我國居民高儲蓄的計量模型分析

摘要：自改革開放以來，居民高儲蓄一直都是我國宏觀經濟的一個顯著特征，雖然國家出臺了許多措施但仍不見成效。高儲蓄在推動我國經濟增長的同時，也造成了客觀上的效率損失。文章主要利用1989～2004年的相關數據，通過計量建模的方法對我國的居民儲蓄函數進行估計，并通過之后的一系列檢驗，如自相關、異方差、多重共線性等，對模型進行修正，最終得出了居民儲蓄與國民收入和名義利率間的函數關系表達式。

關鍵詞：居民高儲蓄；名義利率；通貨膨脹率

一、引言

居民儲蓄是指居民當期稅后可支配收入與當期消費之間的差額。居民儲蓄的產生，是居民推遲當期消費的結果。由于貨幣具有時間價值，居民在進行儲蓄時可以獲得利息收入作為補償。另外，在宏觀上，居民儲蓄又是企業間接融資或是在資本市場上直接融資的重要來源。可以說，一國的居民儲蓄水平的高低決定了一國自給自足籌集投資資金的程度。居民高儲蓄現象一直是我國改革開放以來宏觀經濟的一個顯著特征。截至2006年12月，我國居民儲蓄存款余額已經超過了15萬億元，創造了歷史新高。

我國的高儲蓄現象是社會多方面原因共同作用的結果，歸結起來，主要有以下幾個方面：

（一）居民收入增加，但真正要消費的人卻沒有足夠的消費剩余

一方面，1978至2002年，城鎮居民人均收入增加22.4倍，而農村居民人均收入也增加了18.5倍。現在，我國１6億人口人均擁有的存款已接近１萬元。但另一方面，我國城鎮居民可支配收入的基尼系數也在不斷上升，目前已經達到0.447，已明顯高于國際上收入貧富差距0.4的警戒線。這表明，不斷遞增的財富并不是平均分配給每一個百姓。

（二）制度性變遷的心理預期使居民存款的預防性動機增強

勤儉節約一直是中華民族的傳統美德，除此之外，老百姓在對未來預期收人可能下降，預期支出可能增加的雙重壓力下，中低收入階層早已不再把追求利息收入作為儲蓄的主要目的，而是把預防性動機放在首位。從社會制度變遷的角度看，收入分配體制、消費體制、社會保障體制、價格體制、教育體制以及金融體制等方面的改革，使居民更多地面臨未來收入與支出的不確定預期增強，特別是支出預期過于剛性，他們在考慮收人的支配時，防范風險意識明顯加大。

（三）資金不能及時向消費分流、向投資轉化

目前制約消費升級的因素依然較多。一些居民有能力消費、愿意消費，但也難以消費或不敢消費，其中有些是由于供給結構不適應市場需要，消費服務落后；有些是由于市場經濟秩序混亂，假冒偽劣商品橫行，欺騙消費者的現象時有發生，抑制了消費欲望，使資金不能向消費分流。

另外，居民儲蓄快速增長也與資金不能及時向投資轉化有關。1999年5月，國家啟動股市政策之后，居民對股市預期高漲，大量的資金流到了股市。7月份后，股市火爆開始趨緩，居民的資金又開始大量撤出或又重新流回銀行。從去年開始，股市行情一度走紅，激發了大量股民重回股市的熱情，但也由此使我國股市的泡沫成分急劇增加，現如今股票市場又開始震蕩回旋，風險莫測，使居民投資股市的熱情再度減弱。投資房地產一度是近年來部分居民認為“更為安全”的主要投資渠道。但2005年下半年以來，受國家房地產宏觀調控政策影響，我國部分地區住宅價格增幅開始放緩，原本有購房意愿的部分居民和投資者又開始持幣觀望。可見，可供個人選擇的投資工具十分有限，儲蓄是多數居民愿意選擇的投資方式。

（四）非居民性資金流入增加

根據人民銀行在1994年、1995年和1998年開展的有關調查的結果，公款私存和個體經營資金在當年儲蓄存款增加額中的比重基本穩定在30%左右。另外，根據國家統計局2002年的調查，城市中現有一成左右（10.9%）的家庭從事各種經營活動，這些家庭的生活儲蓄資金和生產資金基本上都是以儲蓄存款的形式存在。隨著個體、私營經濟迅速發展，本應用于投資的資金轉化為儲蓄存款日益增加。一些行業經濟景氣度不高，部分投資者投資意向較低，便將閑置的資金大量存人銀行，以期等待投資最佳時期。同時，經營性資金存人銀行具有提現方便、安全增值，且易于偷稅逃稅等特點，個體、私營企業主對個人儲蓄格外青睞。此外，以銀行存款形式表現的大量“黑色收入”和“灰色收入”也不可低估。一些腐敗分子將貪污受賄、利用職權侵吞國家資產牟取暴利等非法收入存進銀行，其隱蔽性較強，難以統計，誰也難以能夠說出其準確數字，腐敗分子對此存款感到“安全可靠”。

二、模型的建立

為了更加深入全面地了解我國的居民高儲蓄現象，有必要通過我國的居民儲蓄函數進行研究。本文試圖通過運用最小二乘法對居民儲蓄函數進行回歸分析。首先建立我國居民儲蓄函數的模型。對我國居民儲蓄水平產生重要影響的因變量主要包括以下幾個方面：

（一）國內生產總值（GDP）

根據國民收入核算方法，儲蓄是用收入法對國民收入進行核算的重要組成部分，即Y=C+S+T。一般而言，國內生產總值越高，居民的稅后可支配收入越高，居民儲蓄水平也就越高。

（二）名義存款利率（I）

由于居民放棄當期消費做出的犧牲是通過獲得利息得到回報的，因此名義存款利率水平的高低也就決定了儲蓄作為一種資產的回報率的高低。一般而言，名義存款利率越高，居民放棄當前消費而進行儲蓄的回報率就越高，居民儲蓄水平也就越高。

（三）通貨膨脹率（P）

名義存款利率并非居民儲蓄作為一種資產的真實回報率，事實上儲蓄的真實回報率還需要扣除通貨膨脹因素。換句話說，由于決定儲蓄真實回報率的是實際存款利率，一般而言，通貨膨脹率越高，實際利率就越低，因此居民儲蓄水平也就越低。

因此，將我國的居民儲蓄函數設為多元一次方程：S=a+bY+cI+dP。其中，S為居民儲蓄水平，Y為GDP水平，I為名義利率，P為通貨膨脹率。a、b、c、d為常數，一般而言，b＞0，c＞0，d＜0。

本文回歸分析中使用的原始數據如附表所示。其中，城鄉居民人民幣儲蓄年增加額和國內生產總值的數據直接引自《中國統計年鑒2005》，人民幣存款名義利率的數據直接引自國際貨幣基金組織（IMF）的《國際金融統計》，消費者物價指數的資料系根據《中國統計年鑒2005》的相關數據加以折算而成。

三、估計結果

本文通過Eviews5.0軟件，使用最小二乘法（OLS）對我國的居民儲蓄函數進行回歸。初始結果如下：

論。以下對模型進行各項檢驗：

擬合優度檢驗：從回歸結果中的R^2可知該回歸方程的擬合優度較高，通過檢驗。

Ｆ檢驗：將顯著性水平設定為0.05，查表得臨界值為3.49，因為Ｆ檢驗值明顯大于臨界值，方程通過了Ｆ檢驗，即方程整體上是顯著的。

ｔ檢驗：依然將顯著性水平設為0.05，查表得臨界值為2.18，則Ｙ和Ｉ的系數能夠通過檢驗，但Ｐ的系數不能通過檢驗。如果設定顯著性水平為0.10，查表得臨界值為1.78，此時三個變量均能通過ｔ檢驗。因為在0.05的顯著性水平下P的系數不能通過t檢驗，故下面我們考慮在回歸方程中去掉P，即對方程S=a+bY+Ci再次進行回歸，結果如下：

R^2=0.88，AdjustR^2=0.87，F=49.65。因為此時Ｆ檢驗的臨界值為3.81，ｔ檢驗的臨界值為2.16，新方程可以在0.05的顯著性水平上通過這兩個檢驗，但同時擬合優度有所下降，而方程的F值和系數的t值并沒有顯著提高，所以在隨后的分析中考慮依然保留變量P。

自相關檢驗：回歸結果中的DW值為1.509，查DW表得其上下界為0.98和1.54。由于1.509介于上下界之間，難以判斷是否存在自相關。下面進一步利用圖解法來進行判斷，回歸的殘差圖如圖1所示：

由此可以判斷回歸模型不存在顯著的自相關。

多重共線性檢驗：模型的自相關系數矩陣如圖2所示。因為Y與I、Y與P的相關系數絕對值都大于0.8，故這些變量之間可能存在多重共線性。另外，回歸結果中提供的AdjustR^2為0.897，擬合優度較高，但是P的t值不高，且不能通過顯著性水平為0.05的t檢驗，這說明P很可能是引起多重共線性的解釋變量。為削弱模型的多重共線性，再次剔除P，選擇使用方程②。

異方差檢驗：回歸方程②的殘差平方E2與因變量S的散點圖如圖3所示。

由圖3可以初步判斷回歸方程可能存在異方差。選擇加權最小二乘法（WLS）對此進行校正。用方程②中的殘差的絕對值的倒數所構成的矩陣Q作為權數，再次得回歸結果如下：

與方程②相比，方程③不僅削弱了異方差，而且擬合優度、F值和各系數的t值都有顯著提高，因此，方程③優于方程②。

綜上所述，本文分析最終得出的回歸方程為：S=-7662.5+0.17Y+546.74I。

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（作者單位：山東大學經濟研究院）

注：“本文中所涉及到的圖表、注解、公式等內容請以PDF格式閱讀原文。”