我国城镇居民储蓄存款模型的实证分析.doc

我国城镇居民储蓄存款模型的实证分析摘要：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，完善社会福利制度等措施，但是成效均不明显。本文介绍了我国1979年到2007年我国城镇居民储蓄现状，对城镇居民影响储蓄的因素进行了分析。通过建立多元线性回归模型对我国的城镇居民储蓄率变化进行实证分析。思路如下：建立全国城镇的储蓄函数，然后定量研究各年的变化差异，用经济、统计和计量分析检验，得出结论。最后根据结论，提出关于降低居民储蓄存款额的一些可行建议。因此，应从均衡发展、调整利率水平、维持合理的物价水平三方面调控城镇居民收入。关键词： 城镇居民储蓄、收入水平、利率、价格水平一、问题的提出适度的储蓄能够促进国民经济的良性循环和均衡发展。主要表现在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，说明了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2007年的17年间，居民储蓄存款增长率达25倍多，1998年到2000年期间由于中央银行连续降息、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年以后，储蓄存款增长势头再次加快，到2007年12月末，居民储蓄存款余额已达1725万亿元，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。从国际角度来看，我国储蓄自80年代以来，一直列居世界前茅。这对处于高速发展的中国而言无疑是一件不好的事情，因为伴随着储蓄的超增长、消费的持续低迷将对我国经济快速稳定发展产生不利的影响。 二、 理论综述李焰的研究指出，由于流动性约束以及较低的收入水平，5O以上的居民储蓄是用于未来特定的支出养儿、防老、购房和预防意外事件，居民储蓄的刚性特征致使利率对储蓄并不具有显著的正效应。袁志刚和宋铮认为，市场化改革不仅加大了居民所面临的系统风险，同时也加剧了居民个人所面对的个体风险。他们认为推动储蓄率不断上升的主要力量是不确定性所带来的谨慎储蓄的上升，以及由于流动性约束所造成的居民住房和教育消费水平的缓慢增长。刘建国对农村消费的一项研究表明，由于产权模糊、政府干预以及农业保险制度不健全等原因导致农民收入的不确定性程度大为提高，造成农村地区较低的消费倾向。万广华等先后运用中国19611998年度数据以及大样本农户家庭调查资料研究发现。中国居民消费行为在2O世纪80年代早期发生了结构性转变，流动性约束型消费者所占比重的上升以及不确定性的增大，造成了中国目前的低消费、高储蓄现象。居民的储蓄动机主要有为退休进行的储蓄、预防性储蓄、遗赠储蓄和其他储蓄动机等,为退休进行的储蓄主要是为了应付养老;预防性储蓄动机主要体现在居民为了应付将来收入下降(如失业)或意外性支出(主要是医疗支出)增加而进行的储蓄。这些研究主要是从消费函数出发，强调了利率、预防性储蓄、流动性约束和不确定性等因素对居民储蓄的影响，却没有考虑到习惯、经济增长、人口结构和社会保障等因素对储蓄率上升的贡献。三、 变量选择一个社会的储蓄总量受很多因数的影响，根据经典西方宏观经济学理论，储蓄水平主要受收入、利息率、物价水平、食物支出、收入分配等因数的影响。 1、收入水平（Y）：按照经典经济学的理论，收入是影响储蓄的第一位的因素。只有当收入超过最低的需求之后，储蓄才成为可能，在此之前都是负储蓄。而且储蓄应该与收入成同方向的变动关系。即收入增加，储蓄也增加，收入减少，储蓄也减少。但是，根据凯恩斯基本心理定律，边际消费倾向（MPC）是递减的。相应的，边际储蓄倾向（MPS）是呈递增的趋势，即随着收入的增加，储蓄以更大的比率增加，边际消费倾向会越来越低，这样，居民的消费就变少了，储蓄就增多了。 2、利率（R）：利率作为消费的机会成本对储蓄产生一定的影响。传统经济学认为，在收入即定的条件下，较高的利息率会使储蓄增加。利率的升降直接影响到存款的收益。储蓄利率水平越高，消费的机会成本越大，居民就会减少当前消费，增加储蓄；反之，则会减少储蓄。由于居民具有“货币幻觉”，基于这个原因，本文采用名义利率（R）作为解释变量。但是我国自1978年以来，利率变动多次，有的时候同一年中，利率就变化几次，因此本文选用的利息率是根据当年变动月份加权平均后的一年期储蓄存款加权利率。3、通货膨胀率（I）：物价水平会导致居民户的消费倾向的改变。从而也就会改变居民户的储蓄倾向。本文用通货膨胀率来考察物价水平对储蓄率的影响。关于通货膨胀率对储蓄的影响，基本理论是通货膨胀率高，货币的价值相对来说要下降，居民害怕手中的货币贬值，尽早消费，所以储蓄会减少，通货膨胀率与储蓄成反方向的变动关系。关于通货膨胀率指标的选择有多种方式，本文采用了商品零售价指数(1978年=1O0)来计算通货膨胀率。之所以不选用上一年等于lO0 的形式是因为该指标由于样本数据的问题引起了统计不显著。4、城镇居民基尼系数（GINI）：凯恩斯认为，收入分配的均等化程度越高，社会的平均消费倾向就会越高，社会的储蓄倾向就会越低。在国际上，衡量收入分配平均状况最常用的指数是基尼系数，本文选用的是中国1979年到2007年的各年的城镇居民收入的基尼系数。 5、恩格尔系数（EN）：恩格尔系数衡量食品支出总额占个人消费支出总额的比重。恩格尔定律主要表述的是食品支出占总消费支出的比例随收入变化而变化的一定趋势，揭示了居民收入和食品支出之间的相关关系，用食品支出占消费总支出的比例来说明经济发展、收入增加对生活消费的影响程度。众所周知，吃是人类生存的第一需要，在收入水平较低时，其在消费支出中必然占有重要地位。随着收入的增加，在食物需求基本满足的情况下，消费的重心才会开始向穿、用等其他方面转移。因此，一个国家或家庭生活越贫困，恩格尔系数就越大；反之，生活越富裕，恩格尔系数就越小。因此从理论上讲，恩格尔系数越高，居民用于食品的支出占消费支出总额的比重越高，用于储蓄部分的收入就越低，反之亦然。 6、被解释变量（S）：在本模型中，为方便与其他统计指标进行对比分析，本文选取居民储蓄存款年底余额作为居民储蓄的代表变量。四、模型设计 建立多元线形回归模型: S=其中，度量了截距项，它表示在没有收入的时候人们也要花钱消费，储蓄率为负。度量了当城镇居民收入每增长1亿元时，储蓄增长额的变动。即是储蓄增量的收入弹性。度量了当利率变动一个单位，也就是1%时，储蓄的增量的变动。度量了当通货膨胀率变动1%，储蓄增量的变动。度量了基尼系数对储蓄增量的影响。 度量了恩格尔系数对储蓄增量的影响。 是随机误差项。五、数据收集年份城镇居民储蓄存款增加额(亿元)城镇居民收入(亿元)一年期存款利息率(%)通货膨胀率（%）城镇居民基尼系数城镇居民恩格尔系数197968.6749.04753.781020.160.6751980148.5914.12645.04108.10.150.5691981220.11009.3575.4110.70.150.5671982313.31149.8245.67112.80.150.5871983438.61257.595.76114.50.160.5921984642.61566.1495.76117.70.190.581985923.81854.6986.72128.10.190.53319861338.42375.3137.2135.80.20.52419871941.72773.2167.2145.70.230.53519882545.93382.5717.68172.70.230.51419893650.34058.50111.12203.40.230.54519905144.24560.0499.92207.70.240.54219916790.95306.3827.92213.70.250.53819928678.16520.5867.56225.20.270.53199311627.38550.0099.26254.90.30.503199416702.811946.1710.98310.20.280.5199523466.715065.0210.98356.10.280.501199638520.818051.039.21377.80.290.488199746289.820356.877.17380.80.30.466199853407.522572.765.02370.90.2950.447199959621.825610.082.89359.80.30.421200064332.428828.972.25354.40.320.394200171188.732969.982.25351.60.330.382200286910.738677.32.033470.3190.3772003103617.7443741.98418.640.4580.3712004119555.451143.32.03434.880.470.3772005141050.9959983.32.25447.490.4830.3672006161587.367859.42.34454.240.500.3582007172616.1181859.88944.14476.040.510.363五、实证分析 利用Eviews回归结果如下：Dependent Variable: SMethod: Least SquaresDate: 12/28/09 Time: 12:42Sample: 1979 2007Included observations: 29VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C-10689.0713859.84-0.7712260.4484Y2.0239970.10919418.535730.0000R-1582.786334.2995-4.7346340.0001I19.1776115.611371.2284390.2317GINI31982.4423754.191.3463920.1913EN16110.1521471.210.7503140.4607R-squared0.996703Mean dependent var41494.52Adjusted R-squared0.995987S.D. dependent var53061.17S.E. of regression3361.444Akaike info criterion19.26012Sum squared resid2.60E+08Schwarz criterion19.54301Log likelihood-273.2717F-statistic1390.772Durbin-Watson stat1.527048Prob(F-statistic)0.000000 由上表可看出，解释变量I、GINI、EN系数的T值不显著，而且解释变量R、I、EN的系数符号不符合经济理论。所以改变模型设定的形式，建立如下半对数模型： S1= 其中，S1=InS，Y1=InY，R1=InR。 Eviews的最小二乘计算结果如下：Dependent Variable: S1Method: Least SquaresDate: 12/28/09 Time: 13:46Sample: 1979 2007Included observations: 29VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C-9.7436252.378632-4.0963150.0004Y12.2942310.22381410.250610.0000R10.4513280.1011094.4637600.0002I-0.0059750.001918-3.1146090.0049GINI-2.3201501.018333-2.2783790.0323EN-0.7763842.024501-0.3834940.7049R-squared0.993744Mean dependent var9.037846Adjusted R-squared0.992384S.D. dependent var2.383742S.E. of regression0.208035Akaike info criterion-0.120229Sum squared resid0.995407Schwarz criterion0.162660Log likelihood7.743323F-statistic730.6480Durbin-Watson stat1.069496Prob(F-statistic)0.000000S1 = -9.743624845 + 2.294230914*Y1 + 0.4513281227*R1 - 0.005975046178*I （-4.096315） （10.25061） （4.463760） （-3.114609）- 2.320149512*GINI - 0.7763838509*EN （-2.278379） （-0.383494）R2=0.993744 2=0.992384 F=730.648 1、经济意义检验：基尼系数的系数不符合经济理论。2、统计检验：取=0.05，通货膨胀率、基尼系数、恩格尔系数的T值并不显著。F=730.6480F0.05(5,23) ,认为回归方程显著成立，拟合优度比较好。可决系数R值为0.993744，修正的可决系数为0.992384，说明中国城镇居民储蓄中99.37%的部分可以从该回归方程中得到说明，模型对数据的拟合程度比较好。3、计量经济检验（1）多重共线性的检验。 从F值可知此模型整体显著，但是分析各个变量后发现I1、GINI1、E1不显著，可能存在多重共线性。 通过Eviews计算各解释变量的相关系数，如表：Y1R1IGINIENY11.000000-0.5149790.9823650.924076-0.947653R1-0.5149791.000000-0.482334-0.5670840.652172I0.982365-0.4823341.0000000.918464-0.904295GINI0.924076-0.5670840.9184641.000000-0.897219EN-0.9476530.652172-0.904295-0.8972191.000000从以上相关矩阵可看出，收入与通货膨胀率、基尼系数、恩格尔系数，通货膨胀率与基尼系数、恩格尔系数，基尼系数与恩格尔系数之间存在较严重的多重共线性。从宏观经济的角度出发，各宏观解释变量之间存在共线性是普遍存在的，只是程度大小问题。但是该模型多重共线性较严重，必须通过逐步回归法修正。用被解释变量S1对各个解释变量分别做回归，加入Y1后的可决系数和修正可决系数最大，以Y1为基础，顺次加入其他解释变量逐步回归。最终结果以解释变量为Y1、R1、I为最佳，此时参数的T检验显著，并且参数符号符合经济理论，可决系数及修正可决系数有明显增大。而GINI、EN两个变量引起多重共线性，它们的存在使参数的T检验不显著，或符号有悖经济常识。因此剔除。则最终回归结果如下：Dependent Variable: S1Method: Least SquaresDate: 12/28/09 Time: 13:39Sample: 1979 2007Included observations: 29VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C-10.426070.990428-10.526840.0000Y12.2814800.15511714.708140.0000R10.4868430.0841715.7839800.0000I-0.0070830.001768-4.0060090.0005R-squared0.992328Mean dependent var9.037846Adjusted R-squared0.991407S.D. dependent var2.383742S.E. of regression0.220966Akaike info criterion-0.054174Sum squared resid1.220650Schwarz criterion0.134419Log likelihood4.785516F-statistic1077.853Durbin-Watson stat0.720953Prob(F-statistic)0.000000此时模型为：S1 = -10.42607239 + 2.281479748*Y1 + 0.4868426224*R1 - 0.007082546105*I （0.990428） （0.155117） （0.084171） （0.01768） T = （-10.52684） （14.70814） （5.783980） （-4.006009）S.E= 0.220966 F=1077.853 R2=0.992328 2=0.991407（2）异方差性检验 对新模型进行异方差性的检验，运用white检验，得到如下结果：White Heteroskedasticity Test:F-statistic8.593470Probability0.000048Obs*R-squared23.28075Probability0.005596Obs*R-squared 计算的结果是23.28075，由于选用的交叉乘积项的方式，所以自由度为10，在0.05的显著水平下，查表得（10）=18.307015.87821,所以不拒绝原假设，认为模型已经不存在异方差。（3）自相关检验从上表可知DW值为0.810426，且样本容量n=29，有三个解释变量的条件下，给定显著性水平0.05，查DW表得，DL=1.198，DU=1.65，这时有DWDU，说明广义差分模型中已无自相关，不必进行迭代。0=-12.24944521/(1-0.166244)=-14.691881=2.509146462=0.77997247273= - 0.01005564151综上所述，模型为：S1 = -14.69188 + 2.50914646*Y1 + 0.7799724727*R1 - 0.01005564151*I （0.769811） （0.170663） （0.172296） （0.002353）T = （-15.91228） （14.70231） （4.526924） （-4.273228）R2=0.998594 2=0.998425 F=763.1692 S.E=0.203246DW=1.667513六、结论从上述模型中我们可以看出居民收入水平是影响居民储蓄率的重要因素。城镇居民的收入变化对居民的储蓄率变化的影响还是比较明显的，储蓄对收入的弹性为2.5091，在其他条件不变的情况下，居民的收入变化1%，储蓄同方向变化2.5091%。收入对居民储蓄有着明显的正影响作用，收入是影响中国居民储蓄的诸多因素中最重要的决定因素。因此，从储蓄转化成投资的角度看，我国居民储蓄的持续快速增长将成为我国经济增长的重要源泉，使我国的经济增长呈现出较强的“储蓄推进”态势。城镇居民收入水平的高低与居民储蓄的高低相对应，这是符合凯恩斯宏观经济理论的。随着中国经济的不断