銀行管理論文-對我國不同類型居民主體儲蓄傾向的估計(jì)與分析摘要居民的儲蓄傾向偏高是導(dǎo)致居民消費(fèi)需求不振的一個重要原因。本文對我國城鎮(zhèn)、農(nóng)村居民及按收入等級分組的城鎮(zhèn)居民儲蓄傾向進(jìn)行了回歸分析，并對降低農(nóng)村和城鎮(zhèn)居民的儲蓄傾向提出了可行性政策建議。關(guān)鍵詞平均儲蓄傾向；邊際儲蓄傾向；回歸分析近年來，中國居民消費(fèi)需求疲軟，成為制約我國經(jīng)濟(jì)增長的一個重要問題。顯然消費(fèi)需求不振跟居民儲蓄的傾向增強(qiáng)有關(guān)，因?yàn)閮π詈拖M(fèi)是此消彼長的關(guān)系。儲蓄傾向是居民可支配收入中用于儲蓄的比率，儲蓄傾向分為兩種形式：平均儲蓄傾向和邊際儲蓄傾向，平均儲蓄傾向是儲蓄量與可支配收入的比率，邊際儲蓄傾向是儲蓄的增量和可支配收入增量的比率?？梢?，在收入和收入增量一定的情況下，儲蓄傾向的大小決定居民儲蓄量的大小。鑒于中國的二元經(jīng)濟(jì)的特性，本文分別對農(nóng)村和城鎮(zhèn)居民及城鎮(zhèn)居民內(nèi)部按收入等級分組的居民的邊際儲蓄傾向作了估計(jì)，并提出了針對性的建議。一、中國城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民的歷年平均儲蓄傾向的估算1985-2004年居民平均儲蓄傾向根據(jù)定義計(jì)算，即用城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民家庭人均儲蓄除以其各自的收入，其中農(nóng)村居民的收入使用的是中國統(tǒng)計(jì)年鑒中各年的農(nóng)村居民人均純收入數(shù)據(jù)，儲蓄的數(shù)據(jù)來自農(nóng)村居民人均純收入減去農(nóng)村居民家庭平均每人生活消費(fèi)支出數(shù)據(jù)；城鎮(zhèn)居民的收入使用歷年統(tǒng)計(jì)年鑒中城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入，儲蓄數(shù)據(jù)使用是城鎮(zhèn)居民家庭平均可支配收入減去消費(fèi)性支出的數(shù)據(jù)。我們從城鎮(zhèn)和農(nóng)村家庭平均儲蓄傾向的序列圖中可以直觀的觀察到城鎮(zhèn)和農(nóng)村的各自的平均儲蓄傾向雖然在歷年中有所波動，但是總體上還是保持了逐年上升的趨勢。其中1985-1989年中農(nóng)村居民家庭平均儲蓄傾向大于城鎮(zhèn)居民家庭人均儲蓄傾向；1989-1996年中農(nóng)村居民家庭平均儲蓄傾向小于城鎮(zhèn)居民家庭人均儲蓄傾向；而1996年以后農(nóng)村居民家庭平均儲蓄傾向又回到大于城鎮(zhèn)居民家庭人均儲蓄傾向態(tài)勢中。二、中國城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民的邊際儲蓄傾向估計(jì)在計(jì)算邊際儲蓄傾向時，由于使用儲蓄增量除以收人增量計(jì)算出來的邊際儲蓄傾向波動很大；采用跨年度方法計(jì)算邊際儲蓄傾向又無法避免計(jì)算結(jié)果容易受所選時間段的影響。因此，目前學(xué)術(shù)界普遍公認(rèn)較為嚴(yán)謹(jǐn)?shù)姆椒ㄒ话闶峭ㄟ^儲蓄對可支配收入Y作S=a+bY線性回歸，計(jì)算這個回歸方程中的系數(shù)b來得到城鄉(xiāng)居民的邊際儲蓄傾向。所有數(shù)據(jù)來源與上一節(jié)平均儲蓄傾向的分析中數(shù)據(jù)來源相同，其中我們在此定義SR、YR、SU、YU分別代表農(nóng)村家庭的人均儲蓄、農(nóng)村家庭的人均純收入、城鎮(zhèn)居民家庭的人均儲蓄、城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入。下面用EVIEWS5.1軟件分別對城鎮(zhèn)和農(nóng)村的邊際儲蓄傾向做回歸分析。模型一：農(nóng)村邊際儲蓄傾向的估計(jì)方程SR=-97.044+0.291YR(-2.039)(22.374)R2=0.965調(diào)整的R2=0.982SE=34.280F值=501.592D.W=0.530由于模型一的D.W值遠(yuǎn)低于2，所以該估計(jì)方程存在自相關(guān)，而通常對修正序列相關(guān)的常用方法是一階自回歸模型，一階自回歸模型的主要特點(diǎn)是對方程的誤差項(xiàng)作如下的回歸：ut=ut-1+，其中為自協(xié)方差系數(shù)，t為噪音誤差項(xiàng)。我們對農(nóng)村居民儲蓄傾向的一階自回歸估計(jì)方程如下：模型二：調(diào)整的農(nóng)村儲蓄傾向估計(jì)的一階自回歸模型SR=0.296YR-118.330(10.793)(-2.039)ut=0.684ut-1(4.016)R2=0.984調(diào)整的R2=0.982SE=34.280F值=501.592D.W=1.266模型三：城鎮(zhèn)居民儲蓄傾向的估計(jì)方程SU=0.243YU-166.379(48.140)(-6.776)R2=0.992調(diào)整的R2=0.992SE=61.008F值=2317.465D.W=1.287從模型二和模型三的相關(guān)統(tǒng)計(jì)值中各個系數(shù)可以通過5%的顯著性檢驗(yàn)，兩個模型的總體回歸系數(shù)也可以通過1%的顯著性檢驗(yàn)，可決系數(shù)和調(diào)整的可決系數(shù)都很高，說明儲蓄的變動絕大部分是由于收入的變化引起的。其中農(nóng)村居民的長期邊際儲蓄傾向?yàn)?.296，而城鎮(zhèn)居民的長期邊際傾向?yàn)?.243，略低于農(nóng)村居民。目前，農(nóng)村居民的長期邊際儲蓄傾向，高于城鎮(zhèn)居民，筆者認(rèn)為：一是由于農(nóng)村的借貸市場和資本市場較城鎮(zhèn)不完善和低效率，導(dǎo)致農(nóng)民很難獲得外部融資的支持，這種狀況必然導(dǎo)致自我儲蓄的方式來解除流動性約束的影響。二是我國農(nóng)民較多從事傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)，其收入存在較大的不確定性，而且農(nóng)村也基本上沒有針對農(nóng)民的保障體系。因此，農(nóng)民在面臨較大的不確定性的前提下，其預(yù)防性儲蓄動機(jī)就會增強(qiáng)。正是因?yàn)樯鲜鰞蓚€原因，才導(dǎo)致了農(nóng)村居民的長期邊際儲蓄傾向較高。針對目前農(nóng)村居民的高儲蓄傾向，筆者建議：一是大力發(fā)展農(nóng)村金融，完善農(nóng)村的資本市場和借貸市場，特別是為農(nóng)戶提供多種形式的小額信貸，減少流動性約束對其的影響。二是在農(nóng)村建立完善的、多層次的社會保障體系。只有這樣農(nóng)民在消費(fèi)時才沒有后顧之憂，降低其儲蓄傾向。三、城鎮(zhèn)居民按收入等級分組的邊際儲蓄傾向的估計(jì)根據(jù)凱恩斯的絕對收入理論，儲蓄傾向隨著收入水平的升高而升高，那么我國居民的儲蓄傾向是否也符合這一結(jié)論呢?這就有必要對不同收入等級居民的儲蓄傾向做出估計(jì)。但由于從2002年開始的統(tǒng)計(jì)年鑒中才有按收入等級劃分的農(nóng)村居民收入和消費(fèi)支出的數(shù)據(jù)，所以本文只分析中國城鎮(zhèn)居民按收入等級劃分的各階層的長期邊際儲蓄傾向。在中國統(tǒng)計(jì)年鑒中將城鎮(zhèn)居民的收入和消費(fèi)數(shù)據(jù)按收入等級分為7組，分別為最低收入的10%的居民組；低收入的10%的居民組；中等偏下的20%的居民組；中等收入的20%的居民組；中等偏上20%的人口組；高收入的10%的人口組和最高收入的10%的人口組。為了便于統(tǒng)計(jì)上的比較，我們把城鎮(zhèn)居民分為5組，其中把最低收入的10%的居民組和低收入的10%的居民組合并為一組，稱為20%低收入居民組，把高收入的10%居民組和最高收入的10%的居民組合并為一組，稱為高收入的20%居民組。其中組中平均每人儲蓄的數(shù)據(jù)用該組的平均每人的可支配收入減去平均每人的消費(fèi)支出獲得。為了估計(jì)城鎮(zhèn)居民按收入等級劃分的組中的邊際儲蓄傾向的系數(shù)，根據(jù)上面劃分的五等份組響應(yīng)的建立五個模型，其中模型一、二、三、四、五分別代表低收入組、中等偏下收入組、中等收入組、中等偏上收入組和高收入組。估計(jì)方程依然采用S=a+bY，但是用EVIEWS對五個組的數(shù)據(jù)作OLS回歸發(fā)現(xiàn)方程存在嚴(yán)重的自相關(guān)現(xiàn)象，為了修正方程的自相關(guān)現(xiàn)象，因此采用一階自回歸的方法對原估計(jì)方程進(jìn)行修正，估計(jì)結(jié)果如下表：由上表可知低收入組、中等偏下收入組、中等收入組、中等偏上收入組和高收入組的邊際儲蓄傾向分別0.183、0.197、0.249、0.279和0.338，邊際儲蓄傾向隨著收入等級的升高而升高。根據(jù)邊際儲蓄傾向的定義可知，邊際儲蓄傾向表示在收入改變量一定的情況下儲蓄改變量的大小，因此一定的收入分配給不同收入等級的居民，該組居民用于儲蓄的份額會有所差別。假定有1000元的收入分別分配給低收入組、中等偏下收入組、中等收入組、中等偏上收入組和高收入組的居民，其用于儲蓄的份額分別為183、197、249、279和338元。針對目前在城鎮(zhèn)居民內(nèi)部其邊際儲蓄傾向隨著收入水平的升高而升高這一狀況，降低城鎮(zhèn)居民儲蓄傾向的可行的方法是建立公正的收入分配體系，增加對城市低收入者的轉(zhuǎn)移支付，培育出一批有一定消費(fèi)能力的城市中產(chǎn)階級。注：在統(tǒng)計(jì)年鑒中城鎮(zhèn)居民的可支配收入在1994年以前使用的是城鎮(zhèn)居民家庭人均生活費(fèi)收入數(shù)據(jù)，1994年以后使用的是城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入數(shù)據(jù)。因此，本文中城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入的1994年以前的數(shù)據(jù)用同期城鎮(zhèn)居民家庭人均生活費(fèi)收入代替。新組別中的消費(fèi)和收入的數(shù)據(jù)由合并前兩組中相應(yīng)數(shù)據(jù)的算術(shù)平均數(shù)求得。在模型二中，由于根據(jù)統(tǒng)計(jì)年鑒算得的1988、2002年兩年的儲蓄數(shù)據(jù)是負(fù)值，就有必要將這兩年的數(shù)據(jù)排除在樣本外，因此該模型的樣本數(shù)為18。參考文獻(xiàn)：1鄧映翎.西方儲蓄理論M.北京：中國金融出版社，1991.