中國居民儲蓄的影響因素分析

林 玲，王 虹

我國城鄉(xiāng)居民儲蓄自改革開放以來就呈現(xiàn)出快速增長趨勢，由1978年的210.6億元增加到2009年的260771.7億元，增長了1237倍，年均增速高達25.8%，而同期我國GDP的年均增長速度為15.8%，城鄉(xiāng)居民儲蓄的年均增長率高于GDP大約10個百分點。居民儲蓄在短短幾十年內(nèi)有如此高的增幅，即使在世界范圍內(nèi)也是比較罕見的。對此，國家相繼出臺了一系列財政和貨幣政策，以擴大內(nèi)需、分流儲蓄，拉動經(jīng)濟增長，而這些措施能否達到預(yù)期的效果，在很大程度上取決于我們能否正確地把握居民儲蓄的影響因素和變動規(guī)律。因此，對我國居民儲蓄的影響因素及其變化規(guī)律進行深入研究，是十分必要且重要的。

1 變量和數(shù)據(jù)

1.1 變量選取

在參考前人研究成果的基礎(chǔ)上，結(jié)合相關(guān)經(jīng)濟理論，本文從影響居民儲蓄的眾多因素中選取了居民收入、利率、通貨膨脹和預(yù)防性動機四個因素來對我國居民儲蓄的變動進行解釋。

（1）居民收入。對居民儲蓄真正有影響的是居民的可支配收入，所以本文以城鄉(xiāng)居民可支配收入作為收入這一影響因素的代表性指標。由于在《中國統(tǒng)計年鑒》中，只有城鎮(zhèn)居民統(tǒng)計的是可支配收入，農(nóng)村居民統(tǒng)計的則是純收入，因此以純收入作為農(nóng)村居民的可支配收入。又因為統(tǒng)計年鑒上所列的可支配收入和純收入均為人均數(shù)據(jù)，所以城鎮(zhèn)居民的可支配收入用各年人均可支配收入乘以各年城鎮(zhèn)人口求出，農(nóng)村亦然，兩者相加即為我國城鄉(xiāng)居民的可支配總收入。

（2）利率。受通貨膨脹影響，利率可以分為名義利率和實際利率。由于現(xiàn)實經(jīng)濟中信息往往是不對稱的，所以在沒有對通脹形成正確預(yù)期的情況下，人們將產(chǎn)生“貨幣幻覺”效應(yīng)，使名義利率的高低對儲蓄產(chǎn)生實際影響。[6]因此，本文使用的是名義利率。考慮到同一年中利率可能調(diào)整多次，所以這里對利率按其持續(xù)天數(shù)進行了加權(quán)平均。

（3）通貨膨脹。一定時期經(jīng)濟社會中通貨膨脹的大小通過通貨膨脹率來衡量。傳統(tǒng)的經(jīng)濟理論認為，通貨膨脹率愈高，貨幣的實際價值愈低，人們害怕手中的貨幣貶值會選擇增加消費而減少儲蓄，因此通貨膨脹率與儲蓄是反方向變動的。

本文通過“通貨膨脹率＝居民消費價格指數(shù)－100”這一公式計算我國各年通貨膨脹率。

（4）預(yù)防性動機。在對未來可獲得收入的理性預(yù)期下，居民進行儲蓄的一個重要動機就是防范和應(yīng)付未來可能發(fā)生的各種不確定性事件，如失業(yè)、疾病等。由于現(xiàn)階段沒有具體指標可以用來對居民儲蓄的預(yù)防性動機進行測度，本文中采取設(shè)置虛擬變量的方式將預(yù)防性動機這一影響因素進行量化。

在設(shè)置虛擬變量時，本文參照張建華、孫學光（2009）的研究成果，將1978～1997年設(shè)為沒有預(yù)防性動機的時期，而1998年以后設(shè)為有預(yù)防性動機的時期。

需要特別說明的是，本文并未將消費作為解釋我國居民儲蓄變動的主要影響因素。這是因為，在收入一定的情況下，消費和儲蓄之間存在此消彼長的關(guān)系，但在收入增加的情況下，消費增加并不一定會引起儲蓄的減少，兩者可以同時增加，因此，通過消費來判斷儲蓄的變化不一定準確。而且，由于消費和儲蓄的來源都是收入，所以只需考慮收入對儲蓄的影響即可。此外，本文也沒有涉及股市市值對我國居民儲蓄的影響，這主要是考慮到我國目前的股票市場規(guī)模仍然有限，并且其自身尚不規(guī)范，股票價格波動對居民儲蓄行為的影響并不十分顯著。

對于居民儲蓄，本文選取《中國統(tǒng)計年鑒》中的“城鄉(xiāng)居民人民幣儲蓄存款年增加額”這一指標來反映我國居民儲蓄的歷年變動情況。

成本策劃是以利潤目標為導向，基于收益為視角，以產(chǎn)品定位為前提，以“三全”和全成本費用為成本管控思路[2]。成本策劃是真正意義上的事前成本控制，先訂立利潤目標是區(qū)別于目標成本的最大特點，企業(yè)或投資者是以“經(jīng)營”角度為第一維度，也就是說，所有管理行為均要以利潤為先。

1.2 數(shù)據(jù)來源

根據(jù)上述所選變量，查找、整理原始數(shù)據(jù)如表1所示。

表1 我國城鄉(xiāng)居民儲蓄及其影響因素數(shù)據(jù)

各變量原始數(shù)據(jù)中，居民儲蓄年增加額（SAV）和居民可支配總收入（DI）均呈指數(shù)增長趨勢。因此，為獲得兩變量的線性增長時間序列數(shù)據(jù)，同時為更方便地考察居民收入對居民儲蓄增長的彈性，本文采用居民儲蓄年增加額和居民可支配總收入的自然對數(shù)形式，分別記作LSAV和LDI。

2 中國居民儲蓄的實證分析

2.1 單整檢驗

一些非平穩(wěn)的經(jīng)濟時間序列往往表現(xiàn)出相似的變化趨勢，而這些序列之間并不一定存在直接的關(guān)聯(lián)關(guān)系，這時對這些數(shù)據(jù)進行回歸，盡管會得到較高的擬合優(yōu)度，但其結(jié)果是沒有任何意義的，這就是所謂的“偽回歸”。因此，在進行時間序列數(shù)據(jù)的回歸分析時，首先應(yīng)檢驗各時間序列是否平穩(wěn)。對于非平穩(wěn)的變量要確定其單整的階數(shù)，如果變量的n階差分是平穩(wěn)的，則稱此變量是n階單整，記為I(n)。只有同階單整的非平穩(wěn)時間序列之間才可能存在協(xié)整關(guān)系。

本文采用ADF（Augment Dickey-Fuller）檢驗考察各時間序列的平穩(wěn)性，檢驗結(jié)果如表2所示。

表2 各變量的ADF檢驗結(jié)果

從表2中可以看出，LSAV、LDI、INT和INF四個變量各種檢驗形式下的ADF統(tǒng)計量值均大于5%顯著性水平下的臨界值，由于ADF檢驗是左單側(cè)檢驗，所以都不能拒絕原假設(shè)，即判定這四個時間序列均是非平穩(wěn)的。再來看各變量一階差分后的平穩(wěn)情況，檢驗結(jié)果如表3所示。

表3 各變量一階差分的ADF檢驗結(jié)果

從表3中可以看出，LSAV和INT的一階差分序列在各檢驗形式下的ADF統(tǒng)計量值均小于5%顯著性水平下的臨界值，因此都可以拒絕原假設(shè)，即判定兩個變量的一階差分序列是平穩(wěn)的。而LDI和INF的一階差分序列均存在一種檢驗形式其ADF統(tǒng)計量值大于5%顯著性水平下的臨界值，但兩者其余兩種檢驗形式的ADF統(tǒng)計量值還是顯著小于臨界值的，由于ADF檢驗的特點是只要三種檢驗形式中的一種拒絕原假設(shè)就認為該時間序列平穩(wěn)，因此判定LDI和INF的一階差分序列也都是平穩(wěn)的。由此，可以得到如下結(jié)論：LSAV、LDI、INT和INF的一階差分序列均是平穩(wěn)的，即四個變量均為一階單整，可以進行協(xié)整檢驗。

2.2 協(xié)整檢驗

由ADF檢驗結(jié)果可知，LSAV、LDI、INT和INF均為非平穩(wěn)序列，對于這種非穩(wěn)定變量不能使用經(jīng)典回歸模型，否則很可能會出現(xiàn)偽回歸問題。但是，在這四個變量均是同階單整的前提下，對其進行協(xié)整檢驗，若四個變量之間存在長期穩(wěn)定關(guān)系，即它們之間是協(xié)整的，就可以使用經(jīng)典回歸模型。

由于本文要進行協(xié)整檢驗的變量共有四個，因此選用JJ檢驗對其協(xié)整關(guān)系進行考察，檢驗結(jié)果見表4。

表4 各變量的JJ檢驗結(jié)果

我國居民儲蓄增加額的協(xié)整方程（長期均衡方程）為：

對上述模型分別進行經(jīng)濟學、統(tǒng)計學和計量經(jīng)濟學檢驗。結(jié)合前面對各影響因素的具體分析，發(fā)現(xiàn)各變量估計參數(shù)的符號符合經(jīng)濟理論，該模型可以通過經(jīng)濟學檢驗。再來看統(tǒng)計學檢驗：四個解釋變量中除PM外，均通過了t檢驗，也就是說，除去預(yù)防性動機這一影響因素，其余三個因素——居民可支配總收入、利率和通貨膨脹率對居民儲蓄增加額的影響均是顯著的；該模型的R2值很高，說明方程對數(shù)據(jù)的擬合程度較好；F統(tǒng)計量所對應(yīng)的概率值（0.000）顯著小于0.05，所以該方程整體的線性關(guān)系是顯著的。計量經(jīng)濟學檢驗中，D.W.檢驗結(jié)果表明該模型不存在序列相關(guān)性；由于使用的是時間序列數(shù)據(jù)，因此通常也不存在異方差性；計算各解釋變量的相關(guān)系數(shù)，發(fā)現(xiàn)LDI和INF之間的相關(guān)程度較高（相關(guān)系數(shù)為0.98），說明模型存在多重共線性的問題，但由于這兩個變量的回歸系數(shù)顯著，且符號符合經(jīng)濟意義，所以對此處的多重共線性予以忽略。

從協(xié)整方程（1）可以看出，我國城鄉(xiāng)居民的儲蓄增加額是幾個影響因素共同作用的結(jié)果，因此下面具體分析某一個因素變動對儲蓄增加額的影響時，均假設(shè)其他條件不變。首先，居民儲蓄增加額對居民可支配總收入的長期彈性為1.9607，也就是說，從長期來看，居民可支配總收入每增加1個百分點，居民儲蓄增加額便會增加1.9607個百分點。其次，居民儲蓄增加額對利率的長期彈性為0.0939，即從長期來看，利率每上升1個百分點，居民儲蓄增加額就增加0.0939個百分點。再次，居民儲蓄增加額對通貨膨脹率的長期彈性為-0.0034，即是說，從長期來看，通貨膨脹率每上升1個百分點，居民儲蓄增加額就減少0.0034個百分點。最后，預(yù)防性動機對目前我國居民儲蓄增加額的影響還不十分顯著。綜上所述，在長期狀態(tài)下，四個影響因素中，對我國城鄉(xiāng)居民儲蓄增加額影響最大的依次是居民可支配總收入、利率和通貨膨脹率，其中前兩個因素為正向影響，通貨膨脹率為負向影響，而最終居民儲蓄增加額的變動大小和方向，取決于這三個主要影響因素的共同作用結(jié)果。

由于協(xié)整方程（1）已證明預(yù)防性動機對我國居民儲蓄增加額影響不顯著，現(xiàn)對其予以剔除并對協(xié)整方程進行修正：

該模型各項檢驗均通過，各變量回歸系數(shù)的含義及其對居民儲蓄增加額的影響與上述分析類似。

2.3 誤差修正模型

誤差修正模型的基本思想是，如果幾個變量之間存在長期均衡關(guān)系，那么這種長期均衡關(guān)系是在短期波動過程的不斷調(diào)整下得以實現(xiàn)的，正是這種調(diào)節(jié)機制——誤差修正機制防止了長期均衡關(guān)系出現(xiàn)較大偏差。前面已建立了關(guān)于我國城鄉(xiāng)居民儲蓄增加額的長期均衡方程，現(xiàn)根據(jù)修正后的協(xié)整方程（2）建立居民儲蓄增加額和幾個影響因素之間的誤差修正模型：

其中，

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

從誤差修正模型（3）可以看出，在其他條件不變的情況下：居民儲蓄增加額對居民可支配總收入的短期彈性為2.0918，即從短期來看，居民可支配總收入每增加1個百分點，居民儲蓄增加額便會增加2.0918個百分點；居民儲蓄增加額對利率的短期彈性為0.0742，即是說，從短期來看，利率每上升1個百分點，居民儲蓄增加額就增加0.0742個百分點；居民儲蓄增加額對通貨膨脹率的短期彈性為-0.0045，也就是說，從短期來看，通貨膨脹率每上升1個百分點，居民儲蓄增加額就會減少0.0045個百分點。誤差修正項的回歸系數(shù)為負，符合反向修正機制，其大小反映了短期偏離長期均衡的調(diào)整力度，即居民可支配總收入、利率和通貨膨脹率三個影響因素的短期波動向長期均衡調(diào)整的力度為0.9098。綜上所述，在短期狀態(tài)下，我國城鄉(xiāng)居民儲蓄增加額對居民可支配總收入的變動最為敏感，對利率和通貨膨脹率的波動非常不敏感，誤差修正機制的調(diào)整力度較大。

3 結(jié)論

通過以上對我國城鄉(xiāng)居民儲蓄及其影響因素之間的研究可以發(fā)現(xiàn)，影響我國居民儲蓄年增加額的各種因素作用方向不同，其影響程度隨著長短期變化也會有所差異。總的來說，可以得到如下幾點主要結(jié)論。

第一，無論是長期還是短期，居民可支配總收入對居民儲蓄增加額的影響都是最大的，這也基本上驗證了本文前面的理論分析，即收入是決定居民儲蓄的最主要因素。并且，居民儲蓄增加額對居民可支配總收入的長短期彈性均大于1，這說明，只要居民可支配總收入增長，居民儲蓄增加額就會以高于它的速度增長。

第二，利率和通貨膨脹率對居民儲蓄增加額的影響在長期是顯著的，但影響程度較小，在短期兩者的影響不顯著。從長期來看，利率和通貨膨脹率兩個因素對我國城鄉(xiāng)居民的儲蓄行為的確是存在影響的，利率起推動作用，通貨膨脹率起阻礙作用，但二者的影響力度很小，特別是通貨膨脹率，其變動對居民儲蓄增加額產(chǎn)生的影響十分微弱（根據(jù)修正的協(xié)整方程，居民儲蓄增加額對利率的長期彈性為0.1149，對通貨膨脹率的長期彈性為-0.0033）。從短期來看，這兩個因素并不是居民儲蓄的主要影響因素，這說明，只有當利率和通貨膨脹率發(fā)生變化并持續(xù)一定時間后，人們才會給予反饋并調(diào)節(jié)自己的儲蓄行為，也就是說，人們對利率和通貨膨脹率的預(yù)期存在滯后效應(yīng)。

第三，預(yù)防性動機對居民儲蓄增加額的影響不顯著。協(xié)整方程（1）的t檢驗結(jié)果表明，代表預(yù)防性動機的虛擬變量對居民儲蓄增加額沒有明顯的解釋關(guān)系，但這并不表示我國居民沒有預(yù)防性支出。結(jié)合我國典型的城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)來看，農(nóng)村居民由于收入較低，能享受的醫(yī)療保障、養(yǎng)老保障等十分有限，其儲蓄的預(yù)防性動機應(yīng)十分強烈；城鎮(zhèn)居民在住房、教育、醫(yī)療和養(yǎng)老等制度改革之前，由于享受各種福利和保障，其儲蓄基本上不存在預(yù)防性動機，但這些制度改革實施后，其儲蓄的預(yù)防性動機和以前相比應(yīng)有所增強。所以，考慮到實際情況中城鄉(xiāng)居民預(yù)防性動機的不同變化趨勢，在研究預(yù)防性動機對居民儲蓄傾向的影響時，分城鎮(zhèn)和農(nóng)村兩個不同地區(qū)來分別考察，可能更為準確。此外，預(yù)防性動機對我國居民儲蓄影響不顯著也從側(cè)面說明，我國現(xiàn)階段的制度變革是漸進式的。

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