我国居民储蓄影响因素实证分析.doc

我国居民储蓄影响因素的实证分析 一 问题的提出 1979年之后，我国的经济呈现蓬勃发展趋势，与此同时我国居民的储蓄也随之快速增长。进入90年代后，我国居民储蓄额的增长上升到一个新的阶层，保持着两位数的速度增长。这一现象引起国内各经济学家及政府的广泛关注。这对我国经济的进一步增长有着有利的一面,但也会带来一定程度的负面影响。适度的储蓄是能够促进国民经济的良性循环和均衡发展的，主要表现为居民储蓄使银行能够有足够的资金来源为企业提供贷款，有利于国家经济的长期发展，但是居民储蓄如果达到适度的点后依然高居不下，说明国家居民的消费欲望和能力不强，需求不足。改革开放以来，我国居民储蓄存款一直保持快速的增长势头。1991年到2008年的18年间，居民储蓄存款率增长率达到25倍多。1998到2000年期间由于中央银行的连续降息、政府开征利息所得税、储蓄实名制的实行等因素，居民储蓄存款的增长速度开始减缓。进入2001年后，储蓄存款增长势头再次加快，到2007你12 月末17.25万亿元，2006年到2007年我国虽然经历了一轮巨大的牛市，增长幅度有所降低，但是总量依然高居不下。从国际角度看，我国储蓄从80年代以来，一直列居世界前列，这对于高速发展的中国而言无疑是一件不好的事情。因为伴随着储蓄的高速增长，消费的持续低迷将对我国经济的快速稳定发展产生不利的影响，我国居民储蓄多年居高不下是不争的事实，尽管国家采取了多种措施来鼓励居民消费，但成效均不明显 。不管从宏观还是微观来分析，我国居民存款额都直接影响到我国的国民经济运行及整个经济的发展，所以对我国居民存款的问题进行研究是必不可少的，而且十分重要。我们可以运用研究的结果来分析现状并制定正确的应对方针。二 理论综述近代人们关于储蓄的研究主要是以凯恩斯的消费函数推到而来：凯恩斯认为，消费是限期可支配收入的函数，消费与可支配收入之间处在着以下的关系：（1）在短期无论可支配收入多少，是否等于零，消费支出总是大于零。可支配收入等于零时的消费支出，来源于从前的储蓄或现在的借债，这部分的消费支出与可支配收入无关，称为自发消费；（2）随着可支配收入的增加，消费支出也增加。随着可支配收入的变动而变动的消费叫引致消费；（3）消费支出的增加量少于可支配收入的增加量。假定消费函数为线性，则凯恩斯的消费函数可表述为 C=C0 +cYd其中，C为消费支出，Yd为可支配收入，C0与c均为常数，且C00,0c0, S0为自发储蓄，与可支配收入无关。0s1.，sYd为引致储蓄。储蓄支出等于自发储蓄与引致储蓄之和。后人在此基础上再加上其他影响因素，例如一年期储蓄利率、居民消费价格指数、股票筹资额等，形成适应于不同时期、时代、地区的消费函数，因此不同时期、地区、不同的经济学家根据不同的经济环境会推导出不同的具体的储蓄函数。三 模型的设定1影响因素的分析(1)收入水平按照经典经济学理论，收入是影响储蓄的主要因素，只有当收入超过最低的需求后储蓄才能成为可能，在此之前都是负储蓄，而其储蓄应该与收入呈同方向变动的关系。即收入增加，储蓄增加，收入减少，储蓄减少 。但是根据凯恩斯的宏观经济学原理，真正对居民储蓄有影响的是居民可支配收入。可支配收入是指居民家庭在支付所得税后所剩余的全部现金收入。在考虑到这个因素的情况下，我们选择居民可支配收入（X1）作为解释变量。(2)利 率 利率的升降直接影响到存款的收益，但是在考虑到利率时，利率对储蓄的影响可以分为替代效应和收入效应。即:收入效应是指当利率增加时，人民会认为收入增加，进而扩大消费，导致储蓄减少；替代效应是指当利率增加时，人们会认为当期消费成本的增加，就会相应的减少消费，增加储蓄。这两种效应相反并且交织在一起，只有当替代效应大于收入效应时，降低利率才能减少储蓄。但是由于居民具有“货币幻觉”，所以本文采用一年期存款名义利率作为解释变量。 (3) 居民消费物价水平 对于价格需求弹性低的商品来说，商品价格的变动基本上对商品的需求量没有什么影响，而对于价格 需求弹性高的商品来说，物价的微小变动会引起对消费品需求的大幅度波动，因此消费品的价格水平对居 民的储蓄存款也有一定的影响。文章利用城镇居民消费价格指数（CPI）来代表消费品的价格水平,将其作为解释变量。 (4) 证券市场对资金的吸纳程度 由于居民储蓄是作为剩余资金的一种投资渠道，当有其他的能获得更多收益的投资渠道时，理论上居 民储蓄必然下降。在这里，本文选取股票筹资额作为解释变量。而对于我 国债券市场，虽然我国债券和票据发行量比较大，但是主要是财政政策和货币政策的工具，而且对象主要是针对金融机构发行，一般居 民很少有机会能够参与，并且大部分居民也缺少金融理财意识，很少能够想到去投资债券，故在此不考虑 债券和票据发行量为解释变量。(5) 基尼系数基尼系数是定量测定收入分配差异程度，国际上用来综合考察居民内部收入分配差异状况的一个重要分析指标，0.2到0.4之间都定义为分配合理，0.4作为收入分配差距的警戒线，超过的话表示收入分配差距较大，基尼系数越大表示收入分配差距越大。本文也将其作为一个解释变量。(6) 恩格尔系数恩格尔系数是衡量一个国家和地区人民生活水平的状况，一个国家或家庭生活越贫困，居民储蓄越少，恩格尔系数就越大；反之，生活越富裕，居民储蓄越多，恩格尔系数就越小，这一项也是需要被列为影响因素即为解释变量。(8) 其他因素 1)体制因素。随着市场经济的不断发展，使得居民收入分配越来越与其劳动成果和市场不确定状态结合起来。在这种情况下，一方面，居民必须为下岗与再就业之间的各项支出而储蓄，另一方面，社会福利制度f如我国劳动就业、养老、医疗、教育、住房等制1的改革，使得居民必须为某些消费而储蓄。如果在体制方面进行制度创新，如消费信贷，那么一部分储蓄就不会发生，甚至还有相当一部分储蓄会转化为消费支出。由于体制性因素是定性的变量，很难用数值来衡量，故归为其他因素。 2)人口结构因素。根据生命周期模型可得出，一国人口结构年轻化，该国储蓄将会上升，当进入老年化时，储蓄将会降低，但是由于数据收集原因，也归为其他因素.其他因素在本文中用随机扰动项u来 表 示。 2、模型的设定Y 代表城镇居民储蓄额X1 代表城镇居民可支配收入X2 代表一年期储蓄利率X3 代表居民消费价格指数X4 代表股票筹资额X5 代表城镇居民的恩格尔系数。X6 代表居民基尼系数基于以上数据，初步建立模型Y= C+ C1*X1+ C2*X2+ C3*X3+ C4*X4+C5*X5+C6*X6+三 数据的收集 本文收集了我国1991-2008年城镇居民有关居民储蓄的相关数据年份城镇居民存款额（亿元）Y城镇居民人均可支配收入（元）X1一年期存款名义利率 X2居民消费物价（CPI）X3股票筹资额（亿元）X4城镇居民家庭恩格尔系数（%）X5基尼系数 X619916790.91700.67.651005.0053.80.3219928678.12026.67.65106.494.0953.00.34199311627.32577.410.98122375.4750.30.36199416702.83496.210.98151.4326.7850.00.36199523466.74283.010.98177.3150.3250.10.35199638520.84838.97.47192425.0848.80.38199746289.85160.35.67197.41293.8246.60.38199853407.55425.13.78195.8841.5244.70.39199959621.85854.02.25193944.5642.10.4200064332.46280.02.25193.82103.2439.40.44200171188.76859.62.25195.11252.3438.20.45200286910.77702.81.98193.6961.7537.70.452003103617.78472.21.98195.91357.7537.10.472004119555.49421.62.25203.51510.9437.70.472005141050.9910493.02.25209.41882.5136.70.492006161587.311759.52.52212.565594.2935.80.52007172616.113785.84.14222.768680.1736.30.492008217885.415780.82.25223.65 3852.2137.90.469注：以上数据来源各年份中国统计年鉴，其中一年期存款名义利率以每年中国人民银行公布的12月31号的利率计算居民消费物价指数以1991年的作为100，其他年份以此为基础计算。四 模型的估计与调整 用最小二乘法，利用Eviews软件可得估计结果如下：报告形式：Y = -231749.0055 + 16.42993689*X1 - 2379.358184*X2 - 179.2068309*X3 - 1.173736816*X4 + 2888.496473*X5 + 280128.5968*X6（90116.06） （0.709842） （645.4535） (53.46934) ( 0.761909) ( 1081.343) ( 107460.9) T= （-2.571673） （23.14590） （-3.686335） (-3.351581) (-1.540521) (2.671212) (2.606795) R2=0.997470 0.996090 F=722.7352 S.E=3916.876 D.W=2.207394统计检验：判定系数：R2=0.997470接近于1，表明模型对样本数据拟合优度高。F检验：F=722.7352,大于临界值3.09, 其P值0.000000也明显小于,说明价格和售后服务对销售量Y有显著影响，模型线性关系显著T检验：股票筹资额（X4）的t值小于2 ，表明股票筹资额对城镇居民储蓄（Y）没有显著影响，其他各参数的t值的绝对值均大于2，表明其他各参数对城镇居民储蓄（Y）有显著影响。但由于本题中Std. Error过大，可能存在多重共线性，现对其进行计量经济检验：计量经济检验： 多重共线性检验：由于选择的影响因素过多，所以估计模型之前，应先分析各个因素与被解释变量之间的关系，以及因素之间的相关程度，利用COR命令进行相关系数检验，得相关系数矩阵为：通过计算表明，各解释变量都与被解释变量居民储蓄存款额高度相关，且解释变量之间也是两两高度相关的。先按照逐步回归原理建立回归模型。1) 建立一元回归模型根据理论分析，城镇居民可支配收入应是居民储蓄的主要影响因素，相关系数检验也表明，城镇居民可支配收入与居民储蓄额的相关性最强。所以，以Y=a+bX+作为最基本的模型2）将其余的变量逐个引入模型，估计结果列入下表（第二行为t检验值）模型x1x2x3x4x5x6 R2 R2y=f(x1)36.564260.9874350.988174y=f(x1,x2)15.0975227.118-874.296-1.34870.9880470.989043y=f(x1,x3)16.895826.647-170.4595-2.5208380.9905860.991693y=f(x1,x4)16.0795922.02354-1.079162-0.831430.9871880.988695y=f(x1,x5)15.5476018.61176-35.55132-0.688320.9866010.988178y=f(x1,x6)15.1245215.7583536007.910.552000.9868640.988409y=f(x1,x3，x2)16.4865832.24045-233.1923-4.144054-1555.174-4.1440540.9942480.995263y=f(x1,x3,x4)17.8044021.17572-190.4423-2.891046-1.689108-1.5584200.9914040.992921y=f(x1,x3,x5)16.3137822.77023-224.5384-3.043729-723.5720-1.5318470.9913610.992886y=f(x1,x3,x6)15.9655519.61698-203.8396-3.08251393303.341.6863310.9916160.993096y=f(x1,x3,x2,x4)17.0914523.68849-1417.797-2.912781-240.1595-4.300250-1.057342-1.1729750.9943990.995717y=f(x1,x3,x2,x5)16.7285627.26386-1946.986-2.711620-216.9362-3.541938428.94530.7421130.9940580.995456y=f(x1,x3,x2,x6)16.3893822.77678-1485.636-2.451016-235.1522-3.97706611583.780.1996480.9938250.995278y=f(x1,x3,x2,x4,x5)17.2442422.02129-1744.244-2.355497-226.5254-3.673219-0.982486-1.052966346.74250.5969330.9941070.995840y=f(x1,x3,x2,x4,x6)16.9364720.00040-1275.643-2.047455-244.3358-4.157797-1.115343-1810.3873570.9940070.995770经过以上的逐步引入检验过程，最终确定居民储蓄存款函数为 (9884.014) (0.721509) (55.84779) (486.7502) (0.901419)T = (23.68849) (-4.300250) (-2.912781) (-1.172975)R2=0.995717 0.994399 F=755.4960 S.E=4687.855 D.W=1.393262统计检验：判定系数：R2=0.995717 接近于1，表明模型对样本数据拟合优度高。F检验：F=755.4960,大于临界值3.09, 其P值0.000000也明显小于,说明各个解释变量对居民储蓄存款Y有显著影响，模型线性关系显著T检验：股票筹资额（X4）的t值小于2 ，表明股票筹资额对城镇居民储蓄（Y）没有显著影响，其他各参数的t值的绝对值均大于2，表明其他各参数对城镇居民储蓄（Y）有显著影响。计量经济学检验： 1）自相关检验：给定显著性水平0.05，查DW表，当n=18 ,k=4时，得下限值dL=0.820,上限值dU=1.872因为DW统计量为1.393262 位于dL=0.820 dU=1.872之间所以无法判断是否存在自相关性。 偏相关系数检验：从上图中可以看出，我国城镇居民储蓄存款模型不存在一阶、二阶、三阶、四阶、五阶的自相关性 作异方差的White检验如下表所示。检验知Obs*R-squared=11.41227,表明不存在异方差性。从White 检验知Obs*R-squared=11.41227,明显大于自由度为4，显著性水平为为0.05的2值为11.071表明不存在异方差性。 所以本文的最终模型估计结果为： (9884.014) (0.721509) (55.84779) (486.7502) (0.901419)T = (23.68849) (-4.300250) (-2.912781) (-1.172975)R2=0.995717 0.994399 F=755.4960 S.E=4687.855 D.W=1.393262该模型表示，当利率变动1%时，城镇居民储蓄率会随之变动1417.796608元，并且是利率上升，城镇居民储蓄率上升；利率下降，城镇居民储蓄率也下降。当居民人消费物价指数上升一个点，城镇居民储蓄下降24