西南財經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟信息工程學(xué)院 鄧超

1 問題的提出

1978年以來，隨著我國國民經(jīng)濟的飛速發(fā)展，我國的居民儲蓄也出現(xiàn)高速增長的態(tài)勢。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(shù)的增長速度。我國居民儲蓄存款持續(xù)增長這一經(jīng)濟現(xiàn)象引起國內(nèi)理論界的廣泛關(guān)注。這對我國經(jīng)濟的進一步增長有著有利的一面，但也會帶來一定程度的負(fù)面影響。據(jù)統(tǒng)計，我國近年來的實際GDP平均每年增長9%左右，而資本的凈邊際產(chǎn)量約為0.9%，大大低于資本的平均增長率?？梢姡覈馁Y本存量已經(jīng)遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過了黃金率水平。所以國家相繼出臺了一系列積極的財政和貨幣政策，以刺激國內(nèi)消費和投資需求，分流儲蓄，但是居民儲蓄依然持續(xù)增加。居民的儲蓄存款直接影響居民的消費行為，影響著貨幣的供給量，進而間接影響著國家經(jīng)濟的發(fā)展、宏觀調(diào)控的力度和效果。探討中國居民儲蓄的規(guī)律，是本文研究的主要目的。

2 理論綜述

我國儲蓄一般分為三種：政府儲蓄、企業(yè)儲蓄和居民儲蓄。其中，居民儲蓄是指居民收入扣除消費后的余額，它是居民保存了節(jié)制或延緩現(xiàn)期消費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蓄指居民收入扣除消費支出、手持現(xiàn)金、居民投資之后的余額。也就是居民在銀行、信用社等金融機構(gòu)的儲蓄存款。根據(jù)經(jīng)典西方宏觀經(jīng)濟學(xué)理論，儲蓄水平主要受收入因素、利息率、物價水平等因素的影響。

2.1 收入因素

收入是決定儲蓄的重要因素，收入的變化直接決定著儲蓄的變化。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，實際消費支出和實際收入之間有穩(wěn)定的函數(shù)關(guān)系，邊際消費傾向是正數(shù)，但小于1。在其他條件不變的情況下，儲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，儲蓄量增加；可支配收入減少，儲蓄量減少。

2.2 利息率

在西方經(jīng)濟學(xué)中，因為利率的升降直接影響到存款的收益，所以利率通常與儲蓄成正比。但從我國的利率政策來看，利率的下降并不一定能降低居民的儲蓄存款。西方國家存在比較完善的社會保障制度，這使得人們可以放心消費、投資。而在中國，社會保障制度很不健全，養(yǎng)老、醫(yī)療等這些最基本的問題也不能完全得到保障，這種情況下，人們必須有足夠的存款來應(yīng)對突發(fā)情況，所以利率的變動不能有效地影響儲蓄。

2.3 物價水平

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

3 數(shù)據(jù)的收集

本文采用的是1981～2000年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，所有數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒2011》。

表1 單位：(億元)

4 模型設(shè)定

其中，Yi為城鄉(xiāng)居民人民幣儲蓄存款(億元)，X1為國內(nèi)生產(chǎn)總值增量 (億元)，X2為居民消費價格指數(shù)，β0、β1、β2為參數(shù)。

5 模型的估計

回歸模型估計結(jié)果，見表2。

表2

5.1 經(jīng)濟意義檢驗

從回歸結(jié)果可以看出，X1的系數(shù)為正，X2的系數(shù)為負(fù)，表明隨著收入增加速度加快，通貨膨脹壓力減輕，城鄉(xiāng)居民人民幣儲蓄存款會增加，這是符合經(jīng)濟意義的；而C為樣本回歸方程的截距，表示當(dāng)收入增長速度不變，無通貨膨脹壓力時的城鄉(xiāng)居民人民幣儲蓄存款，在上述回歸結(jié)果中為正數(shù)，這是符合經(jīng)濟意義的。

5.2 統(tǒng)計推斷檢驗

從回歸的結(jié)果看，可絕系數(shù)R2=0.888962，F(xiàn)統(tǒng)計量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樣本的擬合程度可以接受；β1的t統(tǒng)計量為13.70259，在5%顯著性水平下，查t分布表在自由度為N-2=18下的臨界值為2.101，因為13.70259＞2.101，所以拒絕原假設(shè)，表明國內(nèi)生產(chǎn)總值增量對城鄉(xiāng)居民人民幣儲蓄存款的影響顯著；β2的t統(tǒng)計量為-3.547727，在5%顯著性水平下，查t分布表在自由度為N-2=18下的臨界值為2.101，因為-3.547727＜-2.101，所以拒絕原假設(shè)，表明居民消費價格指數(shù)對城鄉(xiāng)居民人民幣儲蓄存款的影響顯著；截距C的t統(tǒng)計量為3.584667，3.584667＞2.101，所以拒絕原假設(shè)，表明截距對城鄉(xiāng)居民人民幣儲蓄存款的影響顯著。

5.3 計量經(jīng)濟學(xué)檢驗

5.3.1 多重共線性

簡單相關(guān)系數(shù)檢驗法，見表3。

表3

從檢驗結(jié)果看， X1和X2之間的相關(guān)系數(shù)較低，因此，可以認(rèn)為變量之間不存在嚴(yán)重多重共線性。

5.3.2 異方差性

White檢驗結(jié)果，見表4。

表4

從表4可以看出，nR2=8.566197，由White檢驗知，在α=0.05下，查χ2分布表，得臨界值χ0.052(5)=11.0705，比較計算的χ2統(tǒng)計量與臨界值，因為nR2=8.566197＜χ0.052(5)= 11.0705，所以接受原假設(shè)，表明模型不存在異方差。

5.3.3 自相關(guān)

沿用上面的回歸結(jié)果。給定顯著性水平0.05，查DW表，當(dāng)n=20，k=3時，得下限臨界值dL=0.998，上限臨界值dU=1.676，因為DW統(tǒng)計量1.748891大于dU=1.676，表明模型不存在自相關(guān)。

6 誤差修正模型

回歸模型估計結(jié)果，見表5。

表5

上述估計結(jié)果表明，城鄉(xiāng)居民人民幣儲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價格指數(shù)的變化，而且還取決于上一期城鄉(xiāng)居民人民幣儲蓄存款對均衡水平的偏離，誤差項et-1估計的系數(shù)-0.092257體現(xiàn)了對偏離的修正，上一期偏離越遠(yuǎn)，本期修正的量就越大，即系統(tǒng)存在誤差修正機制。

7 結(jié)語

(1)收入增量對居民儲蓄有明顯作用，收入增長越快，居民儲蓄也相對越高，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)濟的發(fā)展，居民收入還會持續(xù)增長，如果其他因素不變的話，居民儲蓄仍然會有相應(yīng)的增長。要抑制儲蓄，刺激消費，提高居民的邊際消費傾向是關(guān)鍵。

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

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