我國居民儲蓄變動的影響因素及實證分析

摘要：居民儲蓄是一個復雜的問題，其決定因素不僅有客觀的經濟變量，而且也有居民的心理行為；不僅有內生性的經濟變量，而且有外生性的制度和結構因素。在我國基本確立了市場經濟的20世紀90年代中后期，居民儲蓄不僅決定于居民的可支配收入，而且還決定于收入預期、利率、通貨膨脹等因素，而外生的制度和結構性等因素的作用減少甚至已經消失。研究該問題，我們必須對居民儲蓄進行不僅是定性的而且是定量的研究，確定不同時期、不同條件下的居民儲蓄的影響因素。通過對回歸模型的分析，可使我們比較邏輯和量化地分析居民儲蓄，揭示影響居民儲蓄的變量及其權重，從而為經濟決策提供依據。

關鍵詞：居民儲蓄；利率；通貨膨脹；實證分析

中圖分類號：F830.48文獻標志碼：Ａ文章編號：1673－291Ｘ（2008）14－0081－02

自經濟體制改革以后，我國國民收入分配的格局發生巨大變化。變化之一是居民收入在國民收入中的比重迅速提高。這使居民的消費和儲蓄行為對于經濟發展有越來越重要的意義。改革開放以來，我國的社會經濟環境發生了極大的變化，相應地，我國城鄉居民的儲蓄行為也發生了急劇的變化。既曾經出現過1988年城鄉居民瘋狂搶購，導致銀行儲蓄存款的絕對余額下降的情況，也出現了20世紀90年代后半期，央行連續七次降低利息，而居民儲蓄傾向和居民儲蓄存款余額仍然持續上升的情況。

中國人民銀行公布的數據顯示，截至2005年12月末，我國城鄉居民儲蓄存款突破14萬億元，達到141 050.99億元。目前居民儲蓄率高達46％，居民儲蓄存款15萬億元左右，表明居民的潛在購買力較強。由此可見，我國居民消費的潛力非常巨大，但目前受到房價、教育儲蓄等諸多制約還沒有完全釋放出來。

一、我國居民儲蓄變動的影響因素

（一）居民可支配收入

根據經濟學基本理論，居民儲蓄是居民可支配收入的增函數。以s表示居民儲蓄，yd表示居民可支配收入，u表示其他影響居民儲蓄的變量，則s=s（yd，u），且эs/эyd>0。偏函數大于零表示居民可支配收入增加，居民儲蓄也會增加。

（二）利率

以r表示利率，u表示其他影響居民儲蓄的變量，則s=s （r，u）。一般來講，利率增加，居民增加儲蓄就有可能獲得更多的利息收入，從而增加儲蓄，即居民儲蓄是利率的增函數，эs/эr>0，這是利率的收入效應，但實際情況并非完全如此。利率上漲增加了居民未來收入增加的預期，從而增加當前消費，這反而影響了居民儲蓄，即эs/эr<0，這是利率的替代效應。從理論上講，利率對居民儲蓄的影響決定于利率的收入效應和利率的替代效應及其孰強孰弱。另一方面，很多實證研究也發現了利率對居民儲蓄影響的不確定性。

（三）通貨膨脹和通貨膨脹預期

居民儲蓄和通貨膨脹具有一定的關系，但性質難以界定。真正能有效影響居民儲蓄的是通貨膨脹預期，而不是通貨膨脹本身。當一國居民可以有效預期通貨膨脹時，通貨膨脹就作為內生變量進入居民儲蓄決定函數。

二、實證分析

根據理論分析和部分實證分析，本文建立了居民儲蓄線性回歸模型，并利用樣本數據對上述模型進行統計檢驗。

（一）樣本選取的理由

從數理統計學角度講，樣本選取關系到統計檢驗的結果；樣本選取必須符合數理統計的某些要求或基本標準，以使樣本具有代表母體的性質。收集樣本數據是應注意的問題有a：所選樣本區間內經濟行為的一致性問題；b：樣本數據在不同樣本點之間的可比性問題；c：樣本區間寬度問題；d：模型隨機擾動項的序列相關問題。本文選取1978—2006年的有關數據和資料作為實證分析的主要數據和資料基于以下原因：

（1）1978—2006年的居民儲蓄具有一定的同質性，該階段影響居民儲蓄的主要因素基本一致且主要為經濟的內生變量；

（2）1978年是中國經濟體制和政治制度變革的重要轉折點，居民在心理上和實際上均遭遇重大震動，從而儲蓄發生重大變動；

（3）該階段居民儲蓄的分析有利于預測未來居民儲蓄的變化，從而為宏觀經濟政策提供決策依據。

（二）估計模型參數及分析檢驗模型

選取的樣本數據如下：居民儲蓄余額樣本（st）、一年期銀行存款利率樣本{rt}、居民可支配收入樣本（ydt）、通貨膨脹率樣本{it}等。

1.居民儲蓄函數的模型構建

理論分析認為居民儲蓄主要由利率、居民可支配收入、通貨膨脹及其預期、經濟和金融體制等因素決定，以函數表示就是：

s=s（r，yd，i，iexp，u）

各變量的意義描述如下:

（1）存款利率r：一般認為，利率上升，居民儲蓄增加；利率下降，居民儲蓄也下降。即эs1/эr>0。但實際情況并非完全如此。

（2）居民可支配收入yd：一般來說，居民可支配收入增加，居民用于消費的支出和儲蓄都會增加，即0<эs/эyd

（3）通貨膨脹率i：就名義儲蓄來看，通貨膨脹使居民貨幣收入增加并產生貨幣幻覺，從而增加儲蓄，即эs/эi>0；但如果通貨膨脹長期處于穩定狀態，或居民可 “理性”預期通貨膨脹，則居民的貨幣幻覺消失，名義居民儲蓄與通貨膨脹的變動沒有關系，即эsl/эi=0。

（4）通貨膨脹預期iexp：通貨膨脹預期往往導致預期的通貨膨脹發生，從而使通貨膨脹預期變為現實。居民預期未來將發生通貨膨脹，未來貨幣的價值將會貶值，從而增加現實的消費，而減少儲蓄。因此，一般來說，эsl/эiexp<0。

（5）年齡、消費信貸限制等制度或結構性因素u：這些因素變量難以一一列舉并予以量化，一般分析時就將其放入其他因素考慮，并以一常變量u表示。

通過以上簡單的解釋變量的分析和引入，由此可得居民儲蓄函數的一般線性形式及其性質。居民儲蓄函數的一般線性模型為：

st=a0+a1ydt+a2rt+a3it+a4iexpt+u

各變量的意義如下：st代表第t年居民儲蓄余額變動的變動比率（單位為%）；ydt表示第t年的居民可支配收入變動率 （單位為%）；rt為第t年的一年期銀行存款利率變動率（單位為%）；it表示第t年的通貨膨脹率，用居民消費指數或社會商品零售價格指數（以上年指數為100）表示；u為回歸常項；ai（i=0，1，2，3，4）為回歸系數，或者說是相關回歸變量的無偏估計值。

當某一個ai值等于0時，說明與其相對應的變量不是居民儲蓄的一個決定元素；當然，即使某個ai不等于0，也不能說與之相對應的變量就是居民儲蓄的一個決定元素，這必須由統計檢驗來驗證。另外，ai所反映的線性關系也并非變量之間的因果關系；但在理論上我們可以確定上述變量之間的因果關系。u為常變量或回歸常項，且эs/эu=0。

2.儲蓄函數的線性回歸和統計檢驗

利用上述1978—2006年數據樣本，我們首先進行各變量之間的相關性統計檢驗，所使用的工具是SPSS11.0版本中的相關系數分析。結果如下：

Corr（st，ydt）=0.676，5%置信度下顯著；Corr（st，it）=0.863，10%置信度下顯著；Corr（st，it+1）=0.537，5%置信度下不顯著；Corr（st，rt）=0.678，5%置信度下顯著。居民可支配收入變動、通貨膨脹率、利率變動及其預期等是居民儲蓄的決定因素；通貨膨脹預期不是決定居民儲蓄的主要因素。

因此，建立回歸方程如下：

st=a0+alydt+a2it++a3rt+u

st=271.38+2.016ydt-2.628it+0.118rt （*）

（4.103）（-1.949）（0.429）

R=0.959，F=17.218，t=1.943；F0.05=4.53，t0.05=1.94

其中corr（st，ydt）=0.676，5%置信度下顯著。從統計分析結果可知，在5%置信度下，上式線性回歸模型的總體回歸統計檢驗顯著；居民可支配收入變動對居民儲蓄余額變動之變動比率正向影響顯著，通貨膨脹率（環比）對居民儲蓄余額變動之變動比率有反向影響，但統計檢驗在5%置信度下不能完全確定，而在10%置信度下可完全確定；最后，利率變動對居民儲蓄余額變動之變動比率的影響在統計檢驗上不顯著。這樣，考慮到利率對居民儲蓄的影響雖然較小，但仍然存在這一現象，模型中仍包括這一變量。

三、結論與啟示

從（*）式統計回歸結果可以判斷，在1989—2006年間，居民可支配收入每增加一個百分點，居民儲蓄余額變動之變動比率將增加約2個百分點；通貨膨脹率每增加一個百分點，居民儲蓄余額變動之變動比率可減少約2.6個百分點。從統計結果看，居民儲蓄余額變動之變動比率與利率變動幾乎沒有多大關系。我國居民長期的低收入水平從根本上決定利率的彈性很低，無論是正的彈性還是負的彈性。改革以后居民收入水平迅速提高，但居民財富積累依然有限。這使1979年以后利率彈性略有提高但仍未高到足以影響居民儲蓄的程度。低于真實利率水平的名義利率也會抑制利率的敏感性。利率對儲蓄的影響有正的替代效應和負的收入效應。利率的彈性則取決于兩個相反的效應相互抵消的結果。當財產以長期為主時，利率的替代效應較強；當財產以短期為主時，利率的收入效應較強。我國人口增長的特征、金融市場的發達程度和收入水平決定居民財產以中短期為主，這決定了1979年以后利率的略有提高，但依然很弱的正效應。影響居民儲蓄的因素還有很多，就目前我國的情形看，最重要的影響居民儲蓄的因素就是居民可支配收入、通貨膨脹。

通過對我國居民儲蓄變動的實證研究，對我國宏觀調控政策具有重大的啟示作用：

1.影響居民儲蓄最重要的因素是居民可支配收入、通貨膨脹，而居民儲蓄對利率的敏感性較低；

2.增加居民可支配收入可大幅度（雙倍）提高居民儲蓄（居民儲蓄余額變動之變動比率），而通貨膨脹則降低了居民儲蓄。

[責任編輯張凌]