中国居民储蓄的影响因素分析

林 玲，王 虹

我国城乡居民储蓄自改革开放以来就呈现出快速增长趋势，由1978年的210.6亿元增加到2009年的260771.7亿元，增长了1237倍，年均增速高达25.8%，而同期我国GDP的年均增长速度为15.8%，城乡居民储蓄的年均增长率高于GDP大约10个百分点。居民储蓄在短短几十年内有如此高的增幅，即使在世界范围内也是比较罕见的。对此，国家相继出台了一系列财政和货币政策，以扩大内需、分流储蓄，拉动经济增长，而这些措施能否达到预期的效果，在很大程度上取决于我们能否正确地把握居民储蓄的影响因素和变动规律。因此，对我国居民储蓄的影响因素及其变化规律进行深入研究，是十分必要且重要的。

1 变量和数据

1.1 变量选取

在参考前人研究成果的基础上，结合相关经济理论，本文从影响居民储蓄的众多因素中选取了居民收入、利率、通货膨胀和预防性动机四个因素来对我国居民储蓄的变动进行解释。

（1）居民收入。对居民储蓄真正有影响的是居民的可支配收入，所以本文以城乡居民可支配收入作为收入这一影响因素的代表性指标。由于在《中国统计年鉴》中，只有城镇居民统计的是可支配收入，农村居民统计的则是纯收入，因此以纯收入作为农村居民的可支配收入。又因为统计年鉴上所列的可支配收入和纯收入均为人均数据，所以城镇居民的可支配收入用各年人均可支配收入乘以各年城镇人口求出，农村亦然，两者相加即为我国城乡居民的可支配总收入。

（2）利率。受通货膨胀影响，利率可以分为名义利率和实际利率。由于现实经济中信息往往是不对称的，所以在没有对通胀形成正确预期的情况下，人们将产生“货币幻觉”效应，使名义利率的高低对储蓄产生实际影响。[6]因此，本文使用的是名义利率。考虑到同一年中利率可能调整多次，所以这里对利率按其持续天数进行了加权平均。

（3）通货膨胀。一定时期经济社会中通货膨胀的大小通过通货膨胀率来衡量。传统的经济理论认为，通货膨胀率愈高，货币的实际价值愈低，人们害怕手中的货币贬值会选择增加消费而减少储蓄，因此通货膨胀率与储蓄是反方向变动的。

本文通过“通货膨胀率＝居民消费价格指数－100”这一公式计算我国各年通货膨胀率。

（4）预防性动机。在对未来可获得收入的理性预期下，居民进行储蓄的一个重要动机就是防范和应付未来可能发生的各种不确定性事件，如失业、疾病等。由于现阶段没有具体指标可以用来对居民储蓄的预防性动机进行测度，本文中采取设置虚拟变量的方式将预防性动机这一影响因素进行量化。

在设置虚拟变量时，本文参照张建华、孙学光（2009）的研究成果，将1978～1997年设为没有预防性动机的时期，而1998年以后设为有预防性动机的时期。

需要特别说明的是，本文并未将消费作为解释我国居民储蓄变动的主要影响因素。这是因为，在收入一定的情况下，消费和储蓄之间存在此消彼长的关系，但在收入增加的情况下，消费增加并不一定会引起储蓄的减少，两者可以同时增加，因此，通过消费来判断储蓄的变化不一定准确。而且，由于消费和储蓄的来源都是收入，所以只需考虑收入对储蓄的影响即可。此外，本文也没有涉及股市市值对我国居民储蓄的影响，这主要是考虑到我国目前的股票市场规模仍然有限，并且其自身尚不规范，股票价格波动对居民储蓄行为的影响并不十分显著。

对于居民储蓄，本文选取《中国统计年鉴》中的“城乡居民人民币储蓄存款年增加额”这一指标来反映我国居民储蓄的历年变动情况。

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1.2 数据来源

根据上述所选变量，查找、整理原始数据如表1所示。

表1 我国城乡居民储蓄及其影响因素数据

各变量原始数据中，居民储蓄年增加额（SAV）和居民可支配总收入（DI）均呈指数增长趋势。因此，为获得两变量的线性增长时间序列数据，同时为更方便地考察居民收入对居民储蓄增长的弹性，本文采用居民储蓄年增加额和居民可支配总收入的自然对数形式，分别记作LSAV和LDI。

2 中国居民储蓄的实证分析

2.1 单整检验

一些非平稳的经济时间序列往往表现出相似的变化趋势，而这些序列之间并不一定存在直接的关联关系，这时对这些数据进行回归，尽管会得到较高的拟合优度，但其结果是没有任何意义的，这就是所谓的“伪回归”。因此，在进行时间序列数据的回归分析时，首先应检验各时间序列是否平稳。对于非平稳的变量要确定其单整的阶数，如果变量的n阶差分是平稳的，则称此变量是n阶单整，记为I(n)。只有同阶单整的非平稳时间序列之间才可能存在协整关系。

本文采用ADF（Augment Dickey-Fuller）检验考察各时间序列的平稳性，检验结果如表2所示。

表2 各变量的ADF检验结果

从表2中可以看出，LSAV、LDI、INT和INF四个变量各种检验形式下的ADF统计量值均大于5%显著性水平下的临界值，由于ADF检验是左单侧检验，所以都不能拒绝原假设，即判定这四个时间序列均是非平稳的。再来看各变量一阶差分后的平稳情况，检验结果如表3所示。

表3 各变量一阶差分的ADF检验结果

从表3中可以看出，LSAV和INT的一阶差分序列在各检验形式下的ADF统计量值均小于5%显著性水平下的临界值，因此都可以拒绝原假设，即判定两个变量的一阶差分序列是平稳的。而LDI和INF的一阶差分序列均存在一种检验形式其ADF统计量值大于5%显著性水平下的临界值，但两者其余两种检验形式的ADF统计量值还是显著小于临界值的，由于ADF检验的特点是只要三种检验形式中的一种拒绝原假设就认为该时间序列平稳，因此判定LDI和INF的一阶差分序列也都是平稳的。由此，可以得到如下结论：LSAV、LDI、INT和INF的一阶差分序列均是平稳的，即四个变量均为一阶单整，可以进行协整检验。

2.2 协整检验

由ADF检验结果可知，LSAV、LDI、INT和INF均为非平稳序列，对于这种非稳定变量不能使用经典回归模型，否则很可能会出现伪回归问题。但是，在这四个变量均是同阶单整的前提下，对其进行协整检验，若四个变量之间存在长期稳定关系，即它们之间是协整的，就可以使用经典回归模型。

由于本文要进行协整检验的变量共有四个，因此选用JJ检验对其协整关系进行考察，检验结果见表4。

表4 各变量的JJ检验结果

我国居民储蓄增加额的协整方程（长期均衡方程）为：

对上述模型分别进行经济学、统计学和计量经济学检验。结合前面对各影响因素的具体分析，发现各变量估计参数的符号符合经济理论，该模型可以通过经济学检验。再来看统计学检验：四个解释变量中除PM外，均通过了t检验，也就是说，除去预防性动机这一影响因素，其余三个因素——居民可支配总收入、利率和通货膨胀率对居民储蓄增加额的影响均是显著的；该模型的R2值很高，说明方程对数据的拟合程度较好；F统计量所对应的概率值（0.000）显著小于0.05，所以该方程整体的线性关系是显著的。计量经济学检验中，D.W.检验结果表明该模型不存在序列相关性；由于使用的是时间序列数据，因此通常也不存在异方差性；计算各解释变量的相关系数，发现LDI和INF之间的相关程度较高（相关系数为0.98），说明模型存在多重共线性的问题，但由于这两个变量的回归系数显著，且符号符合经济意义，所以对此处的多重共线性予以忽略。

从协整方程（1）可以看出，我国城乡居民的储蓄增加额是几个影响因素共同作用的结果，因此下面具体分析某一个因素变动对储蓄增加额的影响时，均假设其他条件不变。首先，居民储蓄增加额对居民可支配总收入的长期弹性为1.9607，也就是说，从长期来看，居民可支配总收入每增加1个百分点，居民储蓄增加额便会增加1.9607个百分点。其次，居民储蓄增加额对利率的长期弹性为0.0939，即从长期来看，利率每上升1个百分点，居民储蓄增加额就增加0.0939个百分点。再次，居民储蓄增加额对通货膨胀率的长期弹性为-0.0034，即是说，从长期来看，通货膨胀率每上升1个百分点，居民储蓄增加额就减少0.0034个百分点。最后，预防性动机对目前我国居民储蓄增加额的影响还不十分显著。综上所述，在长期状态下，四个影响因素中，对我国城乡居民储蓄增加额影响最大的依次是居民可支配总收入、利率和通货膨胀率，其中前两个因素为正向影响，通货膨胀率为负向影响，而最终居民储蓄增加额的变动大小和方向，取决于这三个主要影响因素的共同作用结果。

由于协整方程（1）已证明预防性动机对我国居民储蓄增加额影响不显著，现对其予以剔除并对协整方程进行修正：

该模型各项检验均通过，各变量回归系数的含义及其对居民储蓄增加额的影响与上述分析类似。

2.3 误差修正模型

误差修正模型的基本思想是，如果几个变量之间存在长期均衡关系，那么这种长期均衡关系是在短期波动过程的不断调整下得以实现的，正是这种调节机制——误差修正机制防止了长期均衡关系出现较大偏差。前面已建立了关于我国城乡居民储蓄增加额的长期均衡方程，现根据修正后的协整方程（2）建立居民储蓄增加额和几个影响因素之间的误差修正模型：

其中，

由 LM(1)＝1.372＜ χ20.05(1)＝3.84，LM(2)＝1.372＜(2)＝5.99可知，该模型不存在自相关。

从误差修正模型（3）可以看出，在其他条件不变的情况下：居民储蓄增加额对居民可支配总收入的短期弹性为2.0918，即从短期来看，居民可支配总收入每增加1个百分点，居民储蓄增加额便会增加2.0918个百分点；居民储蓄增加额对利率的短期弹性为0.0742，即是说，从短期来看，利率每上升1个百分点，居民储蓄增加额就增加0.0742个百分点；居民储蓄增加额对通货膨胀率的短期弹性为-0.0045，也就是说，从短期来看，通货膨胀率每上升1个百分点，居民储蓄增加额就会减少0.0045个百分点。误差修正项的回归系数为负，符合反向修正机制，其大小反映了短期偏离长期均衡的调整力度，即居民可支配总收入、利率和通货膨胀率三个影响因素的短期波动向长期均衡调整的力度为0.9098。综上所述，在短期状态下，我国城乡居民储蓄增加额对居民可支配总收入的变动最为敏感，对利率和通货膨胀率的波动非常不敏感，误差修正机制的调整力度较大。

3 结论

通过以上对我国城乡居民储蓄及其影响因素之间的研究可以发现，影响我国居民储蓄年增加额的各种因素作用方向不同，其影响程度随着长短期变化也会有所差异。总的来说，可以得到如下几点主要结论。

第一，无论是长期还是短期，居民可支配总收入对居民储蓄增加额的影响都是最大的，这也基本上验证了本文前面的理论分析，即收入是决定居民储蓄的最主要因素。并且，居民储蓄增加额对居民可支配总收入的长短期弹性均大于1，这说明，只要居民可支配总收入增长，居民储蓄增加额就会以高于它的速度增长。

第二，利率和通货膨胀率对居民储蓄增加额的影响在长期是显著的，但影响程度较小，在短期两者的影响不显著。从长期来看，利率和通货膨胀率两个因素对我国城乡居民的储蓄行为的确是存在影响的，利率起推动作用，通货膨胀率起阻碍作用，但二者的影响力度很小，特别是通货膨胀率，其变动对居民储蓄增加额产生的影响十分微弱（根据修正的协整方程，居民储蓄增加额对利率的长期弹性为0.1149，对通货膨胀率的长期弹性为-0.0033）。从短期来看，这两个因素并不是居民储蓄的主要影响因素，这说明，只有当利率和通货膨胀率发生变化并持续一定时间后，人们才会给予反馈并调节自己的储蓄行为，也就是说，人们对利率和通货膨胀率的预期存在滞后效应。

第三，预防性动机对居民储蓄增加额的影响不显著。协整方程（1）的t检验结果表明，代表预防性动机的虚拟变量对居民储蓄增加额没有明显的解释关系，但这并不表示我国居民没有预防性支出。结合我国典型的城乡二元结构来看，农村居民由于收入较低，能享受的医疗保障、养老保障等十分有限，其储蓄的预防性动机应十分强烈；城镇居民在住房、教育、医疗和养老等制度改革之前，由于享受各种福利和保障，其储蓄基本上不存在预防性动机，但这些制度改革实施后，其储蓄的预防性动机和以前相比应有所增强。所以，考虑到实际情况中城乡居民预防性动机的不同变化趋势，在研究预防性动机对居民储蓄倾向的影响时，分城镇和农村两个不同地区来分别考察，可能更为准确。此外，预防性动机对我国居民储蓄影响不显著也从侧面说明，我国现阶段的制度变革是渐进式的。

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