楊 平

（新疆師范大學(xué)商學(xué)院，烏魯木齊 830017）

一、引言

自改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)居民儲(chǔ)蓄率一直處于較高的狀態(tài)，我國(guó)居民儲(chǔ)蓄呈現(xiàn)出明顯的快速上升趨勢(shì)，從1978年的210.6億元增加到2020年的920864.6萬(wàn)億元，42年間的總體增幅達(dá)到4372倍（見(jiàn)圖1）。

圖1 1978-2020年間我國(guó)居民儲(chǔ)蓄存款余額（左軸）及增長(zhǎng)率（右軸）

根據(jù)世界銀行公布的數(shù)據(jù)，2000-2019年間，世界各國(guó)總儲(chǔ)蓄占GDP的百分比主要波動(dòng)范圍為15%-35%之間，而中國(guó)的總儲(chǔ)蓄占GDP的百分比都高于43%，在2008-2010年更是均高達(dá)于50%，這遠(yuǎn)高于世界其他國(guó)家水平。

造成我國(guó)居民高儲(chǔ)蓄率最主要的原因在于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度的不斷加快，且我國(guó)大多數(shù)居民以工資收入為主，要素收入分配的不均，使居民儲(chǔ)蓄率不斷升高，再加上害怕風(fēng)險(xiǎn)和尋求安穩(wěn)的心理習(xí)慣，使得大多數(shù)人選擇增加儲(chǔ)蓄來(lái)應(yīng)對(duì)未來(lái)可能的風(fēng)險(xiǎn)，最后政府高稅收和政府主導(dǎo)的高投資也是我國(guó)高儲(chǔ)蓄率的原因之一。

二、文獻(xiàn)綜述

目前，對(duì)我國(guó)居民高儲(chǔ)蓄率的研究主要分為以下方面：第一，研究人口變化對(duì)高儲(chǔ)蓄率的影響。從人口結(jié)構(gòu)變化的角度分析人口結(jié)構(gòu)作用于居民儲(chǔ)蓄率的理論機(jī)制，綜合考察了人口年齡結(jié)構(gòu)、人口流入、人力資本提升等因素對(duì)于我國(guó)居民儲(chǔ)蓄率的作用效果。

第二，對(duì)居民高儲(chǔ)蓄率現(xiàn)象產(chǎn)生的原因進(jìn)行分析。我國(guó)學(xué)者對(duì)此的研究原因主要集中在代際收入流動(dòng)、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、居民收入差距、消費(fèi)需求不足、投資體系尚未健全、傳統(tǒng)思想觀念等方面影響。

第三，對(duì)我國(guó)居民高儲(chǔ)蓄率的影響因素的研究。我國(guó)學(xué)者主要側(cè)重于居民可支配收入、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、通貨膨脹率、利率及人口撫養(yǎng)比等視角展開(kāi)分析，研究發(fā)現(xiàn)，居民可支配收入與居民儲(chǔ)蓄率呈正相關(guān)關(guān)系，一年期存款利率在不同學(xué)者的研究中對(duì)居民儲(chǔ)蓄率的影響不同。

綜上所述，隨著居民高儲(chǔ)蓄率研究的進(jìn)一步加深，學(xué)者們已經(jīng)建立了比較全面的居民高儲(chǔ)蓄率測(cè)量指標(biāo)，并對(duì)影響居民高儲(chǔ)蓄率的因素進(jìn)行了研究，但目前國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)我國(guó)居民高儲(chǔ)蓄率的影響因素研究數(shù)據(jù)較陳舊，且所構(gòu)建的模型不一，研究結(jié)果也不同，本文在借鑒前人研究的基礎(chǔ)上，分析了2000-2019年我國(guó)居民高儲(chǔ)蓄率的現(xiàn)狀、產(chǎn)生此現(xiàn)象的原因，并討論了居民儲(chǔ)蓄率過(guò)高對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)的影響，最后利用SPSS軟件建立回歸方程分析影響我國(guó)居民高儲(chǔ)蓄率的因素。

三、實(shí)證分析

（一）變量選擇

本文選取居民儲(chǔ)蓄率為被解釋變量，解釋變量選取國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、居民可支配收入、消費(fèi)價(jià)格指數(shù)代表消費(fèi)品價(jià)格水平、一年期存款利率以及股票市價(jià)總值。

1.國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值。衡量一個(gè)國(guó)家經(jīng)濟(jì)實(shí)力最主要的指標(biāo)就是國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的大小和國(guó)家發(fā)展水平呈正相關(guān)關(guān)系，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值數(shù)值越大，居民收入顯著增加，居民儲(chǔ)蓄也隨之越高。

2.居民可支配收入。居民的收入與儲(chǔ)蓄率成正相關(guān)關(guān)系，根據(jù)儲(chǔ)蓄函數(shù)s(y)=-α+(1-β)y可得：隨著居民收入水平的提高，居民儲(chǔ)蓄率也會(huì)隨之增加。

3.消費(fèi)品價(jià)格水平。對(duì)儲(chǔ)蓄存款而言，消費(fèi)品的價(jià)格水平會(huì)影響消費(fèi)品的需求，消費(fèi)品的價(jià)格水平越高，消費(fèi)值越大，儲(chǔ)蓄率越小。

4.一年期存款利率。根據(jù)貨幣市場(chǎng)均衡條件M/P=ky-hr可得：當(dāng)利率下降時(shí)，儲(chǔ)蓄會(huì)減少。

5.股票市價(jià)總值。儲(chǔ)蓄作為盈余資金的投資渠道之一，在有其他可以賺取更多收入的投資渠道的情況下，儲(chǔ)蓄將會(huì)減少。

（二）模型假設(shè)

多元線性回歸分析過(guò)程中存在多個(gè)自變量。設(shè)Y為因變量，X1，X2......Xk為因變量，則多元線性回歸模型為：

Y=β0+β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+β5X5+ε，其中常數(shù)項(xiàng)是β0，β1，β2......βk是回歸系數(shù)，β1為X1，X2......Xk固定時(shí)，X1對(duì)Y偏回歸系數(shù)，同理β2為X1，X2......Xk固定時(shí)，X2對(duì)Y的偏回歸系數(shù)。

（三）實(shí)證分析過(guò)程

通過(guò)論述，本文選取了中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2000-2019年統(tǒng)計(jì)公報(bào)以及中國(guó)人民銀行官網(wǎng)的數(shù)據(jù)，Y表示居民儲(chǔ)蓄值，X1表示國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，X2表示個(gè)人可支配收入，X3表示消費(fèi)價(jià)格指數(shù)，X4表示一年期存款利率，X5表示股票市價(jià)總值。

Yt=β0+β1X1t+β2X2t+β3X3t+β4X4t+β5X5t，t=1，2，3...20

1.描述性統(tǒng)計(jì)量

由上述分析及表1可知，20年來(lái)，居民儲(chǔ)蓄額和儲(chǔ)蓄率均有較大幅度的增長(zhǎng)。此外，在這20年間，居民消費(fèi)價(jià)格雖有一點(diǎn)波動(dòng)，但總體上呈上升趨勢(shì)；而一年期存款利率和股票市價(jià)總值波動(dòng)較大，總體來(lái)說(shuō)不太穩(wěn)定。

表1 描述性統(tǒng)計(jì)量

2.多重相關(guān)系數(shù)和變異程度解釋

由表2可以看出，模型的復(fù)相關(guān)系數(shù)R=0.987，一般情況下，R值在0-1之間，R值越大線性關(guān)系越強(qiáng)。判定系數(shù)R2=0.975，表明自變量可以解釋95%的因變量變異，回歸方程高度顯著。調(diào)整判定系數(shù)R2，相對(duì)于R2來(lái)說(shuō)沒(méi)有怎么變動(dòng)，因此分析結(jié)果可以得知自變量對(duì)因變量變異有著高的影響程度。同時(shí)R2和R2的值都接近于1，表明模型的擬合優(yōu)度較好，得賓——沃森檢驗(yàn)值為1.842，說(shuō)明其觀測(cè)值具有相互獨(dú)立性。

表2 模型匯總b

3.模型的統(tǒng)計(jì)學(xué)意義檢驗(yàn)

該表格可以進(jìn)行F值檢驗(yàn)，來(lái)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷慕y(tǒng)計(jì)學(xué)意義，由表格結(jié)果可得F=108.008，P＜0.001，因此顯示自變量與因變量之間存在線性相關(guān)關(guān)系，通過(guò)了F檢驗(yàn)，即擬合的方程具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

4.統(tǒng)計(jì)性檢驗(yàn)

表4為多元線性回歸的系數(shù)列表，表中顯示了該模型的偏回歸系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤差、常數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)化偏回歸系數(shù)，回歸系數(shù)檢驗(yàn)的t統(tǒng)計(jì)量觀測(cè)值和相應(yīng)的概率p值，共線性統(tǒng)計(jì)量顯示了變量的容差和方差膨脹因子（VIF）。

表4 系數(shù)a

由結(jié)果可得：本研究納入的自變量中，個(gè)人可支配收入的P值具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，即個(gè)人可支配收入是影響居民儲(chǔ)蓄率較高的主要因素。

根據(jù)表4，建立線性回歸方程為：

y=177126.774-0.005x1+11.266x2-494.704x3+8346.805x4-0.028x5其中，截距a=177126.774，斜率b1=-0.005，b2=11.266，b3=-494.704，b4=8346.805，b5=-0.028。

5.回歸標(biāo)準(zhǔn)化殘差直方圖和正態(tài)P-P圖

圖2是回歸標(biāo)準(zhǔn)化殘差圖，由圖可以判斷標(biāo)準(zhǔn)化殘差大致處于正態(tài)分布的情形。由圖3可以看出：殘差效果較好，所有的點(diǎn)大致分布在直線附近，可以認(rèn)為殘差符合正態(tài)分布的要求。

圖2 回歸標(biāo)準(zhǔn)化殘差直方圖

圖3 居民儲(chǔ)蓄值的正態(tài)P-P圖

（四）實(shí)證結(jié)果分析

上述模型通過(guò)了擬合度檢驗(yàn)，且擬合優(yōu)度比較良好。模型通過(guò)了F檢驗(yàn)，說(shuō)明模型之間存在較為明顯的線性關(guān)系，并且兩個(gè)自變量之間沒(méi)有明顯的多重共線性關(guān)系，結(jié)果較為精確。對(duì)各解釋變量進(jìn)行多元回歸分析，輸出結(jié)果如表5、表6所示。

根據(jù)表5輸出結(jié)果，除一年期存款利率外，其余變量之間存在較強(qiáng)的相關(guān)關(guān)系，適合進(jìn)行主成分分析。表6給出了相關(guān)陣的特征根及對(duì)應(yīng)主成分的方差貢獻(xiàn)率及累計(jì)貢獻(xiàn)率，本文保留了大于1的特征根，可以看到僅提取了1個(gè)主成分，其方差貢獻(xiàn)率為69.268%，說(shuō)明該第一主成分很大程度上提取了原始變量的大部分信息。這樣由分析原來(lái)的5個(gè)變量轉(zhuǎn)化為僅需分析1個(gè)綜合變量，極大地起到了降維的作用。

表5 樣本相關(guān)矩陣a

表6 解釋的總方差

從經(jīng)濟(jì)學(xué)的意義上來(lái)講，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、個(gè)人可支配收入、消費(fèi)價(jià)格指數(shù)、一年期存款利率和股票市價(jià)總值之間存在正相關(guān)關(guān)系，則回歸方程為：

由理論可知，可通過(guò)因子負(fù)荷量來(lái)解釋主成分成因或原始變量對(duì)主成分的重要性，根據(jù)Component Matrix表中第一主成分對(duì)應(yīng)的因子負(fù)荷量，可看到X2、X3、X5在第一主成分中占較大比重，這說(shuō)明第一主成分主要綜合了個(gè)人可支配收入、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)和股票市價(jià)總值三種因素，即個(gè)人可支配收入對(duì)居民高儲(chǔ)蓄率的影響最大，其次為消費(fèi)價(jià)格指數(shù)和股票市價(jià)總值。

四、結(jié)論及對(duì)策建議

（一）研究結(jié)論

通過(guò)對(duì)數(shù)據(jù)的相關(guān)分析可知，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、個(gè)人可支配收入、消費(fèi)價(jià)格指數(shù)、一年期存款利率和股票市價(jià)總值是影響我國(guó)居民高儲(chǔ)蓄率的重要變量，且對(duì)儲(chǔ)蓄率水平的影響機(jī)制不同，表現(xiàn)為：一年期存款利率與儲(chǔ)蓄率呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、個(gè)人可支配收入、消費(fèi)價(jià)格指數(shù)和股票市價(jià)總值與儲(chǔ)蓄率呈正向相關(guān)關(guān)系，其中，影響我國(guó)居民高儲(chǔ)蓄率現(xiàn)狀的最主要因素是個(gè)人可支配收入。

（二）降低我國(guó)居民儲(chǔ)蓄率的對(duì)策建議

1.完善社會(huì)保障體系，鼓勵(lì)居民消費(fèi)

社會(huì)保障制度不完善是影響我國(guó)當(dāng)前擴(kuò)大內(nèi)需的主要制約因素。完善社會(huì)保障制度，這一舉措既能降低政府儲(chǔ)蓄率，也能夠通過(guò)緩解居民的預(yù)防性?xún)?chǔ)蓄動(dòng)機(jī)而降低居民儲(chǔ)蓄率。因此，政府要加大建立和完善就業(yè)、醫(yī)療、養(yǎng)老等社會(huì)保障體系，以此來(lái)增加我國(guó)居民的即期消費(fèi)，降低遠(yuǎn)期消費(fèi)以及預(yù)期收入的不確定性。

2.擴(kuò)大消費(fèi)需求，促進(jìn)居民消費(fèi)水平

“十四五”規(guī)劃提出我國(guó)要全面促進(jìn)消費(fèi)，要做到提升傳統(tǒng)消費(fèi)、培育新型消費(fèi)、發(fā)展服務(wù)消費(fèi)、培育城市消費(fèi)以及擴(kuò)大農(nóng)村消費(fèi)，提高農(nóng)民收入、企業(yè)退休人員基本養(yǎng)老金、部分優(yōu)撫對(duì)象待遇和城鄉(xiāng)居民最低生活保障水平；提升產(chǎn)品質(zhì)量安全，提供良好的消費(fèi)環(huán)境，為確保消費(fèi)者權(quán)益，企業(yè)和政府要共同發(fā)揮力量，促進(jìn)消費(fèi)。

3.拓展消費(fèi)市場(chǎng)，擴(kuò)大消費(fèi)空間

隨著網(wǎng)絡(luò)的普及，我國(guó)的網(wǎng)絡(luò)購(gòu)物用戶(hù)達(dá)到7.82億，網(wǎng)絡(luò)銷(xiāo)售在我國(guó)的銷(xiāo)售市場(chǎng)的地位越來(lái)越高。2014年至2020年期間，我國(guó)網(wǎng)絡(luò)零售額一直保持著兩位數(shù)的增長(zhǎng)速度，網(wǎng)購(gòu)火爆不僅刺激消費(fèi)、擴(kuò)大內(nèi)需，而且也使消費(fèi)者獲得物美價(jià)廉的商品、經(jīng)營(yíng)者獲得強(qiáng)勁發(fā)展的動(dòng)力。因此，需要加強(qiáng)網(wǎng)絡(luò)購(gòu)物安全保障，使消費(fèi)者放心購(gòu)買(mǎi)，網(wǎng)絡(luò)消費(fèi)可以刺激消費(fèi)從而有效地?cái)U(kuò)大消費(fèi)空間。