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一、問題的提出

總所周知，消費、投資以及出口是拉動經(jīng)濟增長的三駕馬車。然而其中消費的比重明顯偏低，經(jīng)濟增長還是過多的依賴投資和出口。08年的次貸危機已經(jīng)讓中國的外向型經(jīng)濟模式吃到了苦頭，珠三角和長三角地區(qū)倒閉的數(shù)萬家中小企業(yè)就是苦果。而且這種發(fā)展模式容易讓我國的發(fā)展逐漸缺失獨立性，甚至增大被其他國家“綁架”的可能性。當(dāng)外需萎靡的就只能靠投資和消費了，而其中，居民消費將有可能成為我國經(jīng)濟新的增長點。

二、理論綜述

凱恩斯的絕對收入理論：凱恩斯將消費函數(shù)表達為：C=f（Y），并將此式改寫為C=bY，表明如果其他條件不變，則消費C隨收入Y增加而增加，隨收入Y減少而減少。凱恩斯認為，消費是限期可支配收入的函數(shù)，消費與可支配收入之間處在著以下的關(guān)系：

（1）在短期無論可支配收入多少，是否等于零，消費支出總是大于零?？芍涫杖氲扔诹銜r的消費支出，來源于從前的儲蓄或現(xiàn)在的借債，這部分的消費支出與可支配收入無關(guān)，稱為自發(fā)消費；

（2）隨著可支配收入的增加，消費支出也增加。隨著可支配收入的變動而變動的消費叫引致消費；

（3）消費支出的增加量少于可支配收入的增加量。

假定消費函數(shù)為線性，則凱恩斯的消費函數(shù)可表述為

C=C₀+cY

其中，C為消費支出，Y為可支配收入，C₀與c均為常數(shù)，且C₀>O，O0為自發(fā)消費，cYd為引致消費。消費支出等于自發(fā)消費與引致消費之和。

三、模型的設(shè)定

影響因素的分析

Y城鎮(zhèn)居民消費水平

X1代表城鎮(zhèn)居民可支配收入

X2代表城鎮(zhèn)居民存款額

X3代表城市居民消費價格指數(shù)

X4代表城鎮(zhèn)居民家庭恩格爾系數(shù)

X5代表財政支出

X6代表稅收

（1）收入水平

按照經(jīng)典經(jīng)濟學(xué)理論，收入是影響消費的主要因素，根據(jù)凱恩斯的宏觀經(jīng)濟學(xué)原理，真正對居民消費有影響的是居民可支配收入?？芍涫杖胧侵妇用窦彝ピ谥Ц端枚惡笏Ｓ嗟娜楷F(xiàn)金收入。在考慮到這個因素的情況下，我們選擇城鎮(zhèn)居民可支配收入（X1）作為解釋變量。

（2）儲蓄

按照經(jīng)濟學(xué)理論，儲蓄也是一個影響居民消費的一個重要因素。一方面，居民儲蓄的增長會相應(yīng)導(dǎo)致消費的減少。而一定數(shù)額的儲蓄則能夠保證滿足居民在沒有收入的情況下保證自發(fā)消費。其與消費存在互補關(guān)系。所以選擇居民存款額作為解釋變量。

（3）居民消費物價水平

對于價格需求彈性低的商品來說，商品價格的變動基本上對商品的需求量沒有什么影響，而對于價格需求彈性高的商品來說，物價的微小變動會引起對消費品需求的大幅度波動，因此消費品的價格水平對居民的消費也有影響。文章利用城鎮(zhèn)居民消費價格指數(shù)（CPI）來代表消費品的價格水平，將其作為解釋變量。

（4）恩格爾系數(shù)

恩格爾系數(shù)表示食品支出總額占個人消費支出總額的比重，是衡量一個國家和地區(qū)人民生活水平的狀況，一個國家或家庭生活越貧困，居民儲蓄越少，恩格爾系數(shù)就越大；反之，生活越富裕，居民儲蓄越多，恩格爾系數(shù)就越小，這一項也是需要被列為影響因素即為解釋變量。

（5）財政支出

我們都知道，在國民經(jīng)濟中，政府扮演著十分重要的角色，尤其是在社會主義國家。我國的傳統(tǒng)使得我國居民的消費觀念不利于國民經(jīng)濟的發(fā)展，而政府就需要做出相應(yīng)的導(dǎo)向性政策。政府對經(jīng)濟的干預(yù)最直接體現(xiàn)在財政支出上。在經(jīng)濟不景氣的時候，增加財政支出，實施擴張性財政政策，能夠拉動內(nèi)需拉動消費。

（6）稅收

消費稅對居民消費有著十分重要的影響。一方面它直接影響了商品價格，另一方面它相應(yīng)的減少了居民的可支配收入。

四、數(shù)據(jù)的收集

本文收集了我國2006-2013年城鑲居民有關(guān)居民儲蓄的相關(guān)數(shù)據(jù)：

五、模型的估計與調(diào)整

用最小二乘法，利用Eviews軟件可得估計結(jié)果如下：

報告形式：

Y=-264.8924377+0.4532092105*X1-0.005124833261*X2+9.055250068*X3-18.15278996*X4+0.05431331049*X5+0.05315379889*X6

（977.6900）

（0.076882）

（0.004348） （2.155077）

（8.354670） （0.013214）

（0.083694）

T=（-0.270937） （5.894869）

（-1.178658）（4.201822）（-2.172772）

（4.110387）

（0.635100）

R²=0.999824

²=0.999735 F=11339.98 S.E=90.69873D.W=1.771045

統(tǒng)計檢驗：

判定系數(shù)：R²=0.997470接近于1，表明模型對樣本數(shù)據(jù)擬合優(yōu)度高。

經(jīng)濟意義檢驗：儲蓄與城鎮(zhèn)居民恩格爾系數(shù)均為負數(shù)

F檢驗：F=11339.98，大于臨界值3.09，其P值0.000000也明顯小于a=0.05，說明價格和售后服務(wù)對銷售量Y有顯著影響，模型線性關(guān)系顯著

T檢驗：城鎮(zhèn)居民存款（X2）的t值小于2，表明股票籌資額對城鎮(zhèn)居民儲蓄（Y）沒有顯著影響，其他各參數(shù)的t值的絕對值均大于2，表明其他各參數(shù)對城鎮(zhèn)居民儲蓄（Y）有顯著影響。

但由于本題中Std.Error過大，可能存在多重共線性，現(xiàn)對其進行計量經(jīng)濟檢驗：

計量經(jīng)濟檢驗：

多重共線性檢驗：由于選擇的影響因素過多，所以估計模型之前，應(yīng)先分析各個因素與被解釋變量之間的關(guān)系，以及因素之間的相關(guān)程度，利用COR命令進行相關(guān)系數(shù)檢驗，通過計算表明，各解釋變量都與被解釋變量居民儲蓄存款額高度相關(guān)，且解釋變量之間也是兩兩高度相關(guān)的。先按照逐步回歸原理建立回歸模型。

（1）建立一元回歸模型

根據(jù)理論分析，城鎮(zhèn)居民可支配收入應(yīng)是居民儲蓄的主要影響因素，相關(guān)系數(shù)檢驗也表明，城鎮(zhèn)居民可支配收入與居民儲蓄額的相關(guān)性最強。所以，以Y=a+bX+ε作為最基本的模型。

（2）將其余的變量逐個引入模型，經(jīng)過以上的逐步引入檢驗過程，最終確定居民儲蓄存款函數(shù)為

統(tǒng)計檢驗：

判定系數(shù)：R²=0.99571 7接近于1，表明模型對樣本數(shù)據(jù)擬合優(yōu)度高。

F檢驗：F=755.4960，大于臨界值3.09，其P值0.000000也明顯小于α=0.05，說明各個解釋變量對居民儲蓄存款Y有顯著影響，模型線性關(guān)系顯著T檢驗：股票籌資額（X4）的t值小于2，表明股票籌資額對城鎮(zhèn)居民儲蓄（Y）沒有顯著影響，其他各參數(shù)的t值的絕對值均大于2，表明其他各參數(shù)對城鎮(zhèn)居民儲蓄（Y）有顯著影響。

計量經(jīng)濟學(xué)檢驗：

（1）自相關(guān)檢驗：給定顯著性水平0.05，查DW表，當(dāng)n=18.k=4時，得下限值d_L=0.820，上限值d_U=l.872

因為DW統(tǒng)計量為1.393262位于d_L=0.820 d_U=1.872之間所以無法判斷是否存在自相關(guān)性。

偏相關(guān)系數(shù)檢驗：

從圖中可以看出，我國城鎮(zhèn)居民儲蓄存款模型不存在一階、二階、三階、四階、五階的自相關(guān)性作異方差的White檢驗如下表所示。檢驗知Obs*R-squared=11.41227，表明不存在異方差性。

從White檢驗知Obs*R-squared=11.41227，明顯大于自由度為4，顯著性水平為為0.05的X²值為11.071表明不存在異方差性。

該模型表示，當(dāng)利率變動1%時，城鎮(zhèn)居民儲蓄率會隨之變動1417.796608元，并且是利率上升，城鎮(zhèn)居民儲蓄率上升；利率下降，城鎮(zhèn)居民儲蓄率也下降。當(dāng)居民人消費物價指數(shù)上升一個點，城鎮(zhèn)居民儲蓄下降240.1595元。當(dāng)股票籌資額增加一億元，居民存款儲蓄下降1.05734215億元

六、本文的結(jié)論與建議

在中國，大部分老百姓是有有錢不敢花的觀念，有錢都往銀行存，這也是導(dǎo)致中國儲蓄率居高不下的首要原因。高儲蓄率雖然為銀行提供了充足的貸款資金，但同時也隱藏著巨大的隱患，高儲蓄率表明居民消費不多，需求也隨著下降，導(dǎo)致國內(nèi)內(nèi)需不足。從宏觀角度看，居民可支配收入中扣除投資部分后的支出結(jié)構(gòu)由消費和儲蓄兩部分組成，消費指當(dāng)期消費，儲蓄指未來消費，兩者之間此消彼長。居民儲蓄額過高必然導(dǎo)致消費的不足，對經(jīng)濟發(fā)展很不利。從模型看出利率對儲蓄率的影響很大，表示若想要降低儲蓄率一項很有效的措施就是降低銀行的存款利率，這樣居民手頭有余錢就會更趨向于投資或消費，增加投資或消費需求。提供多樣化金融工具，規(guī)范股票市場，積極引導(dǎo)民間投資，給予無息貸款等都是幫助中層階級居民賺取利潤，增加收入的可行方法，而且這在增加居民收入提高機會的同時還給居民提供了很好的投資渠道及信息。上述降低利率和縮小收入分配差距的方法是能幫助降低儲蓄率，但這些都只是最終解決過高儲蓄率的暫時手段，能根本解決問題的是完善中國對居民的保障機制。我國居民不敢花錢的一個根本原因就是中國的社會保障機制不夠完善。住房，醫(yī)療，教育方面的保障需要不斷改革完善，現(xiàn)在很少中國居民可以買得起房，醫(yī)療費用也很高，教育方面只是九年義務(wù)教育費用很少，而高中大學(xué)的學(xué)費對于一個工薪階層的家庭承擔(dān)起來是比較沉重的。當(dāng)有福利保證時，居民擔(dān)子就會減輕很多。中國人的傳統(tǒng)觀念還是身邊留點錢養(yǎng)老，提前消費的觀點還沒有形成，那是因為在中國生存凡事都得靠自己，政府給予的保障不夠全面，所以說完善中國的社保機制，控制住房，醫(yī)療，教育費用，降低居民的支出預(yù)期，這是降低居民儲蓄最根本的方法。