，由于dL

第五，利用懷特（white）檢驗(yàn)判斷殘差項(xiàng)是否存在異方差性。利用Eviews軟件直接進(jìn)行Whites檢驗(yàn)，由上表可以看出，P=0.208>0.05，接受原假設(shè)，說(shuō)明不存在異方差。

從模型所得的各個(gè)指標(biāo)可以看出，無(wú)論從模型的經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)、擬合檢驗(yàn)、t檢驗(yàn)、自相關(guān)性、異方差性來(lái)看，模型的效果都是不錯(cuò)的，能較好的解釋居民儲(chǔ)蓄存款波動(dòng)。

三、結(jié)論及政策建議

（一）城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄存款的簡(jiǎn)要結(jié)論

模型的各個(gè)解釋變量的系數(shù)表明：第一，在其他條件不變時(shí)，上期人均儲(chǔ)蓄每變動(dòng)1個(gè)百分點(diǎn)，本期儲(chǔ)蓄同向變動(dòng)0.899個(gè)百分點(diǎn)，具有較強(qiáng)的彈性。

第二，收入水平與城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄存款呈現(xiàn)正相關(guān)。城鎮(zhèn)居民收入水平的高低與居民儲(chǔ)蓄的高低相對(duì)應(yīng)，這是符合凱恩斯宏觀經(jīng)濟(jì)理論的。隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，居民收入的持續(xù)增長(zhǎng)，對(duì)居民儲(chǔ)蓄的影響作用是不容忽視的。人均可支配收入每變動(dòng)1個(gè)百分點(diǎn)，人均儲(chǔ)蓄存款就同向變動(dòng)0.113個(gè)百分點(diǎn)，具有一定的彈性。

第三，利率對(duì)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄有正面影響。利率作為儲(chǔ)蓄的價(jià)格，通過(guò)收入效應(yīng)和替代效應(yīng)來(lái)影響人們消費(fèi)和儲(chǔ)蓄行為的變化。存款利率變動(dòng)1個(gè)百分點(diǎn)，人均儲(chǔ)蓄存款就同向變動(dòng)0.013個(gè)百分點(diǎn)，彈性較弱。

第四，物價(jià)水平對(duì)居民儲(chǔ)蓄具有很強(qiáng)的負(fù)效應(yīng)，這與凱恩斯宏觀經(jīng)濟(jì)理論相一致，即物價(jià)的下降會(huì)導(dǎo)致居民消費(fèi)支出的減少，在收入一定的條件下，其儲(chǔ)蓄必然會(huì)增加。

（二）政策建議

根據(jù)IS-LM模型，投資資金來(lái)源于儲(chǔ)蓄，因此儲(chǔ)蓄的變動(dòng)將直接影響到整個(gè)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展態(tài)勢(shì)。通過(guò)對(duì)我國(guó)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄影響因素的分析，為了持續(xù)增加居民收入，穩(wěn)定市場(chǎng)物價(jià)水平，為投資者創(chuàng)造更好的投資環(huán)境，同時(shí)防止我國(guó)居民儲(chǔ)蓄增長(zhǎng)速度過(guò)快，結(jié)合我國(guó)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行實(shí)際狀況，提出以下建議。

1.保持經(jīng)濟(jì)的持續(xù)均衡發(fā)展，穩(wěn)步提高城鎮(zhèn)居民收入。經(jīng)濟(jì)發(fā)展與居民儲(chǔ)蓄相輔相成，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是居民儲(chǔ)蓄來(lái)源的保證，居民儲(chǔ)蓄反過(guò)來(lái)影響經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，只有兩者協(xié)調(diào)發(fā)展，才能加快整個(gè)社會(huì)經(jīng)濟(jì)的騰飛，為人民創(chuàng)造更多的財(cái)富收入。

2.確立符合實(shí)際經(jīng)濟(jì)形勢(shì)的利率水平。調(diào)整存款利率應(yīng)該考慮價(jià)格水平，在當(dāng)前我國(guó)的宏觀經(jīng)濟(jì)形勢(shì)下，物價(jià)水平普遍上漲，通貨膨脹的壓力很大，表明目前的利率水平是不利于宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展的。因此，建議適當(dāng)上調(diào)存款利率，以緩解通貨膨脹壓力。

3．建立和健全各項(xiàng)社會(huì)保障制度，完善社會(huì)保障體系。由于目前社會(huì)保障體系還很不完善，隨著我國(guó)就業(yè)、養(yǎng)老、醫(yī)療、教育、住房等制度改革的不斷深入，人們對(duì)未來(lái)的不確定性增加，使得城鄉(xiāng)居民的儲(chǔ)蓄存款呈現(xiàn)剛性。因此，政府要加快完善社會(huì)保障制度，進(jìn)一步擴(kuò)大社會(huì)保障的覆蓋范圍，提高社會(huì)保障管理服務(wù)水平，積極推進(jìn)社會(huì)保障法制建設(shè)，完善社會(huì)保險(xiǎn)，使居民對(duì)未來(lái)具有良好的心理預(yù)期，使其敢于現(xiàn)期消費(fèi)，從而減少城鄉(xiāng)居民的預(yù)防性儲(chǔ)蓄。

4．進(jìn)一步完善收入分配結(jié)構(gòu)，縮小收入差距。正確處理公平與效率的關(guān)系，加大收入分配的調(diào)節(jié)力度。具體可以通過(guò)提高個(gè)人所得稅的起征點(diǎn)，加強(qiáng)個(gè)人所得稅的征管及開(kāi)征遺產(chǎn)稅等措施抑制高收入者的收入增長(zhǎng)速度；同時(shí)，通過(guò)多渠道提高低收入者的收入水平，加大對(duì)低收入人群的轉(zhuǎn)移支付，增加其購(gòu)買(mǎi)力，以提高居民的平均消費(fèi)傾向和降低平均儲(chǔ)蓄傾向。

5.改善城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)結(jié)構(gòu)，尋找新的消費(fèi)增長(zhǎng)點(diǎn)。從以上的實(shí)證分析來(lái)看，我國(guó)城鎮(zhèn)居民的儲(chǔ)蓄并沒(méi)有很明顯的目的，主要受到慣性和當(dāng)期收入的影響，這表明我國(guó)城鎮(zhèn)居民在收入提高之后，并沒(méi)有找到自己收入增加的利用價(jià)值，其儲(chǔ)蓄可能主要還是處于長(zhǎng)久形成的儲(chǔ)蓄習(xí)慣和強(qiáng)烈的遺傳動(dòng)機(jī)。一般說(shuō)來(lái)，隨著收入的提高，民眾基本食物的需求相應(yīng)下降，享受型需求則相應(yīng)提高。但在我國(guó)消費(fèi)結(jié)構(gòu)并沒(méi)有明顯地提升。從我國(guó)居民現(xiàn)有的消費(fèi)和儲(chǔ)蓄狀況來(lái)看，居民傳統(tǒng)消費(fèi)支出已經(jīng)無(wú)法獲得大規(guī)模的增長(zhǎng)，只有依靠新的消費(fèi)增長(zhǎng)點(diǎn)，如文化等精神領(lǐng)域方面的消費(fèi)。過(guò)去幾年，我國(guó)曾經(jīng)出現(xiàn)過(guò)一些消費(fèi)熱點(diǎn)，包括汽車(chē)、商品房，但是汽車(chē)增長(zhǎng)點(diǎn)受到汽油以及環(huán)境因素的影響非常大，實(shí)際上，過(guò)去幾年真正可持續(xù)的消費(fèi)增長(zhǎng)點(diǎn)是居民的交通通訊和文化服務(wù)消費(fèi)。在城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)支出中，比例最大的是食品支出，但毫無(wú)疑問(wèn)的是，隨著居民收入水平的提高，恩格爾系數(shù)將會(huì)逐漸下降，食品支出不可能成為居民消費(fèi)的新增長(zhǎng)點(diǎn)。2007年，消費(fèi)支出中第二大項(xiàng)是教育文化服務(wù)，占了14%，第三大項(xiàng)是交通通訊，占13%，與1997年相比，教育文化娛樂(lè)服務(wù)也只占10.7%，交通通訊消費(fèi)僅占5.6%。文化娛樂(lè)、消費(fèi)服務(wù)和通訊服務(wù)應(yīng)該成為增長(zhǎng)點(diǎn)，民眾精神需求的提升要求社會(huì)提供更多的文化精品，民眾旅游、交友等方面的需求要求社會(huì)提供更便利的交通通訊。隨著我國(guó)向中等發(fā)達(dá)國(guó)家水平看齊，民眾的精神、文化生活和服務(wù)方面的支出將大大增加，只要社會(huì)和企業(yè)能夠有效提供這些產(chǎn)品，其在消費(fèi)中的比例還會(huì)有明顯的增長(zhǎng)，是今后較長(zhǎng)時(shí)間內(nèi)國(guó)民消費(fèi)的新增長(zhǎng)點(diǎn)所在，也是擴(kuò)大城鎮(zhèn)居民消費(fèi)需求的關(guān)鍵所在?！?/p>

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