中國居民高儲蓄率的影響因素分析

楊 平

（新疆師范大學商學院，烏魯木齊 830017）

一、引言

自改革開放以來，我國居民儲蓄率一直處于較高的狀態，我國居民儲蓄呈現出明顯的快速上升趨勢，從1978年的210.6億元增加到2020年的920864.6萬億元，42年間的總體增幅達到4372倍（見圖1）。

圖1 1978-2020年間我國居民儲蓄存款余額（左軸）及增長率（右軸）

根據世界銀行公布的數據，2000-2019年間，世界各國總儲蓄占GDP的百分比主要波動范圍為15%-35%之間，而中國的總儲蓄占GDP的百分比都高于43%，在2008-2010年更是均高達于50%，這遠高于世界其他國家水平。

造成我國居民高儲蓄率最主要的原因在于經濟增長速度的不斷加快，且我國大多數居民以工資收入為主，要素收入分配的不均，使居民儲蓄率不斷升高，再加上害怕風險和尋求安穩的心理習慣，使得大多數人選擇增加儲蓄來應對未來可能的風險，最后政府高稅收和政府主導的高投資也是我國高儲蓄率的原因之一。

二、文獻綜述

目前，對我國居民高儲蓄率的研究主要分為以下方面：第一，研究人口變化對高儲蓄率的影響。從人口結構變化的角度分析人口結構作用于居民儲蓄率的理論機制，綜合考察了人口年齡結構、人口流入、人力資本提升等因素對于我國居民儲蓄率的作用效果。

第二，對居民高儲蓄率現象產生的原因進行分析。我國學者對此的研究原因主要集中在代際收入流動、國內生產總值、居民收入差距、消費需求不足、投資體系尚未健全、傳統思想觀念等方面影響。

第三，對我國居民高儲蓄率的影響因素的研究。我國學者主要側重于居民可支配收入、經濟增長、通貨膨脹率、利率及人口撫養比等視角展開分析，研究發現，居民可支配收入與居民儲蓄率呈正相關關系，一年期存款利率在不同學者的研究中對居民儲蓄率的影響不同。

綜上所述，隨著居民高儲蓄率研究的進一步加深，學者們已經建立了比較全面的居民高儲蓄率測量指標，并對影響居民高儲蓄率的因素進行了研究，但目前國內學者對我國居民高儲蓄率的影響因素研究數據較陳舊，且所構建的模型不一，研究結果也不同，本文在借鑒前人研究的基礎上，分析了2000-2019年我國居民高儲蓄率的現狀、產生此現象的原因，并討論了居民儲蓄率過高對我國經濟的影響，最后利用SPSS軟件建立回歸方程分析影響我國居民高儲蓄率的因素。

三、實證分析

（一）變量選擇

本文選取居民儲蓄率為被解釋變量，解釋變量選取國內生產總值、居民可支配收入、消費價格指數代表消費品價格水平、一年期存款利率以及股票市價總值。

1.國內生產總值。衡量一個國家經濟實力最主要的指標就是國內生產總值，國內生產總值的大小和國家發展水平呈正相關關系，國內生產總值數值越大，居民收入顯著增加，居民儲蓄也隨之越高。

2.居民可支配收入。居民的收入與儲蓄率成正相關關系，根據儲蓄函數s(y)=-α+(1-β)y可得：隨著居民收入水平的提高，居民儲蓄率也會隨之增加。

3.消費品價格水平。對儲蓄存款而言，消費品的價格水平會影響消費品的需求，消費品的價格水平越高，消費值越大，儲蓄率越小。

4.一年期存款利率。根據貨幣市場均衡條件M/P=ky-hr可得：當利率下降時，儲蓄會減少。

5.股票市價總值。儲蓄作為盈余資金的投資渠道之一，在有其他可以賺取更多收入的投資渠道的情況下，儲蓄將會減少。

（二）模型假設

多元線性回歸分析過程中存在多個自變量。設Y為因變量，X1，X2......Xk為因變量，則多元線性回歸模型為：

Y=β0+β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+β5X5+ε，其中常數項是β0，β1，β2......βk是回歸系數，β1為X1，X2......Xk固定時，X1對Y偏回歸系數，同理β2為X1，X2......Xk固定時，X2對Y的偏回歸系數。

（三）實證分析過程

通過論述，本文選取了中國統計年鑒2000-2019年統計公報以及中國人民銀行官網的數據，Y表示居民儲蓄值，X1表示國內生產總值，X2表示個人可支配收入，X3表示消費價格指數，X4表示一年期存款利率，X5表示股票市價總值。

Yt=β0+β1X1t+β2X2t+β3X3t+β4X4t+β5X5t，t=1，2，3...20

1.描述性統計量

由上述分析及表1可知，20年來，居民儲蓄額和儲蓄率均有較大幅度的增長。此外，在這20年間，居民消費價格雖有一點波動，但總體上呈上升趨勢；而一年期存款利率和股票市價總值波動較大，總體來說不太穩定。

表1 描述性統計量

2.多重相關系數和變異程度解釋

由表2可以看出，模型的復相關系數R=0.987，一般情況下，R值在0-1之間，R值越大線性關系越強。判定系數R2=0.975，表明自變量可以解釋95%的因變量變異，回歸方程高度顯著。調整判定系數R2，相對于R2來說沒有怎么變動，因此分析結果可以得知自變量對因變量變異有著高的影響程度。同時R2和R2的值都接近于1，表明模型的擬合優度較好，得賓——沃森檢驗值為1.842，說明其觀測值具有相互獨立性。

表2 模型匯總b

3.模型的統計學意義檢驗

該表格可以進行F值檢驗，來檢驗模型的統計學意義，由表格結果可得F=108.008，P＜0.001，因此顯示自變量與因變量之間存在線性相關關系，通過了F檢驗，即擬合的方程具有統計學意義。

4.統計性檢驗

表4為多元線性回歸的系數列表，表中顯示了該模型的偏回歸系數的標準誤差、常數、標準化偏回歸系數，回歸系數檢驗的t統計量觀測值和相應的概率p值，共線性統計量顯示了變量的容差和方差膨脹因子（VIF）。

表4 系數a

由結果可得：本研究納入的自變量中，個人可支配收入的P值具有統計學意義，即個人可支配收入是影響居民儲蓄率較高的主要因素。

根據表4，建立線性回歸方程為：

y=177126.774-0.005x1+11.266x2-494.704x3+8346.805x4-0.028x5其中，截距a=177126.774，斜率b1=-0.005，b2=11.266，b3=-494.704，b4=8346.805，b5=-0.028。

5.回歸標準化殘差直方圖和正態P-P圖

圖2是回歸標準化殘差圖，由圖可以判斷標準化殘差大致處于正態分布的情形。由圖3可以看出：殘差效果較好，所有的點大致分布在直線附近，可以認為殘差符合正態分布的要求。

圖2 回歸標準化殘差直方圖

圖3 居民儲蓄值的正態P-P圖

（四）實證結果分析

上述模型通過了擬合度檢驗，且擬合優度比較良好。模型通過了F檢驗，說明模型之間存在較為明顯的線性關系，并且兩個自變量之間沒有明顯的多重共線性關系，結果較為精確。對各解釋變量進行多元回歸分析，輸出結果如表5、表6所示。

根據表5輸出結果，除一年期存款利率外，其余變量之間存在較強的相關關系，適合進行主成分分析。表6給出了相關陣的特征根及對應主成分的方差貢獻率及累計貢獻率，本文保留了大于1的特征根，可以看到僅提取了1個主成分，其方差貢獻率為69.268%，說明該第一主成分很大程度上提取了原始變量的大部分信息。這樣由分析原來的5個變量轉化為僅需分析1個綜合變量，極大地起到了降維的作用。

表5 樣本相關矩陣a

表6 解釋的總方差

從經濟學的意義上來講，國內生產總值、個人可支配收入、消費價格指數、一年期存款利率和股票市價總值之間存在正相關關系，則回歸方程為：

由理論可知，可通過因子負荷量來解釋主成分成因或原始變量對主成分的重要性，根據Component Matrix表中第一主成分對應的因子負荷量，可看到X2、X3、X5在第一主成分中占較大比重，這說明第一主成分主要綜合了個人可支配收入、居民消費價格指數和股票市價總值三種因素，即個人可支配收入對居民高儲蓄率的影響最大，其次為消費價格指數和股票市價總值。

四、結論及對策建議

（一）研究結論

通過對數據的相關分析可知，國內生產總值、個人可支配收入、消費價格指數、一年期存款利率和股票市價總值是影響我國居民高儲蓄率的重要變量，且對儲蓄率水平的影響機制不同，表現為：一年期存款利率與儲蓄率呈負相關關系，國內生產總值、個人可支配收入、消費價格指數和股票市價總值與儲蓄率呈正向相關關系，其中，影響我國居民高儲蓄率現狀的最主要因素是個人可支配收入。

（二）降低我國居民儲蓄率的對策建議

1.完善社會保障體系，鼓勵居民消費

社會保障制度不完善是影響我國當前擴大內需的主要制約因素。完善社會保障制度，這一舉措既能降低政府儲蓄率，也能夠通過緩解居民的預防性儲蓄動機而降低居民儲蓄率。因此，政府要加大建立和完善就業、醫療、養老等社會保障體系，以此來增加我國居民的即期消費，降低遠期消費以及預期收入的不確定性。

2.擴大消費需求，促進居民消費水平

“十四五”規劃提出我國要全面促進消費，要做到提升傳統消費、培育新型消費、發展服務消費、培育城市消費以及擴大農村消費，提高農民收入、企業退休人員基本養老金、部分優撫對象待遇和城鄉居民最低生活保障水平；提升產品質量安全，提供良好的消費環境，為確保消費者權益，企業和政府要共同發揮力量，促進消費。

3.拓展消費市場，擴大消費空間

隨著網絡的普及，我國的網絡購物用戶達到7.82億，網絡銷售在我國的銷售市場的地位越來越高。2014年至2020年期間，我國網絡零售額一直保持著兩位數的增長速度，網購火爆不僅刺激消費、擴大內需，而且也使消費者獲得物美價廉的商品、經營者獲得強勁發展的動力。因此，需要加強網絡購物安全保障，使消費者放心購買，網絡消費可以刺激消費從而有效地擴大消費空間。