西南財(cái)經(jīng)大學(xué)國際商學(xué)院 張盟

從1978年我國進(jìn)行經(jīng)濟(jì)體制改革以來，特別是進(jìn)入20世紀(jì)90年代后，我國居民儲(chǔ)蓄存款年末余額發(fā)生了翻天覆地的變化，從1978年的210.6億元已經(jīng)增長到2010年的303093.01億元。在短短30多年的時(shí)間里，年末余額增長了將近1000倍。儲(chǔ)蓄的高增長是一把“雙刃劍”，為經(jīng)濟(jì)、金融的發(fā)展提供了強(qiáng)大的資金保障的同時(shí)，也給整個(gè)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)發(fā)展帶來了隱患。如何保持合理規(guī)模、適度的居民儲(chǔ)蓄以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)持續(xù)、快速、健康的發(fā)展是一項(xiàng)有待解決的課題。

1 理論分析及變量選取

我國儲(chǔ)蓄一般分為三種：政府儲(chǔ)蓄、企業(yè)儲(chǔ)蓄和居民儲(chǔ)蓄。其中，居民儲(chǔ)蓄是指居民收入扣除消費(fèi)后的余額，它是居民保存了節(jié)制或延緩現(xiàn)期消費(fèi)而持有的可支配收入的余額并使之增值的行為。本文所探討的居民儲(chǔ)蓄指居民收入扣除消費(fèi)支出、手持現(xiàn)金、居民投資之后的余額。也就是居民在銀行、信用社等金融機(jī)構(gòu)的儲(chǔ)蓄存款。

根據(jù)經(jīng)典西方宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，儲(chǔ)蓄水平主要受收入因素、利息率、物價(jià)水平等因素的影響。

收入因素：收入是決定儲(chǔ)蓄的重要因素，收入的變化直接決定著儲(chǔ)蓄的變化。由于居民可支配收入數(shù)據(jù)的不可獲得性，本文以國內(nèi)生產(chǎn)總值來衡量收入。

根據(jù)凱恩斯的理論，實(shí)際消費(fèi)支出和實(shí)際收入之間有穩(wěn)定的函數(shù)關(guān)系，邊際消費(fèi)傾向是正數(shù)，但小于1。在其他條件不變的情況下，儲(chǔ)蓄與可支配收入之間存在著正方向的變化關(guān)系，即居民可支配收入增加，儲(chǔ)蓄量增加；可支配收入減少，儲(chǔ)蓄量減少。

利息率：在西方經(jīng)濟(jì)學(xué)中，因?yàn)槔实纳抵苯佑绊懙酱婵畹氖找?，所以利率通常與儲(chǔ)蓄成正比。但從我國的利率政策看來，利率的下降并不一定能降低居民的儲(chǔ)蓄存款。

物價(jià)水平：物價(jià)水平會(huì)導(dǎo)致居民的消費(fèi)傾向的改變，從而改變居民的儲(chǔ)蓄傾向。本文以居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)作為代表數(shù)據(jù)。在其他條件不變的情況下，儲(chǔ)蓄與物價(jià)水平之間存在著反方向的變化關(guān)系，即物價(jià)水平越高，儲(chǔ)蓄量越低；物價(jià)水平越低，儲(chǔ)蓄量越高。

根據(jù)以上分析，本文分別選取了儲(chǔ)蓄存款總量(Y)、國內(nèi)生產(chǎn)總值增量(X1)和居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(X2)作為自變量來研究。另外，本文采用的數(shù)據(jù)為1981～2010年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，所有數(shù)據(jù)均來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒2011》。

2 模型的建立及實(shí)證研究

首先，對(duì)所得數(shù)據(jù)進(jìn)行了平穩(wěn)性檢驗(yàn)。通過計(jì)量軟件Eviews的處理，得到了三個(gè)變量(Y、X1和X2)序列均為一階單整，即此三個(gè)變量的差分序列均不存在單位根。同時(shí)，也對(duì)殘差序列e水平序列進(jìn)行了協(xié)整檢驗(yàn)，當(dāng)選擇帶趨勢(shì)項(xiàng)(Trend)和截距項(xiàng)(Intercept)，滯后差分項(xiàng)(Lagged Differences)為1階時(shí)，得到了殘差序列e不存在單位根即為平穩(wěn)序列的結(jié)果。由此表明，各變量之間存在協(xié)整，有長期均衡關(guān)系。

隨后，建立如下模型：

其中，為城鄉(xiāng)居民人民幣儲(chǔ)蓄存款(億元)，為國內(nèi)生產(chǎn)總值增量(億元)，為居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)為參數(shù)。

通過對(duì)回歸模型的統(tǒng)計(jì)處理，得到如下結(jié)果：

統(tǒng)計(jì)推斷檢驗(yàn)：從回歸的結(jié)果看，可絕系數(shù)R2=0.888962，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量108.0800，說明總離差平方和的88.8962%被樣本回歸方程解釋，僅有不足12%未被解釋，因此樣本回歸方程對(duì)樣本的擬合程度可以接受；其中，對(duì)β1的分析表明國內(nèi)生產(chǎn)總值增量對(duì)城鄉(xiāng)居民人民幣儲(chǔ)蓄存款的影響顯著；對(duì)β2的分析表明居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)對(duì)城鄉(xiāng)居民人民幣儲(chǔ)蓄存款的影響顯著；對(duì)截距C的分析表明截距對(duì)城鄉(xiāng)居民人民幣儲(chǔ)蓄存款的影響顯著。

隨后，繼續(xù)對(duì)內(nèi)生變量(X1和X2)進(jìn)行了多重共線檢驗(yàn)，并排除了兩者之間的嚴(yán)重共線關(guān)系；也對(duì)模型進(jìn)行了異方差的檢驗(yàn)(分別進(jìn)行了White檢驗(yàn)和ARCH檢驗(yàn))，得到了模型不存在異方差的結(jié)論；同時(shí)也對(duì)模型進(jìn)行了自相關(guān)檢驗(yàn)(DW檢驗(yàn))，得到了模型不存在自相關(guān)的結(jié)論。

最后，對(duì)模型進(jìn)行了誤差修正?；貧w模型的估計(jì)結(jié)果如下：

上述估計(jì)結(jié)果表明，城鄉(xiāng)居民人民幣儲(chǔ)蓄存款的變化不僅取決于國內(nèi)生產(chǎn)總值增量和居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的變化，而且還取決于上一期城鄉(xiāng)居民人民幣儲(chǔ)蓄存款對(duì)均衡水平的偏離，誤差項(xiàng)et-1估計(jì)的系數(shù)-0.092257體現(xiàn)了對(duì)偏離的修正，上一期偏離越遠(yuǎn)，本期修正的量就越大，即系統(tǒng)存在誤差修正機(jī)制。

3 結(jié)論與建議

(1)收入增量對(duì)居民儲(chǔ)蓄有明顯作用，收入增長越快，居民儲(chǔ)蓄也相對(duì)越高，兩者之間是正相關(guān)關(guān)系，這與一般理論一致。1980年以來，我國居民儲(chǔ)蓄迅速增長的根本原因就是收入水平的提高。隨著中國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，居民收入還會(huì)持續(xù)增長，如果其他因素不變的話，居民儲(chǔ)蓄仍然會(huì)有相應(yīng)的增長。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。

(2)物價(jià)水平對(duì)居民儲(chǔ)蓄有負(fù)面影響。物價(jià)水平提高導(dǎo)致居民消費(fèi)支出的增加，在一定收入條件下，儲(chǔ)蓄必然會(huì)減少。物價(jià)上漲造成了居民消費(fèi)能力的下降，能夠用于儲(chǔ)蓄的資金和進(jìn)行儲(chǔ)蓄的意愿也明顯減少，同時(shí)由于CPI的不斷升高，意味著通貨膨脹率的不斷升高。物價(jià)指數(shù)越高，居民實(shí)際存款利率越低，居民會(huì)選擇將資金投入回報(bào)更高的項(xiàng)目，例如分紅型保險(xiǎn)，股市等，或者將現(xiàn)金兌換成黃金一類的硬通貨或者固定資產(chǎn)，以期保值。因此愿意儲(chǔ)蓄的人越來越少，儲(chǔ)蓄資金也相對(duì)越來越少。

(3)在貨幣政策方面，政府當(dāng)局要保證國民收入的穩(wěn)步增長，因?yàn)槭杖胧秦?cái)富積累的源泉，是資本形成的前提條件，是影響儲(chǔ)蓄的決定性因素，同時(shí)在理論上儲(chǔ)蓄率的提升更加會(huì)作用于實(shí)體經(jīng)濟(jì)的增長。其次，在支持金融機(jī)構(gòu)在規(guī)范化的前提下，開展金融創(chuàng)新，積極發(fā)展多樣化金融工具，讓居民的儲(chǔ)蓄渠道通過市場多渠道回流企業(yè)。與此同時(shí)，協(xié)調(diào)好貨幣市場與資本市場之間的關(guān)系，引導(dǎo)居民儲(chǔ)蓄適當(dāng)向資本市場轉(zhuǎn)移。盡快完善社會(huì)保障體系，增強(qiáng)居民即期消費(fèi)行為。

[1] 劉巍.對(duì)海南省城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款總量影響因素的實(shí)證分析[J].海南金融,2003(9).0

[2] 李焰.關(guān)于利率與我國居民儲(chǔ)蓄關(guān)系的探討[J].經(jīng)濟(jì)研究,1999(11).0