陳金良 李余

摘要：采用貴州1982-2011年的數(shù)據(jù)，對貴州城鄉(xiāng)居民儲蓄與生產總值之間的關系進行了實證研究。使用Eviews軟件對變量進行單位根檢驗和協(xié)整檢驗，最后運用修正模型得到最終方程。結果表明，居民儲蓄與生產總值之間存在長期均衡的關系，兩者波動方向相同，但是居民儲蓄的增長幅度高于生產總值的增長幅度。

關鍵詞：生產總值；居民儲蓄；協(xié)整檢驗；誤差修正模型

近年來，貴州經濟發(fā)展速度逐步加快，“十一五”期間年均增長為12.6%，比“十五”期間高2.2%。2012年經濟增長幅度達到13.6%，與重慶不分伯仲，同處于經濟發(fā)展的第一梯隊。伴隨著貴州經濟前所未有的快速增長，城鄉(xiāng)居民的儲蓄存款也保持了持續(xù)增長的態(tài)勢（如圖1）。

圖1 1982-2011年貴州生產總值與居民儲蓄走勢圖

資料來源：貴州統(tǒng)計年鑒1983-2012，貴州統(tǒng)計信息網

由圖1我們可以看出，1982年至2011年三十年間，貴州經濟增長和城鄉(xiāng)居民儲蓄的增長趨勢是相似的。為了更好地研究經濟增長和居民儲蓄的關系，本文對1982年至2011年貴州的GDP和城鄉(xiāng)居民儲蓄存款的數(shù)據(jù)進行實證分析，運用計量經濟學軟件來分析兩者之間的關系。

1、模型建立

構建經濟增長與城鄉(xiāng)居民儲蓄的計量模型，需要借助圖形分析來觀察經濟變量的變動規(guī)律和相關關系，以便合理確定模型的數(shù)學形式。因此，我們首先運用Eviews3.1軟件對貴州生產總值和居民儲蓄存款余額進行趨勢圖分析和相關分析（如圖2所示）。分析顯示，兩變量具有線性相關關系。

要研究經濟增長對居民儲蓄的影響程度，模型必須體現(xiàn)二者之間變化的彈性關系，因此我們采用雙對數(shù)模型來進行研究。

模型中，S為貴州城鄉(xiāng)居民儲蓄存款余額，為被解釋變量；GDP表示貴州生產總值，為解釋變量； 為隨機干擾項； 、 為待估參數(shù)。

2、數(shù)據(jù)來源

所有數(shù)據(jù)均來自1983-2012貴州統(tǒng)計年鑒。我們選取1982-2011年的數(shù)據(jù)作為分析對象，具體數(shù)據(jù)如下：

表1 1982-2011年相關數(shù)據(jù)

資料來源：根據(jù)貴州統(tǒng)計年鑒1983-2012整理而得

在表1中，GDP表示貴州生產總值（億元）；S表示貴州城鄉(xiāng)居民儲蓄存款（億元）；lnGDP、lnS分別表示GDP、S的對數(shù)。

3、實證研究分析

3.1平穩(wěn)性檢驗

時間序列回歸模型必須以平穩(wěn)的數(shù)據(jù)變量為基礎，時間序列是平穩(wěn)的，它的均值、方差和（各種滯后的）自協(xié)方差都保持不變，可以使用OLS法進行回歸分析。本文使用Eviews3.1軟件，采用ADF方法來檢驗時間序列的平穩(wěn)性。檢驗結果如表2所示：

表2變量單位根檢驗結果

表2中的ADF結果表明：各變量存在單位根，原始序列是非平穩(wěn)序列。但是經過一階差分處理后，所有差分變量都是平穩(wěn)的。兩變量均為一階單整序列，滿足協(xié)整檢驗的前提。

3.2協(xié)整檢驗

如果時間序列不平穩(wěn)，就會出現(xiàn)虛假回歸的問題，因此不能采用經典回歸模型進行分析，但是可以進行協(xié)整檢驗來驗證非平穩(wěn)的變量之間是否存在長期穩(wěn)定的均衡關系。為了檢驗兩變量是否為協(xié)整，Engle和Granger于1987年提出兩步檢驗法，也稱為EG檢驗，主要用于檢驗兩個同階單整變量之間的協(xié)整關系。由于我們只使用了兩個經濟變量，因此，本文采用EG協(xié)整檢驗法。首先運用軟件對lnGDP、lnS進行最小二乘回歸，然后對估計方程的殘差序列進行單位根檢驗，檢驗結果如圖3所示：

圖3 殘差序列單位根檢驗圖

該檢驗表明殘差序列是較為平穩(wěn)的，所以lnGDP與lnS具有協(xié)整關系。從而證明該二者有長期均衡關系。

3.3誤差修正模型

誤差修正模型由薩甘（Sargan1964）提出，后經亨德里-安德森（Hendry-Anderson1977）和戴維森（Davidson1977）等進一步完善。在這里，我們把兩變量OLS回歸中的殘差項看作均衡誤差，最終的誤差修正模型估計結果如下：

其中 為誤差修正項（兩變量回歸模型的殘差序列e），對該模型進行估計時發(fā)現(xiàn)，其常數(shù)項系數(shù)不顯著，因此，我們去掉常數(shù)項后進行最小二乘法回歸，結果如下圖所示：

從上圖可以看出，盡管模型的擬合優(yōu)度和調整后的擬合優(yōu)度不是很高，但是各項系數(shù)的T檢驗值均顯著，DW也在正常范圍內。所以，最終得到模型方程為：

（5.0267） （-3.8464）

由方程可以看出，當生產總值增長1%時，城鄉(xiāng)居民儲蓄就增長1.3774%。

4、結論與建議

通過上述分析，我們發(fā)現(xiàn)，貴州生產總值和城鄉(xiāng)居民儲蓄這兩個時間序列之間存在長期均衡關系，它們之間具有相同的波動方向。

4.1居民儲蓄的增長幅度高于生產總值增長幅度。根據(jù)實證研究分析結果，我們知道居民儲蓄增加和生產總值增加的波動不是同幅的，即生產總值增加1%，居民儲蓄將增加1.3774%。貴州“十二五”規(guī)劃綱要指出：“十二五”時期要努力成為改革開放以來貴州經濟社會發(fā)展最好最快的時期，生產總值年均增長12%以上。依據(jù)模型計算，十二五時期，居民儲蓄的年均增長率可以達到16.5%以上。

4.2居民儲蓄存款的增長可以推動貴州經濟的持續(xù)健康發(fā)展。居民儲蓄存款的增長必然帶動金融業(yè)規(guī)模的擴大，同時，金融業(yè)規(guī)模的發(fā)展也會促進貴州經濟的增長。貴州省“十二五”金融業(yè)發(fā)展專項規(guī)劃提到，2010年金融業(yè)對經濟增長的貢獻率達到5%。為此要適度增加貴州金融業(yè)的規(guī)模，提高其金融服務的效率，加大居民儲蓄轉化為投資，促進經濟增長的力度，有效提高金融業(yè)對經濟增長的貢獻率。

當然，居民儲蓄會受到諸如人均可支配收入、利率、預防動機和個人消費習慣等多因素的影響，而生產總值也會受到諸如投資和消費等多方面的影響，但是由于原始資料數(shù)據(jù)不好獲取等原因，本文沒有做更詳盡的研究?？傊?，通過論證，我們發(fā)現(xiàn)經濟增長與居民儲蓄之間彼此影響，互相促進。不可否認，改革開放以來，貴州生產總值的增加是推動居民儲蓄增長的重要因素。

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