我國居民儲蓄的影響因素分析小組成員：摘要本文先從理論角度對影響我國居民儲蓄因素進行分析，再從現(xiàn)實實際出發(fā)，利用1985-2003年的數(shù)據(jù)，建立多元線性回歸模型，并對模型進行修正檢驗，剔除不顯著因素，并分析原因，從而最終確定影響我國居民儲蓄的主要因素，并提出相應的對策建議。問題的提出改革開放以來，我國經濟獲得快速發(fā)展，人民生活水平普遍提高。進入90年代以后，我國居民儲蓄存款余額始終保持高速增長。適度的儲蓄能夠促進國民經濟的良性循環(huán)和均衡發(fā)展的，但是居民儲蓄如果達到適度的點后依然居高不下，說明國家居民的消費欲望和能力不強，需求不足將導致產品庫存嚴重積壓，企業(yè)效益下降。本文對20多年來我國居民儲蓄狀況作一些嘗試性的研究，以期找到解決儲蓄高增長的途徑。解釋變量選擇的依據(jù)影響居民儲蓄行為的因素錯綜復雜，但是通過研究經濟理論對儲蓄的解釋以及對實踐的考察，結合我國的經濟狀況，本文主要考慮下列因素對我國居民儲蓄的影響：國內生產總值、利率、物價水平、儲蓄習慣、制度因素。制度因素合理的制度設計能夠降低交易費用，促進市場運作，它在社會經濟發(fā)展過程中是十分重要的。90年代之前，我國的經濟體制是計劃經濟，經濟政策具有一定的穩(wěn)定性，所以基本不考慮制度因素。90年代以后進行經濟體制改革，出臺了一系列經濟政策，這些政策的合理性還需考證，具有一定的不穩(wěn)定性。這種不穩(wěn)定性使居民對未來的不確定性增加，使居民的消費方式也發(fā)生了一定的轉變，影響到居民的儲蓄。制度因素無法量化，在計量分析中將其作虛擬變量考慮，1999年之前的制度因素取值為0，從1999年之后的取值為1。數(shù)據(jù)說明數(shù)據(jù)來源：《中國統(tǒng)計年鑒》樣本容量：18時期(年)居民儲蓄額S（億元）國民總收入I（億元）實際利率R（％）物價水平P(上年＝100)制度因素ER（0或1）19851622.68989.1-2.64108.8019862237.610201.40.70106.0019873073.311954.5-0.10107.3019883801.514922.3-10.16118.5019895196.416917.8-6.66117.8019907119.818598.46.98102.1019919241.621662.54.16102.90199211759.426651.91.16105.40199315203.534560.5-5.52113.20199421518.846670.0-13.12121.70199529662.357494.9-6.12114.80199638520.866850.5-0.83106.10199746279.873142.72.87100.80199853407.576967.25.5797.40199959621.880579.43.6597.01200064332.488254.01.8598.51200173762.495727.91.5599.21200286910.6103935.32.7898.712003103617.7116603.20.7899.91計量模型的建立為了降低異方差的影響，且更好地反映變量之間的相對變動程度，采取對數(shù)模型。運用Eviews軟件進行回歸分析

從上述圖表中的各項數(shù)據(jù)可以看出，回歸方程的擬合優(yōu)度很高，但解釋變量制度因素（ER）的顯著性水平不高。因此將該變量剔除，重新做回歸分析，從得到回歸結果來看，DW＝1.57，由n=18，k=4查表得：dL=0.82,du=1.87,DW<du因此方程可能存在一階自相關性，考慮變量R與log(p)，其相關系數(shù)為-0.923，可能是由于實際利率＝名義利率－通貨膨脹率，而通貨膨脹率＝現(xiàn)期物價水平/基期物價水平－1，兩者存在線性關系，剔除變量log(p)，并采用科克倫－奧科特迭代法，進行回歸分析，LOG(S)=0.931*LOG(I)+0.008*R+0.342*LOG(S(-1))-3.257統(tǒng)計檢驗與分析1．從圖中看出，可決系數(shù)＝0.999226和修正可決系數(shù)＝0.998968都接近于1，模型對數(shù)據(jù)的擬合程度比較好，這說明列入模型中的解釋變量對應變量聯(lián)合影響程度比較大；在顯著性水平為0.0572的情況下，各個解釋變量均通過了變量的顯著性水平檢驗，這說明各個解釋變量對居民儲蓄都存在顯著影響；由圖中F值可以看出，回歸方程的顯著性檢驗也通過。2．異方差性檢驗進行White檢驗，結果如圖：查表得：因此拒絕存在異方差性的假設，認為模型不存在異方差性。3．自相關性檢驗：3.1一階自相關性檢驗——DW檢驗由n=18，k=3查表得：dL=0.93,du=1.69DW＝1.85>du，因此判斷隨機干擾項序列不存在一階自相關性。3.2高階自相關性檢驗

——偏相關系數(shù)檢驗4．多重共線性檢驗：多重共線性的主要問題在于使參數(shù)估計量的方差變大，本文模型中，回歸方程估計的參數(shù)標準差較小，t統(tǒng)計值較大，沒有必要過于關心是否存在多重共線性。5.經濟意義檢驗從擬合方程可以看出，(1)國民總收入增加1%則居民儲蓄額就相應增加0.931%。(2)上年度居民儲蓄增長變動1%就會引起本年度儲蓄增長0.342%，這也符合中國居民存在的固有的儲蓄傾向，有錢存銀行成為大多數(shù)人的思維定勢。(3)實際利率內增加一個單位就會引起居民儲蓄的增加個單位。結論（1）居民儲蓄是推動經濟增長的動力和杠桿，而經濟的不斷增長又是居民儲蓄日益增長的源泉。從最后的模型來看，國民總收入對我國居民儲蓄有較大的影響作用，收入水平與居民儲蓄成正向變化，這一點是符合凱恩斯宏觀經濟理論的。經濟的持續(xù)發(fā)展和居民收入的不斷提高對居民儲蓄的影響作用斯不容忽視的。（2）實際利率對儲蓄有較微弱的正效應，對居民消費的替代效應超過收入效應，實際利率的上升可以增加儲蓄，這個關系是符合古典宏觀經濟理論的。考慮到實際利率對居民儲蓄的影響貢獻度較小，這可以從一方面解釋了從1996到2002年間，中國人民銀行連續(xù)8次降息，居民儲蓄存款不降反升的原因。（3）制度因素沒有通過顯著性檢驗，可能是由于90年代以來的經濟政策具有一定的不穩(wěn)定性，而穩(wěn)定的經濟政策在短期內對居民儲蓄的影響還沒有充分體現(xiàn)，相信在不久以后經濟政策會對居民儲蓄產生較為顯著的影響。對策建議1.保持經濟的持續(xù)均衡發(fā)展。經濟發(fā)展與居民儲蓄相輔相成，居民儲蓄是影響經濟增長的重要因素之一，經濟增長是居民儲蓄來源的保證，二者只有協(xié)調發(fā)展，才能有利于促進生產，加速整個社會的生產活動，刺激經濟增長，保持國民經濟運行的均衡。2．慎重對待存款利率。經過八次的利率下調，我國的存款利率已處于相當?shù)偷臍v史水平，而事實上利率對居民儲蓄的影響相當小，那么采取降低利率已降低儲蓄的政策即非明智之舉，而應從其他影響因素著手，效果可能更為明顯。3．建立健全社會保障制度。就業(yè)、住房、養(yǎng)老和醫(yī)療等制度的建立和完善是將居民儲蓄維持在一個較合理水平的前提條件，它通過影響居民儲蓄從而影響整個經濟的運行。建立健全社會保障制度可以降低人們對未來支出的不確定性，從而增加消費，減少儲蓄?？傊刂莆覈用駜π钸m當?shù)囊?guī)模，就必須同時采取多方面的措施，進行綜合管理，有利地增強政策效果，是居民儲蓄沿著健康地方向發(fā)展，以促進我國經濟地有效增長。參考文獻[1]黃良文，曾五一．統(tǒng)計學原理[M]．北京：中國統(tǒng)計出版社，2000.6[2]李子奈