我国居民储蓄量影响因素分析

西南财经大学经济信息工程学院 邓超

1 问题的提出

1978年以来，随着我国国民经济的飞速发展，我国的居民储蓄也出现高速增长的态势。进入90年代以后，我国居民储蓄存款余额始终保持在两位数的增长速度。我国居民储蓄存款持续增长这一经济现象引起国内理论界的广泛关注。这对我国经济的进一步增长有着有利的一面，但也会带来一定程度的负面影响。据统计，我国近年来的实际GDP平均每年增长9%左右，而资本的净边际产量约为0.9%，大大低于资本的平均增长率。可见，我国的资本存量已经远远超过了黄金率水平。所以国家相继出台了一系列积极的财政和货币政策，以刺激国内消费和投资需求，分流储蓄，但是居民储蓄依然持续增加。居民的储蓄存款直接影响居民的消费行为，影响着货币的供给量，进而间接影响着国家经济的发展、宏观调控的力度和效果。探讨中国居民储蓄的规律，是本文研究的主要目的。

2 理论综述

我国储蓄一般分为三种：政府储蓄、企业储蓄和居民储蓄。其中，居民储蓄是指居民收入扣除消费后的余额，它是居民保存了节制或延缓现期消费而持有的可支配收入的余额并使之增值的行为。本文所探讨的居民储蓄指居民收入扣除消费支出、手持现金、居民投资之后的余额。也就是居民在银行、信用社等金融机构的储蓄存款。根据经典西方宏观经济学理论，储蓄水平主要受收入因素、利息率、物价水平等因素的影响。

2.1 收入因素

收入是决定储蓄的重要因素，收入的变化直接决定着储蓄的变化。由于居民可支配收入数据的不可获得性，本文以国内生产总值来衡量收入。根据凯恩斯的理论，实际消费支出和实际收入之间有稳定的函数关系，边际消费倾向是正数，但小于1。在其他条件不变的情况下，储蓄与可支配收入之间存在着正方向的变化关系，即居民可支配收入增加，储蓄量增加；可支配收入减少，储蓄量减少。

2.2 利息率

在西方经济学中，因为利率的升降直接影响到存款的收益，所以利率通常与储蓄成正比。但从我国的利率政策来看，利率的下降并不一定能降低居民的储蓄存款。西方国家存在比较完善的社会保障制度，这使得人们可以放心消费、投资。而在中国，社会保障制度很不健全，养老、医疗等这些最基本的问题也不能完全得到保障，这种情况下，人们必须有足够的存款来应对突发情况，所以利率的变动不能有效地影响储蓄。

2.3 物价水平

物价水平会导致居民的消费倾向的改变，从而改变居民的储蓄倾向。本文以居民消费价格指数作为代表数据。在其他条件不变的情况下，储蓄与物价水平之间存在着反方向的变化关系，即物价水平越高，储蓄量越低；物价水平越低，储蓄量越高。

3 数据的收集

本文采用的是1981～2000年的统计数据，所有数据来源于《中国统计年鉴2011》。

表1 单位：(亿元)

4 模型设定

其中，Yi为城乡居民人民币储蓄存款(亿元)，X1为国内生产总值增量 (亿元)，X2为居民消费价格指数，β0、β1、β2为参数。

5 模型的估计

回归模型估计结果，见表2。

表2

5.1 经济意义检验

从回归结果可以看出，X1的系数为正，X2的系数为负，表明随着收入增加速度加快，通货膨胀压力减轻，城乡居民人民币储蓄存款会增加，这是符合经济意义的；而C为样本回归方程的截距，表示当收入增长速度不变，无通货膨胀压力时的城乡居民人民币储蓄存款，在上述回归结果中为正数，这是符合经济意义的。

5.2 统计推断检验

从回归的结果看，可绝系数R2=0.888962，F统计量108.0800，说明总离差平方和的88.8962%被样本回归方程解释，仅有不足12%未被解释，因此样本回归方程对样本的拟合程度可以接受；β1的t统计量为13.70259，在5%显著性水平下，查t分布表在自由度为N-2=18下的临界值为2.101，因为13.70259＞2.101，所以拒绝原假设，表明国内生产总值增量对城乡居民人民币储蓄存款的影响显著；β2的t统计量为-3.547727，在5%显著性水平下，查t分布表在自由度为N-2=18下的临界值为2.101，因为-3.547727＜-2.101，所以拒绝原假设，表明居民消费价格指数对城乡居民人民币储蓄存款的影响显著；截距C的t统计量为3.584667，3.584667＞2.101，所以拒绝原假设，表明截距对城乡居民人民币储蓄存款的影响显著。

5.3 计量经济学检验

5.3.1 多重共线性

简单相关系数检验法，见表3。

表3

从检验结果看， X1和X2之间的相关系数较低，因此，可以认为变量之间不存在严重多重共线性。

5.3.2 异方差性

White检验结果，见表4。

表4

从表4可以看出，nR2=8.566197，由White检验知，在α=0.05下，查χ2分布表，得临界值χ0.052(5)=11.0705，比较计算的χ2统计量与临界值，因为nR2=8.566197＜χ0.052(5)= 11.0705，所以接受原假设，表明模型不存在异方差。

5.3.3 自相关

沿用上面的回归结果。给定显著性水平0.05，查DW表，当n=20，k=3时，得下限临界值dL=0.998，上限临界值dU=1.676，因为DW统计量1.748891大于dU=1.676，表明模型不存在自相关。

6 误差修正模型

回归模型估计结果，见表5。

表5

上述估计结果表明，城乡居民人民币储蓄存款的变化不仅取决于国内生产总值增量和居民消费价格指数的变化，而且还取决于上一期城乡居民人民币储蓄存款对均衡水平的偏离，误差项et-1估计的系数-0.092257体现了对偏离的修正，上一期偏离越远，本期修正的量就越大，即系统存在误差修正机制。

7 结语

(1)收入增量对居民储蓄有明显作用，收入增长越快，居民储蓄也相对越高，两者之间是正相关关系，这与一般理论一致。1980年以来，我国居民储蓄迅速增长的根本原因就是收入水平的提高。随着中国经济的发展，居民收入还会持续增长，如果其他因素不变的话，居民储蓄仍然会有相应的增长。要抑制储蓄，刺激消费，提高居民的边际消费倾向是关键。

(2)物价水平对居民储蓄有负面影响。物价水平提高导致居民消费支出的增加，在一定收入条件下，储蓄必然会减少。物价上涨造成了居民消费能力的下降，能够用于储蓄的资金和进行储蓄的意愿也明显减少，同时由于CPI的不断升高，意味着通货膨胀率的不断升高。物价指数越高，居民实际存款利率越低，居民会选择将资金投入回报更高的项目，例如分红型保险、股市等；或者将现金兑换成例如黄金一类的硬通货或者固定资产，以期保值。因此，愿意储蓄的人越来越少，储蓄资金也相对越来越少。

[1]中国人民银行研究局课题组.中国国民储蓄和居民储蓄的影响因素[J].经济研究,1999(5).

[2]张华江,赵成柏.对我国居民储蓄影响因素的实证分析[J].西昌农业高等专科学校学报,2004(3).

[3]张建华,孙学光.我国居民储蓄存款误差修正模型与分析[J].数量经济技术经济研究,2009(4).