我國(guó)居民高儲(chǔ)蓄的計(jì)量模型分析

我國(guó)居民高儲(chǔ)蓄的計(jì)量模型分析

[摘要]自改革開放以來，居民高儲(chǔ)蓄一直都是我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)的一個(gè)顯著特征，國(guó)家雖然出臺(tái)了許多措施，但仍不見成效。高儲(chǔ)蓄在推動(dòng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的同時(shí)，也造成了客觀上的效率損失。本文主要利用1989—2004年的相關(guān)數(shù)據(jù)，通過計(jì)量建模的方法，對(duì)我國(guó)的居民儲(chǔ)蓄函數(shù)進(jìn)行估計(jì)，并通過之后的一系列檢驗(yàn)，如自相關(guān)、異方差、多重共線性等，對(duì)模型進(jìn)行修正，最終得出了居民儲(chǔ)蓄與國(guó)民收入和名義利率間的函數(shù)關(guān)系表達(dá)式。

[關(guān)鍵詞]居民高儲(chǔ)蓄；國(guó)民收入；名義利率；通貨膨脹率；儲(chǔ)蓄函數(shù)

一、問題的提出

居民儲(chǔ)蓄是指居民當(dāng)期稅后可支配收入與當(dāng)期消費(fèi)之間的差額。居民儲(chǔ)蓄的產(chǎn)生，是居民推遲當(dāng)期消費(fèi)的結(jié)果。由于貨幣具有時(shí)間價(jià)值，居民在進(jìn)行儲(chǔ)蓄時(shí)可以獲得利息收入作為補(bǔ)償。另外，在宏觀上，居民儲(chǔ)蓄又是企業(yè)間接融資或是在資本市場(chǎng)上直接融資的重要來源?？梢哉f，一國(guó)的居民儲(chǔ)蓄水平的高低決定了一國(guó)自給自足籌集投資資金的程度。居民高儲(chǔ)蓄現(xiàn)象一直是我國(guó)改革開放以來宏觀經(jīng)濟(jì)的一個(gè)顯著特征。截至2006年12月，我國(guó)居民儲(chǔ)蓄存款余額已經(jīng)突破16萬億元，創(chuàng)造了歷史新高。

自1996年以來，央行已連續(xù)八次降息，也先后出臺(tái)了許多措施，諸如增加工資、取消保值儲(chǔ)蓄、征收高達(dá)20%的利息稅、實(shí)行存款實(shí)名制等等，但是我國(guó)近年來仍一直存在著高增長(zhǎng)的居民儲(chǔ)蓄和始終不振的消費(fèi)需求共存的局面，無法用現(xiàn)有的經(jīng)濟(jì)理論加以解釋。我國(guó)的高儲(chǔ)蓄現(xiàn)象是社會(huì)多方面原因共同作用的結(jié)果，歸結(jié)起來，主要有以下幾個(gè)方面：

1.居民收入增加，但真正要消費(fèi)的人卻沒有足夠的消費(fèi)剩余。一方面，1978至2002年，城鎮(zhèn)居民人均收入增加倍，而農(nóng)村居民人均收入也增加了倍?，F(xiàn)在，我國(guó)13億人口人均擁有的存款已超過了1萬元。但另一方面，影響我國(guó)城鎮(zhèn)居民可支配收入的基尼系數(shù)也在不斷上升，目前已經(jīng)達(dá)到，已明顯高于國(guó)際上收入貧富差距的警戒線。這表明，不斷遞增的財(cái)富并不是平均分配給每一個(gè)百姓。制度性變遷的心理預(yù)期，使居民存款的預(yù)防性動(dòng)機(jī)增強(qiáng)。勤儉節(jié)約一直是中華民族的傳統(tǒng)美德，除了這一傳統(tǒng)美德的慣性作用的影響外，老百姓在對(duì)未來預(yù)期收人可能下降，預(yù)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人作為儲(chǔ)蓄的主要目的，而是把預(yù)防性動(dòng)機(jī)放在首位。從社會(huì)制度變遷的角度看，收入分配體制、消費(fèi)體制、社會(huì)保障體制、價(jià)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(yù)期增強(qiáng)，特別是支出預(yù)期過于剛性，他們?cè)诳紤]收人的支配時(shí)，防范風(fēng)險(xiǎn)意識(shí)明顯加大。

中國(guó)人民銀行2004年第四季度關(guān)于“儲(chǔ)蓄目的”的調(diào)查顯示，居民儲(chǔ)蓄的目的依次是“攢教育費(fèi)”、“養(yǎng)老”、“買房裝修”?，F(xiàn)在，我國(guó)社會(huì)保障制度還很不完善，職工下崗較多，就業(yè)問題十分嚴(yán)峻，直接影響著居民的收人預(yù)期；不斷上漲的房?jī)r(jià)已經(jīng)超過了居民生活的承受能力，買一套中檔住房大約需要一個(gè)家庭近10年的收入；教育費(fèi)用持續(xù)攀升，對(duì)于正常收人的家庭來說，沒有幾年的積蓄，上特殊的學(xué)校或上大學(xué)就是可望不可及的事；另有資料顯示，此前我國(guó)80%以上的勞動(dòng)者沒有基本養(yǎng)老保險(xiǎn)，85%以上的城鄉(xiāng)居民沒有醫(yī)療保險(xiǎn)，面對(duì)看病貴、藥品價(jià)格高等尚未解決的醫(yī)療體制性問題，為預(yù)防不測(cè)，居民只能將余錢積攢起來。資金不能及時(shí)向消費(fèi)分流、向投資轉(zhuǎn)化。目前制約消費(fèi)升級(jí)的因素依然較多。一些居民有能力消費(fèi)、愿意消費(fèi)，但也難以消費(fèi)或不敢消費(fèi)，其中有些是由于不合理的消費(fèi)政策的限制，使居民在用電、買房、購車和教育等方面的消費(fèi)門檻較高；有些是由于供給結(jié)構(gòu)不適應(yīng)市場(chǎng)需要，消費(fèi)服務(wù)落后；有些是由于市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)秩序混亂，假冒偽劣商品橫行，欺騙消費(fèi)者的現(xiàn)象時(shí)有發(fā)生，抑制了消費(fèi)欲望，使資金不能向消費(fèi)分流。

另外，居民儲(chǔ)蓄快速增長(zhǎng)也與資金不能及時(shí)向投資轉(zhuǎn)化有關(guān)。1999年5月，國(guó)家啟動(dòng)股市政策之后，居民對(duì)股市預(yù)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。此后幾年，由于股市行情不盡如人意，股票市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)莫測(cè)，居民投資股市的熱情明顯減弱。這種狀況一直持續(xù)了6年之久，直至2007年初，中國(guó)股市才出現(xiàn)拐點(diǎn)，行情看長(zhǎng)。因此，投資房地產(chǎn)一度是近年來部分居民認(rèn)為“更為安全”的主要投資渠道。但2005年下半年以來，受國(guó)家房地產(chǎn)宏觀調(diào)控政策影響，我國(guó)部分地區(qū)住宅價(jià)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?？梢?，可供個(gè)人選擇的投資工具十分有限，銀行儲(chǔ)蓄只能是多數(shù)居民不得不選擇的投資方式。專家也指出，在對(duì)利率水平認(rèn)可度有所降低的前提下仍然追捧儲(chǔ)蓄存款，很大程度上是因?yàn)槲覈?guó)目前投資渠道匱乏。1996年以來連續(xù)八次降息，使名義利率低，但實(shí)際利率高，居民儲(chǔ)蓄仍有利可圖。由于多年來實(shí)行“雙緊”或“適度從緊”的財(cái)政貨幣政策，出現(xiàn)了以物價(jià)持續(xù)下跌為特征的“通貨緊縮”，而通貨緊縮又造成了實(shí)際利率較高，實(shí)際利率較高又造成儲(chǔ)蓄增加，消費(fèi)需求不振。我們知道，實(shí)際利率等于名義利率減去通貨膨脹率。這些年來，我國(guó)的通貨膨脹率有時(shí)比名義利率降幅大得多。與上個(gè)世紀(jì)八九十年代相比，目前在我國(guó)，供不應(yīng)求的短缺經(jīng)濟(jì)已轉(zhuǎn)變?yōu)榭傮w上供求平衡和供過于求；市場(chǎng)體系初步形成，市場(chǎng)機(jī)制在資源配置中開始發(fā)揮基礎(chǔ)性作用；科技進(jìn)步使商品相對(duì)成本降低；加入WTO，下調(diào)了5000多種商品的關(guān)稅，進(jìn)口產(chǎn)品有競(jìng)爭(zhēng)力的價(jià)格直接帶動(dòng)了國(guó)內(nèi)產(chǎn)品價(jià)格下降。這些基礎(chǔ)性變化，使上個(gè)世紀(jì)八九十年代的通貨膨脹重現(xiàn)的基礎(chǔ)大大削弱了，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生顯著負(fù)面效應(yīng)的通貨膨脹的可能性不大。非居民性資金流入。根據(jù)人民銀行在1994年、1995年和1998年開展的有關(guān)調(diào)查的結(jié)果，公款私存和個(gè)體經(jīng)營(yíng)資金在當(dāng)年儲(chǔ)蓄存款增加額中的比重基本穩(wěn)定在30%左右。另外，根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局2002年的調(diào)查，城市中現(xiàn)有一成左右(%)的家庭從事各種經(jīng)營(yíng)活動(dòng)，這些家庭的生活儲(chǔ)蓄資金和生產(chǎn)資金基本上都是以儲(chǔ)蓄存款的形式存在。隨著個(gè)體、私營(yíng)經(jīng)濟(jì)迅速發(fā)展，本應(yīng)用于投資的資金轉(zhuǎn)化為儲(chǔ)蓄存款日益增加。一些行業(yè)經(jīng)濟(jì)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(shí)期。同時(shí)，經(jīng)營(yíng)性資金存人銀行具有提現(xiàn)方便、安全增值，且易于偷稅逃稅等特點(diǎn)，個(gè)體、私營(yíng)企業(yè)主對(duì)個(gè)人儲(chǔ)蓄格外青睞。此外，以銀行存款形式表現(xiàn)的大量“黑色收人”和“灰色收人”也不可低估。一些腐敗分子將貪污受賄、利用職權(quán)侵吞國(guó)家資產(chǎn)牟取暴利等非法收人存人銀行，其隱蔽性較強(qiáng)，難以統(tǒng)計(jì)，誰也難以說出其準(zhǔn)確數(shù)字。

二、模型的建立

為了更加深入全面地了解我國(guó)的居民高儲(chǔ)蓄現(xiàn)象，有必要通過我國(guó)的居民儲(chǔ)蓄函數(shù)進(jìn)行研究。本文試圖通過運(yùn)用最小二乘法對(duì)居民儲(chǔ)蓄函數(shù)進(jìn)行回歸分析。首先我們建立我國(guó)居民儲(chǔ)蓄函數(shù)的模型。

對(duì)我國(guó)居民儲(chǔ)蓄水平產(chǎn)生重要影響的因變量主要包括：

1.國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)。根據(jù)國(guó)民收入核算方法，儲(chǔ)蓄是用收入法對(duì)國(guó)民收入進(jìn)行核算的重要組成部分，即Y=C+S+T。一般而言，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值越高，居民的稅后可支配收入越高，居民儲(chǔ)蓄水平也就越高。

2.名義存款利率(I)。由于居民放棄當(dāng)期消費(fèi)作出的犧牲是通過獲得利息得到回報(bào)的，因此名義存款利率水平的高低也就決定了儲(chǔ)蓄作為一種資產(chǎn)的回報(bào)率的高低。一般而言，名義存款利率越高，居民放棄當(dāng)前消費(fèi)而進(jìn)行儲(chǔ)蓄的回報(bào)率就越高，居民儲(chǔ)蓄水平也就越高。通貨膨脹率(P)。名義存款利率并非居民儲(chǔ)蓄作為一種資產(chǎn)的真實(shí)回報(bào)率，事實(shí)上儲(chǔ)蓄的真實(shí)回報(bào)率還需要扣除通貨膨脹因素。換句話說，由于決定儲(chǔ)蓄真實(shí)回報(bào)率的是實(shí)際存款利率，一般而言，通貨膨脹率越高，實(shí)際利率就越低，因此居民儲(chǔ)蓄水平也就越低。

因此，將我國(guó)的居民儲(chǔ)蓄函數(shù)設(shè)為多元一次方程：S=a+bY+cI+dP。其中，S為居民儲(chǔ)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(shù)，一般而言，b＞0，c＞0，d＜0。

本文回歸分析中使用的原始數(shù)據(jù)如附表所示。其中，城鄉(xiāng)居民人民幣儲(chǔ)蓄年增加額和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的數(shù)據(jù)直接引自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2005》，人民幣存款名義利率的數(shù)據(jù)直接引自國(guó)際貨幣基金組織(IMF)的《國(guó)際金融統(tǒng)計(jì)》，消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)的資料系根據(jù)《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2005》的相關(guān)數(shù)據(jù)加以折算而成。

三、估計(jì)結(jié)果

本文通過軟件，使用最小二乘法(OLS)對(duì)我國(guó)的居民儲(chǔ)蓄函數(shù)進(jìn)行回歸。初始結(jié)果

S=-++-(1)

(-)()()(-)

R^2=，AdjustR^2=，F(xiàn)=。系數(shù)b、c、d的符號(hào)與假定相符，說明回歸結(jié)果沒有違背經(jīng)濟(jì)理論。以下對(duì)模型進(jìn)行各項(xiàng)檢驗(yàn)：

1.擬合優(yōu)度檢驗(yàn)：從回歸結(jié)果中的R^2可知該回歸方程的擬合優(yōu)度較高，通過檢驗(yàn)。F檢驗(yàn)：將顯著性水平設(shè)定為，查表得臨界值為，因?yàn)镕檢驗(yàn)值明顯大于臨界值，方程通過了F檢驗(yàn)，即方程整體上是顯著的。t檢驗(yàn)：依然將顯著性水平設(shè)為，查表得臨界值為，則Y和I的系數(shù)能夠通過檢驗(yàn)，但P的系數(shù)不能通過檢驗(yàn)。如果設(shè)定顯著性水平為，查表得臨界值為，此時(shí)三個(gè)變量均能通過t檢驗(yàn)。因?yàn)樵诘娘@著性水平下P的系數(shù)不能通過t檢驗(yàn)，故下面我們考慮在回歸方程中去掉P，即對(duì)方程S=a+bY+Ci再次進(jìn)行回歸，結(jié)果

S=-++(2)

(-)()()

R^2=，AdjustR^2=，F(xiàn)=。因?yàn)榇藭r(shí)F檢驗(yàn)的臨界值為，t檢驗(yàn)的臨界值為，新方程可以在的顯著性水平上通過這兩個(gè)檢驗(yàn)，但同時(shí)擬合優(yōu)度有所下降，而方程的F值和系數(shù)的t值并沒有顯著提高，所以我們?cè)陔S后的分析中考慮依然保留變量P。自相關(guān)檢驗(yàn)：回歸結(jié)果中的DW值為，查DW表得其上下界為和。由于介于上下界之間，難以判斷是否存在自相關(guān)。下面進(jìn)一步利用圖解法來進(jìn)行判斷，回歸的殘差圖如下所示：

由此可以判斷回歸模型不存在顯著的自相關(guān)。多重共線性檢驗(yàn)：模型的自相關(guān)系數(shù)矩陣如下所示：

YIP

Y-

I--

P-

因?yàn)閅與I、Y與P的相關(guān)系數(shù)絕對(duì)值都大于，故這些變量之間可能存在多重共線性。另外，回歸結(jié)果中提供的AdjustR^2為，擬合優(yōu)度較高，但是P的t值不高，且不能通過顯著性水平為的t檢驗(yàn)，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，我們?cè)俅翁蕹齈，選擇使用方程(2)。

6.異方差檢驗(yàn)：回歸方程(2)的殘差平方E2與因變量S的散點(diǎn)圖如下所示：

由圖中我們可以初步判斷回歸方程可能存在異方差。我們選擇加權(quán)最小二乘法(WLS)對(duì)此進(jìn)行校正。用方程(2)中的殘差的絕對(duì)值的倒數(shù)所構(gòu)成的矩陣Q作為權(quán)數(shù)，再次得回歸結(jié)果

S=-++(3)

(-)()()

R^2=，AdjustR