我國(guó)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄存款模型

1、關(guān)于我國(guó)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄存款模型的計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析 內(nèi)容摘要：本文利用我國(guó)1978年以來(lái)的統(tǒng)計(jì)數(shù)字建立了可以通過(guò)各種檢驗(yàn)的城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率的模型，對(duì)我國(guó)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄存款情況進(jìn)行實(shí)證分析。通過(guò)對(duì)該模型的經(jīng)濟(jì)含義分析得出各種主要因素對(duì)我國(guó)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄存款數(shù)量的影響程度，并針對(duì)我國(guó)城鎮(zhèn)居民存款儲(chǔ)蓄現(xiàn)狀提出自己的一些建議。 關(guān)鍵詞： 居民儲(chǔ)蓄存款 實(shí)證分析 主要因素 一、問(wèn)題的提出 1978年以來(lái),隨著我國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的飛速發(fā)展,我國(guó)的居民儲(chǔ)蓄也出現(xiàn)高速增長(zhǎng)的態(tài)勢(shì)。進(jìn)入90年代以后我國(guó)居民儲(chǔ)蓄存款余額始終保持在兩位數(shù)的增長(zhǎng)速度。我國(guó)居民儲(chǔ)蓄存款持續(xù)增長(zhǎng)這一經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象引起國(guó)內(nèi)理論界的廣泛關(guān)注。這對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)的進(jìn)一步增長(zhǎng)有

2、著有利的一面,但也會(huì)帶來(lái)一定程度的負(fù)面影響。所以國(guó)家相繼出臺(tái)了一系列積極的財(cái)政和貨幣政策,以刺激國(guó)內(nèi)消費(fèi)和投資需求,分流儲(chǔ)蓄,但是居民儲(chǔ)蓄依然持續(xù)增加。由于居民的儲(chǔ)蓄存款直接影響著居民的消費(fèi)行為，影響著貨幣的供給量，進(jìn)而間接影響著國(guó)家經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，宏觀調(diào)控的力度和效果，因此，對(duì)我國(guó)居民存款儲(chǔ)蓄問(wèn)題的深入研究就顯得尤為重要，這有助于幫助大家認(rèn)清現(xiàn)狀，做出合理的決策。雖然我們作為本科階段的學(xué)生對(duì)這個(gè)問(wèn)題的理解和研究還不夠深入和透徹，但對(duì)此問(wèn)題的探索有利于我們更好的掌握專(zhuān)業(yè)知識(shí)，了解國(guó)情，提高實(shí)際操作水平和理論聯(lián)系實(shí)際、發(fā)現(xiàn)問(wèn)題、分析問(wèn)題、解決問(wèn)題的能力。 二、文獻(xiàn)綜述 我國(guó)有很多學(xué)者建立了許多的儲(chǔ)蓄

3、模型來(lái)分析各因素對(duì)居民儲(chǔ)蓄的影響程度,但分析結(jié)論的差異很大。整理以前的研究成果,一個(gè)社會(huì)的儲(chǔ)蓄總量受很多因數(shù)的影響，根據(jù)經(jīng)典西方宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，儲(chǔ)蓄水平主要受收入因數(shù)、利息率、物價(jià)水平、收入分配等因數(shù)的影響： 1.收入因數(shù) 收入是決定儲(chǔ)蓄的重要因數(shù)，收入的變化會(huì)直接決定著儲(chǔ)蓄的變化。在其他條件不變的情況下，儲(chǔ)蓄與可支配收入之間存在著正方向的變化關(guān)系，即居民的可支配收入增加，儲(chǔ)蓄量增加；個(gè)人可支配收入減少，儲(chǔ)蓄量減少。可支配收入是指居民戶(hù)在支付個(gè)人所得稅之后，余下的全部實(shí)際現(xiàn)金收入。 2.利息率 傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)學(xué)認(rèn)為，在收入即定的條件下，較高的利息率會(huì)使儲(chǔ)蓄增加。在本文中，我們選用的利息率是根據(jù)當(dāng)年變

4、動(dòng)月份加權(quán)平均后的一年期儲(chǔ)蓄存款加權(quán)利率。 3.物價(jià)水平 物價(jià)水平會(huì)導(dǎo)致居民戶(hù)的消費(fèi)傾向的改變，從而也就會(huì)改變居民戶(hù)的儲(chǔ)蓄傾向。本文用通貨膨脹率來(lái)考察物價(jià)水平對(duì)儲(chǔ)蓄率的影響。 4.收入分配 凱恩斯認(rèn)為，收入分配的均等化程度越高，社會(huì)的平均消費(fèi)傾向就會(huì)越高，社會(huì)的儲(chǔ)蓄傾向就會(huì)越低。在國(guó)際上，衡量收入分配平均狀況最常用的指數(shù)是基尼系數(shù)。 三、變量的選取及分析 目前我國(guó)正處于改革時(shí)期，各種不確定性因素很多。因而，要分析各種因素對(duì)中國(guó)居民儲(chǔ)蓄行為的影響，必須立足于中國(guó)的國(guó)情。1998年后，中國(guó)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行進(jìn)入了一種新的體制約束狀態(tài)，出現(xiàn)了明顯的供給過(guò)剩，需求對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的約束與拉動(dòng)作用明顯增強(qiáng)，投資、消費(fèi)膨

5、脹的內(nèi)在動(dòng)力明顯不足；同時(shí)，由于我國(guó)市場(chǎng)機(jī)制尚不健全，市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)發(fā)育不成熟，市場(chǎng)體制的控制力還有限，從而不能形成一種有效地傳導(dǎo)機(jī)制。市場(chǎng)化的改革對(duì)人們的經(jīng)濟(jì)行為、心理行為帶來(lái)了很大影響，銀行開(kāi)始考慮貸款風(fēng)險(xiǎn)，投資者開(kāi)始考慮投資回報(bào)，而消費(fèi)者也開(kāi)始考慮最佳的消費(fèi)時(shí)機(jī)和預(yù)期收入。這說(shuō)明，我們的微觀經(jīng)濟(jì)層面已生長(zhǎng)出一種內(nèi)在的約束機(jī)制，然而社會(huì)各個(gè)方面對(duì)這些積極的因素還很不適應(yīng)，微觀主體內(nèi)在約束機(jī)制較強(qiáng)與宏觀經(jīng)濟(jì)市場(chǎng)傳導(dǎo)機(jī)制不暢之間的矛盾，導(dǎo)致了投資行為受阻、消費(fèi)行為審慎和儲(chǔ)蓄持續(xù)穩(wěn)定增長(zhǎng)。當(dāng)前影響我國(guó)居民儲(chǔ)蓄的因素有很多，概括起來(lái)有以下幾點(diǎn)：居民對(duì)社會(huì)經(jīng)濟(jì)形勢(shì)的預(yù)期、可選擇的投資渠道、信貸消費(fèi)的發(fā)展、

6、利率因素的影響、"假性"存款的影響、消費(fèi)領(lǐng)域的信用等級(jí)、高收入階層消費(fèi)狀況、就業(yè)形勢(shì)壓力、體制改革、居民收入水平等。 由于我現(xiàn)在的時(shí)間和能力有限，只能綜合考慮，選取一部分變量進(jìn)行研究，而且為了方便查找數(shù)據(jù)，只建立我國(guó)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄存款模型進(jìn)行研究。本文選用當(dāng)年的收入增長(zhǎng)率來(lái)考察收入因數(shù)對(duì)儲(chǔ)蓄率的影響。用城鎮(zhèn)居民的儲(chǔ)蓄率作為被解釋變量。另外還選取了中國(guó)1979年到2002年的各年的城鎮(zhèn)居民收入的基尼系數(shù)、一年期儲(chǔ)蓄利率和通貨膨脹率作為解釋變量。 四、數(shù)據(jù)及處理 本文模型數(shù)據(jù)樣本為從1979-2002年。 年份 城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率 城鎮(zhèn)居民收入增長(zhǎng)率 一年期儲(chǔ)蓄利率 通貨膨脹率 城鎮(zhèn)

7、居民基尼系數(shù) 1979 0.06368087 0. 3.78 0.02 0.16 1980 0.08740586 0. 5.04 0.059804 0.15 1981 0.07093626 0. 5.4 0.024052 0.15 1982 0.08105586 0. 5.67 0.01897 0.15 1983 0.09963501 0. 5.76 0.015071 0.16 1984 0.13025584 0. 5.76 0.027948 0.19 1985 0.15161502 0. 6.72 0.08836 0.19 1986 0.17454542 0. 7.2 0.060109 0.

8、2 1987 0.2175453 0. 7.2 0.072901 0.23 1988 0.17862152 0. 7.68 0.185312 0.23 1989 0.2721202 0. 11.12 0.177765 0.23 1990 0.32760614 0. 9.92 0.021141 0.24 1991 0.31032443 0. 7.92 0.028888 0.25 1992 0.3016907 0. 7.56 0.053814 0.27 1993 0.3199061 0. 9.26 0.131883 0.3 1994 0.42486435 0. 10.98 0.216948 0.2

9、8 1995 0.44898036 0. 10.98 0.147969 0.28 1996 0.40903477 0. 9.21 0.060938 0.29 1997 0.30935015 0. 7.17 0.007941 0.3 1998 0.25777978 0. 5.02 -0.026 0.295 1999 0.21234608 0. 2.89 -0.02993 0.3 2000 0.1239205 0. 2.25 -0.01501 0.32 2001 0.24155306 0.14364071 2.25 -0.0079 0.33 2002 0.29897822 0. 2.03 -0.0

10、1308 0.319 數(shù)據(jù)來(lái)源：各年份的中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒 注：Y代表城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率 X1代表城鎮(zhèn)居民收入增長(zhǎng)率 X2代表一年期儲(chǔ)蓄利率 X3代表通貨膨脹率 X4代表城鎮(zhèn)居民基尼系數(shù) 五、模型及處理 基于以上數(shù)據(jù)，建立的模型是： Y=1+2X1+3X2+4X3+5X4+u 1度量了截距項(xiàng)，它表示在沒(méi)有收入的時(shí)候人們也要花錢(qián)消費(fèi)，儲(chǔ)蓄率為負(fù)。 2度量了當(dāng)城鎮(zhèn)個(gè)人可支配收入率變動(dòng)1%時(shí)，儲(chǔ)蓄增長(zhǎng)率的變動(dòng)。 3度量了當(dāng)利率變動(dòng)一個(gè)單位，其實(shí)也就是1%時(shí)，儲(chǔ)蓄的增量的變動(dòng)。 4度量了當(dāng)通貨膨脹率變動(dòng)一個(gè)單位，儲(chǔ)蓄增量的變動(dòng)。 5度量了基尼系數(shù)對(duì)儲(chǔ)蓄率的影響。這也是本文的重點(diǎn)變量。 u是隨機(jī)誤差項(xiàng)。 對(duì)Y做回

11、歸 利用eviews最小二乘估計(jì)結(jié)果如下 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -0.264646 0.045525 -5.813154 0.0000 X1 0.317426 0.175678 1.806864 0.0875 X2 0.024054 0.003688 6.523093 0.0000 X3 0.024476 0.205508 0.119099 0.9065 X4 1.127523 0.149318 7.551127 0.0000 R-squared 0.897971 Mean dependent var 0.234

12、065 Adjusted R-squared 0.875298 S.D. dependent var 0.116109 S.E. of regression 0.041002 Akaike info criterion -3.360748 Sum squared resid 0.030260 Schwarz criterion -3.113901 Log likelihood 43.64860 F-statistic 39.60525 Durbin-Watson stat 1.541473 Prob(F-statistic) 0.000000 根據(jù)以上結(jié)果，初步得出的模型為 Y=-0.2646

13、46+0.317426X1+0.024054X2 +0.024476X3+1.127523X4. 1.經(jīng)濟(jì)意義的檢驗(yàn) 該模型可以通過(guò)初步的經(jīng)濟(jì)意義的檢驗(yàn)，系數(shù)的符號(hào)符合經(jīng)濟(jì)理論。 2.統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn) 從表中可以看出，顯然通貨膨脹率的系數(shù)通不過(guò)T檢驗(yàn)，R2=0.897971， 2值為0.875298，模型的擬合情況較好。F檢驗(yàn)的值為39.60525，整個(gè)模型對(duì)儲(chǔ)蓄率的增長(zhǎng)影響是顯著的。 3.多重共線(xiàn)性的檢驗(yàn) 從F值可知此模型整體顯著，但是分析各個(gè)變量后發(fā)現(xiàn)X1和X3不顯著，可能存在多重共線(xiàn)性，運(yùn)用消除多重共線(xiàn)性的逐步回歸方法我們可以得到要放棄X3 這個(gè)變量，重新做回歸分析得到： Y=1+2X1+3X2

14、+5X4+u Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -0.271487 0.041322 -6.570056 0.0000 X1 0.314787 0.113799 2.766177 0.0119 X2 0.024487 0.003178 7.704986 0.0000 X4 1.145280 0.137886 8.305987 0.0000 R-squared 0.897094 Mean dependent var 0.229740 Adjusted R-squared 0.881658 S.D. dependent var

15、0.115517 S.E. of regression 0.039739 Akaike info criterion -3.461967 Sum squared resid 0.031583 Schwarz criterion -3.265624 Log likelihood 45.54360 F-statistic 58.11739 Durbin-Watson stat 1.556309 Prob(F-statistic) 0.000000 從新模型的整體效果來(lái)看，R值和F值都很好，而且各個(gè)變量的t統(tǒng)計(jì)量也表明各個(gè)變量對(duì)儲(chǔ)蓄率的增長(zhǎng)都有顯著影響。 因此模型可設(shè)為Y= -0.271487+0.

16、314787X1+0.024487X2+1.145280X4 4.異方差性檢驗(yàn) 對(duì)新模型進(jìn)行異方差性的檢驗(yàn)，運(yùn)用white檢驗(yàn)，得到如下結(jié)果： White Heteroskedasticity Test: F-statistic 2.669433 Probability 0.054505 Obs*R-squared 11.50596 Probability 0.073942 Obs*R-squared的計(jì)算結(jié)果是11.50596，由于選用的沒(méi)有交叉乘積項(xiàng)的方式，所以自由度為7，在0.05的顯著水平下，查表得 （7）=12.5911.50596，所以接受原假設(shè)，即該模型不存在異方差性。 5.自相

17、關(guān)性的檢驗(yàn) 從上表可知DW值為1.556309，且樣本容量n=24，有三個(gè)解釋變量的條件下，給定顯著性水平 =0.01，查D-W表得，d =0.882,d =1.407,這時(shí)有d <dw=1.556039<4- d ,表明不存在自相關(guān)。 6.最終結(jié)果 從上面的計(jì)量分析中最后得到我國(guó)城鎮(zhèn)居民的儲(chǔ)蓄存款模型： Y= -0.271487+0.314787X1+0.024487X2+1.145280X4 (0.041322) (0.113799) (0.003178) (0.137886) t= (-6.570056) (2.766177) (7.704986) (8.305987) R2

18、= 0.897094 df=20 F=58.11739 DW=1.556309 六、結(jié)論與建議 1.模型的實(shí)證分析 城鎮(zhèn)居民的收入增長(zhǎng)率變化對(duì)居民的儲(chǔ)蓄率變化的影響還是比較明顯的，儲(chǔ)蓄率對(duì)收入增長(zhǎng)率的彈性為0.314787, 在其他條件不變的情況下，居民的收入變化1%，儲(chǔ)蓄率同方向變化0.314787%。 利率變動(dòng)對(duì)實(shí)際的儲(chǔ)蓄率變動(dòng)的影響并不是十分的重要，彈性?xún)H為0.024487。這方面有很多的原因，其中對(duì)未來(lái)預(yù)期的不確定性是一個(gè)很重要的原因，尤其是1998年以后，隨著住房、醫(yī)療、教育等方面的改革，人們的儲(chǔ)蓄傾向受預(yù)期的影響更大。這方面從人民銀行數(shù)次通過(guò)降息來(lái)調(diào)整儲(chǔ)蓄量，但是效果并不明顯也可以

19、看出來(lái)。 基尼系數(shù)對(duì)儲(chǔ)蓄率的影響非常大，彈性達(dá)到了1.145280。這里可以看出，收入分配的均等程度對(duì)儲(chǔ)蓄的影響非常明顯。這是由于收入高的群體的儲(chǔ)蓄傾向要明顯的高于收入低的群體。 2.對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)的政策建議 基于基尼系數(shù)對(duì)儲(chǔ)蓄率的很大的影響，因此，國(guó)家應(yīng)該重視對(duì)分配領(lǐng)域的調(diào)節(jié)，加大對(duì)低收入的者的轉(zhuǎn)移支付，切合中國(guó)實(shí)際的對(duì)稅收領(lǐng)域進(jìn)行改革，縮小社會(huì)的貧富差距： 1）不要"逼"老百姓花錢(qián)，而要針對(duì)不同收入階層，采取不同對(duì)策，引導(dǎo)居民消費(fèi) 首先，增加中低收入居民的個(gè)人相對(duì)收入，在分配政策上進(jìn)一步縮小收入差距；進(jìn)行微觀層面的改革和合適的福利體系改革，大力提高人們的收入預(yù)期；控制教育和

20、醫(yī)療費(fèi)用，降低人們的支出預(yù)期，減少公眾的焦慮；積極發(fā)展消費(fèi)信貸，尤其是助學(xué)貸款，減少人們?yōu)榻逃鴥?chǔ)蓄的需要，讓其"有錢(qián)花"。 其次，引導(dǎo)高收入居民向更高層次的消費(fèi)過(guò)渡，努力提高其消費(fèi)傾向，增加消費(fèi)供給，讓其"有地方花錢(qián)"，從而抑制儲(chǔ)蓄傾向的進(jìn)一步提高。 2）不要"逼"老百姓投資，而要不斷增加金融創(chuàng)新，努力改善投資環(huán)境，刺激居民投資 目前的儲(chǔ)蓄高增長(zhǎng)主要是由于居民收入的持續(xù)增長(zhǎng)、消費(fèi)和投資的增速緩慢、居民手持現(xiàn)金的逐步減少而引起，充分暴露出我國(guó)經(jīng)濟(jì)架構(gòu)的嚴(yán)重失衡。因此，必須采取相應(yīng)的措施緩解儲(chǔ)蓄增長(zhǎng)的勢(shì)頭，并積極引導(dǎo)儲(chǔ)蓄向投資轉(zhuǎn)化： 第一，提供多樣化的金融工具，不斷開(kāi)發(fā)新的金融產(chǎn)品，大力發(fā)展商業(yè)保險(xiǎn)和社會(huì)保險(xiǎn)，拓寬