余新宏，陳曉曉，郭盼盼，陳 楠，方紅梅，付文靜，葉 爽，吳 夢，王文俊

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基于計量模型的我國居民儲蓄影響因素實證分析

余新宏，陳曉曉，郭盼盼，陳 楠，方紅梅，付文靜，葉 爽，吳 夢，王文俊

（安徽農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟技術(shù)學(xué)院，安徽 合肥 230011）

選取國內(nèi)生產(chǎn)總值、利率、通貨膨脹率、S&P股票指數(shù)等主要因素來探究中國具體儲蓄行為的規(guī)律，發(fā)現(xiàn)居民儲蓄余額與我國GDP的關(guān)系是正相關(guān)的，利率水平的變動與居民儲蓄的變動存在著正相關(guān)的關(guān)系，通貨膨脹率與居民儲蓄水平是負相關(guān)的關(guān)系，S&P中國股票價格指數(shù)與居民的儲蓄率是正相關(guān)的。因此，應(yīng)改善居民個人收入的分配結(jié)構(gòu)，完善金融市場，建立健全社會保障機制和社會福利制度，縮小貧富差距。

居民儲蓄；儲蓄；異方差；多重共線性

一、引言

自改革開放以來，我國的居民儲蓄在不同時期都有一個共同特點，即一直處于增長階段，因而我國的居民儲蓄總額在不斷增加，居民儲蓄率一直處于較高水平。較高的儲蓄率從側(cè)面反映我國的消費率相對較低，商品的需求降低，企業(yè)的生產(chǎn)積極性降低，因而進一步影響企業(yè)的再生產(chǎn)。隨著我國經(jīng)濟全球化進程的不斷加深，國際上對我國的要求逐漸升高，西方國家希望我國可以促進國內(nèi)消費，進而在國際市場上發(fā)揮重要作用，促進經(jīng)濟增長。[1]面對國內(nèi)外存在的一系列問題，具體分析我國居民儲蓄的發(fā)展規(guī)律，必須結(jié)合我國實際情況，找出形成較高居民儲蓄存款的原因，采取相應(yīng)的對策措施。

二、數(shù)據(jù)來源

表1 中國1999—2016年居民儲蓄余額、GDP、利率、通貨膨脹率、S&P中國股票指數(shù)年率

數(shù)據(jù)來源：國家數(shù)據(jù)網(wǎng)(http://data.stats.gov.cn/)、新浪財經(jīng)(http://finance.sina.com.cn/)

三、變量選取

居民儲蓄的增長受到很多因素的影響，主要包括居民收入、利率、人口結(jié)構(gòu)、社保與金融市場等。本文在進行變量選取時，主要選擇了其中的幾個方面。[2-3]

（1）國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）。選擇該變量主要是因為基于國內(nèi)生產(chǎn)總值會對居民收入水平產(chǎn)生影響，而居民收入的變動又會引起居民儲蓄的變動。當(dāng)GDP不斷增長時，說明我國的經(jīng)濟在不斷增長，居民的收入同樣在增加，因而選取了可以影響居民收入的因素來深入分析其對居民儲蓄的影響。

（2）利率。居民儲蓄是存入銀行以獲取利息收益的，而利率則是反映其收益大小的主要因素，利率的變動對居民儲蓄具有顯著的影響，因而選取利率作為變量之一。

（3）通貨膨脹率。本文中通貨膨脹率是基于消費者價格指數(shù)CPI計算的，由于儲蓄的增加從另一方面反映了消費的減少，消費是和儲蓄相對而言的。而通貨膨脹率會影響到消費，因而選擇通貨膨脹率是從消費的角度分析居民儲蓄的影響因素。

（4）中國股票指數(shù)年率（S&P）。本文主要研究的是股票市場對其影響，因而選擇股票指數(shù)作為變量。而我國的股票指數(shù)，有上證指數(shù)、深證指數(shù)，而本文選擇將S&P指數(shù)作為變量之一，是因為我國股市起步較晚，還不是太完善，而S&P指數(shù)具有較強的權(quán)威性，因而選擇S&P指數(shù)作為變量。

四、模型建立[4]

根據(jù)表1，利用計量經(jīng)濟學(xué)EVIEWS7.0，數(shù)據(jù)進行多元回歸后回歸模型如下：

SAV= -12974.94 + 0.792580X1+ 896.3888 X2–-2844.385 X3+ 16.60740 X4+ Ut

T= （-1.680681） （51.55149） （0.457092） （-2.123622） (0.284353)

其中，SAV為居民儲蓄余額，X-------------1為國內(nèi)生產(chǎn)總值； X-------------2為一年期定期存款利率; X-------------3為基于CPI計算的通貨膨脹率； X4是S&P中國股票價格指數(shù)，U為隨機干擾項，t表示時期。

下面對模型進行計量經(jīng)濟學(xué)檢驗。

（一）擬合優(yōu)度檢驗

（二）F檢驗

（三）異方差檢驗

表2 White檢驗結(jié)果

分析表2可知：P值=0.398>0.05，由懷特檢驗知，當(dāng)P>0.05時，我們認為是接受原假設(shè)，該模型不存在異方差。

（四）模型的自相關(guān)檢驗

在進行自相關(guān)檢驗時，筆者主要運用的是偏相關(guān)系數(shù)檢驗：在方程窗口中點擊ViewResidual TestCorrelogram-Q-statistics,并輸入滯后期為16，得出顯示殘差的各期相關(guān)系數(shù)和偏相關(guān)系數(shù)。

分析表3，我們可知自相關(guān)系數(shù)與偏自相關(guān)系數(shù)均是小于0.5的，因此，我們認為該模型是不存在一階與二階的自相關(guān)性的，即接受原假設(shè)。

（五）模型的多重共線性檢驗

利用簡單相關(guān)系數(shù)法進行多重共線性的檢驗，我們可以得到表4：

表3 自相關(guān)性檢驗

表4 各變量之間相關(guān)系數(shù)表

根據(jù)上表可以得出，各個變量之間的相關(guān)系數(shù)較低，相關(guān)程度并不是很高，因此可以認為該模型不存在多重共線性。

（六）模型分析

對于居民儲蓄模型SAV= -12974.94 + 0.792580X1+ 896.3888 X2-2844.385 X3+ 16.60740 X4+ Ut，通過了模型顯著性檢驗，此模型能夠客觀揭示居民儲蓄與諸多影響因素之間的關(guān)系，能夠付諸應(yīng)用?？梢赃M行以下經(jīng)濟對象關(guān)系分析：

（1）通過模型可知，居民儲蓄余額與我國GDP的關(guān)系是正相關(guān)的。主要是因為GDP的變動表明了當(dāng)時國家經(jīng)濟現(xiàn)狀，當(dāng)我國GDP水平越高時，居民的收入水平則會相對增加，因而居民儲蓄會受到影響，呈現(xiàn)相同的增長趨勢。同時根據(jù)模型可知，我國居民儲蓄水平增加的很大一個原因是收入水平的提高。

（2）通過模型可知，利率水平的變動與居民儲蓄的變動存在著正相關(guān)的關(guān)系。這表明當(dāng)利率水平較高時，人們會增加儲蓄額，這主要是因為在高利率時期，居民進行消費，會得到較高的邊際成本，因而人們會減少消費，增加儲蓄，以獲得較高的利息收入；反之，情況則會相反，當(dāng)利率水平較低時，由于獲得利息較低，人們則會減少儲蓄，轉(zhuǎn)向投資和消費領(lǐng)域。

（3）通過模型可知，通貨膨脹率與居民儲蓄水平是負相關(guān)的關(guān)系。當(dāng)通貨膨脹率較高時，居民的儲蓄水平則會較低；而當(dāng)市場具有較低水平的通貨膨脹率時，居民的儲蓄水平則會相對較高，二者之間是反向變動的。這主要是因為，當(dāng)通貨膨脹率較高時，居民儲蓄存款的利率是相對較低或者是負值的，因而人們會減少儲蓄，轉(zhuǎn)向其他領(lǐng)域。

（4）通過模型可知，S&P中國股票價格指數(shù)與居民的儲蓄率是正相關(guān)的，據(jù)此可知，這與我們的正常邏輯是相反的。因為一般情況下，當(dāng)居民的儲蓄增加時，投資到其他領(lǐng)域的資金相對會減少（包括股票市場），因而，它們應(yīng)該存在負相關(guān)的關(guān)系，而不是正相關(guān)。在本次分析論證中，出現(xiàn)該結(jié)論的原因可能是：由于我國的資本市場建立還不是很完善，存在著較大的問題，例如市場不規(guī)范、制度法律不健全等，存在著較大的股票投機行為。

五、政策建議

目前我國居民儲蓄持續(xù)增長，儲蓄率位于世界第一，但是實際消費水平卻相對較低，針對我國高儲蓄的現(xiàn)狀具體分析，擬提出幾點調(diào)整措施：

（一）改善居民個人收入的分配結(jié)構(gòu)

根據(jù)邊際消費遞減規(guī)律可知，收入水平越高，邊際消費傾向越低。然而我國的經(jīng)濟處于快速發(fā)展階段，居民的收入水平會不斷增加，這說明居民儲蓄水平將會隨著上升，因此要降低居民儲蓄增長水平，應(yīng)改善居民的收入分配結(jié)構(gòu)，拓寬居民的投資渠道，刺激消費，進而減少儲蓄。

（二）完善金融市場

健全股票市場等金融市場，擴大金融市場的準(zhǔn)入機制，推進金融體制的改革。建立一個健全的金融市場，配備完善的法律法規(guī)、服務(wù)等配套措施，這有利于鼓勵更多的人進入金融市場進行投資、融資。由于目前我國金融市場準(zhǔn)入機制的限制，導(dǎo)致一部分人群難以進去投融資，更多的資金只能夠存入商業(yè)銀行等存款機構(gòu)。打破格局，有利于更多的人進入金融市場，投資渠道的拓寬，可以一定程度上降低居民儲蓄存款。

對于銀行和其他金融機構(gòu)來說，開發(fā)新產(chǎn)品以滿足居民需求，引導(dǎo)鼓勵消費。例如各商業(yè)銀行可根據(jù)自身特色，制定靈活的金融政策，開發(fā)新的金融產(chǎn)品。完善信用體系，完善車貸、房貸、助學(xué)貸款等，增大各類貸款的放款額度，以鼓勵居民消費。

（三）建立健全社會保障機制和社會福利制度

雖然我國近年來在社會保障和福利方面頒布和執(zhí)行了很多規(guī)章制度，但是與西方國家相比，還有一定的差距，大部分居民還是缺乏消費的信心。因而應(yīng)盡量出臺一些增加居民對未來支出降低、收入增加的預(yù)期，而增加即期消費的政策，增加居民消費信心，降低其對未來的不確定性。

我們可以通過增加社會消費購買力，來達到降低居民儲蓄的目的。進行產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級調(diào)整和調(diào)整社會供給，滿足社會高收入人群的消費需求，擴大高收入人群的社會購買力，降低其儲蓄存款的傾向。

（四）縮小貧富差距

過大的貧富差距會影響居民儲蓄，因而我們應(yīng)該縮小貧富差距，例如加強政府的公共服務(wù)，完善醫(yī)療、就業(yè)、教育、社會保障等方面，降低居民對未來的不確定性，保障低收入人群的生活成本，讓其有更充足的資金滿足自己的生活需求、精神需求和投資需求。

（責(zé)任編輯 胡增芳）

Empirical Analysis on the Factors Influencing Chinese Residents’ Savings based on Econometric Model

YU Xin-hong, CHEN Xiao-xiao, GUO Pan-pan, CHEN Nan, FANG Hong-mei, FU Wen-jing, YE Shuang, WU Meng, WANG Wen-jun

The authors explore the rules of Chinese residents’ savings behavior using key factors such as GDP, interest rate, inflation rate, S&P stock index, etc. The results show that there are positive relations between Chinese residents’ savings balance and China’s GDP and also positive relations between the change of interest rate level and the change of Chinese residents’ savings, while the inflation rate is negatively related to Chinese residents’ savings level, but positive relations can be seen between S&P stock index and Chinese residents’ savings rate. Therefore, the authors suggest that China should improve the distribution structure of residents’ personal income, optimize financial market, establish and perfect social guarantee mechanism as well as social welfare system in order to narrow the gap between the rich and the poor.

residents’ savings; savings; heteroscedasticity (ARCH); multicollinearity

2017-07-03

安徽省教育廳高校優(yōu)秀青年人才支持計劃項目（jxyq2017147）；國家級大學(xué)生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)訓(xùn)練計劃項目(201713616001)；國家級大學(xué)生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)訓(xùn)練計劃項目 (201613616004)；安徽省大學(xué)生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)訓(xùn)練計劃項目（201613616001）

余新宏（1982－ ），男, 安徽阜陽人，安徽農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟技術(shù)學(xué)院講師，碩士。

10.13685/j.cnki.abc. 000298

2017-10-26 12:07

http://kns.cnki.net/kcms/detail/34.1242.Z.20171026.1207.003.html

F832.0

A

1671-9255（2018）02-0028-04