關(guān)于我國(guó)居民儲(chǔ)蓄影響因素的計(jì)量分析

摘要：改革開放以來，我國(guó)居民儲(chǔ)蓄量在不斷增加，高儲(chǔ)蓄現(xiàn)狀引入注目。眾所周知，儲(chǔ)備可以推動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，調(diào)節(jié)貨幣流通，引導(dǎo)消費(fèi)，但儲(chǔ)蓄過高也存在巨大隱患。本文利用EViews對(duì)1990～2017年有關(guān)居民儲(chǔ)蓄影響因素的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析并得出相應(yīng)結(jié)論。

關(guān)鍵詞：居民儲(chǔ)蓄;居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù);計(jì)量分析

發(fā)展儲(chǔ)蓄業(yè)務(wù)，在一定程度上能夠促進(jìn)國(guó)民經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)和比例的調(diào)整，可以集聚社會(huì)的閑置資金，為國(guó)家的建設(shè)和發(fā)展提供經(jīng)濟(jì)支援，使社會(huì)再生產(chǎn)過程加速和規(guī)模擴(kuò)大。但近年來我國(guó)居民儲(chǔ)蓄一直居高不下，過高的儲(chǔ)蓄會(huì)限制消費(fèi)，進(jìn)而抑制經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

一、數(shù)據(jù)收集與模型建立

居民儲(chǔ)蓄是指?jìng)€(gè)人或家庭自愿將其部分收入不用于消費(fèi)，而是積累起來的存款行為。所以選取居民儲(chǔ)蓄存款為被解釋變量;薩繆爾森和諾德豪斯認(rèn)為：收入、居民儲(chǔ)蓄和消費(fèi)三者密不可分，居民儲(chǔ)蓄是個(gè)人收入中沒有用于消費(fèi)的部分，儲(chǔ)蓄等于收入減掉消費(fèi)，而我國(guó)居民可支配收入可分為城鎮(zhèn)和鄉(xiāng)村兩個(gè)部分，所以選取城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、農(nóng)村居民人均純收入和居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)為解釋變量;結(jié)合我國(guó)人口老齡化的實(shí)際，儲(chǔ)蓄成為養(yǎng)老的主要手段，是以在解釋變量中加入老年人口數(shù)。本文選用了1990～2017年有關(guān)居民儲(chǔ)蓄的數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源為中國(guó)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)。

建立初始模型如下：

其中，Y為居民儲(chǔ)蓄存款余額，X為城鎮(zhèn)居民人均可支配收入，X為農(nóng)村居民人均純收入，X為居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)，X為老年人口數(shù)，μ為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

二、模型估計(jì)和檢驗(yàn)

（一）模型初始估計(jì)

對(duì)初始模型進(jìn)行回歸分析，得出各個(gè)變量與我國(guó)居民儲(chǔ)蓄的變動(dòng)關(guān)系。模型估計(jì)結(jié)果如下。

由回歸結(jié)果可以知道R=0.997758，R=0.997368可決系數(shù)都很高，F(xiàn)檢驗(yàn)的值F=2559.311，明顯顯著。但是當(dāng)α=0.05時(shí)，t（n-k）=t（28-5）=2.069，不僅解釋變量X的系數(shù)不顯著，而且解釋變量X的符號(hào)與預(yù)期不符，這表明模型可能存在嚴(yán)重的多重共線性。

（二）多重共線性檢驗(yàn)

根據(jù)多重共線性檢驗(yàn)中的相關(guān)系數(shù)矩陣檢驗(yàn)，可以看出解釋變量X，X，X相互之間的相關(guān)系數(shù)較高，存在一定的多重共線性。

通過對(duì)初始模型及對(duì)數(shù)模型進(jìn)行逐步回歸剔除變量修正多重共線性，發(fā)現(xiàn)對(duì)數(shù)模型二元逐步回歸修正的可決系數(shù)大于初始模型，所以剔除lnX和lnX。

多重共線性修正后的模型為：

（三）殘差平穩(wěn)性檢驗(yàn)

由于所用數(shù)據(jù)為時(shí)間序列數(shù)據(jù)，因此需要檢驗(yàn)其平穩(wěn)性。利用多重共線性修正后模型的回歸結(jié)果得出的殘差，作殘差的平穩(wěn)性檢驗(yàn)。由檢驗(yàn)結(jié)果可以知道，在1%、5%、10%三個(gè)顯著性水平下，單位根檢驗(yàn)的臨界值分別為-2.656915、-1.954414、-1.609329，t繃十量值為-4.510664小于所有顯著性水平下的臨界值，說明殘差序列不存在單位根，是平穩(wěn)序列，即居民儲(chǔ)蓄存款余額、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)之間存在協(xié)整關(guān)系，不是偽回歸。

（四）異方差檢驗(yàn)

由于所用數(shù)據(jù)為時(shí)間序列數(shù)據(jù)，故用ARCH檢驗(yàn)異方差。由檢驗(yàn)結(jié)果可以知道，滯后期數(shù)p=1，（n-p）R=0.211406，查X分布表得臨界值X（1）-3.84146，而（n-p）R0.05

（五）自相關(guān)檢驗(yàn)

對(duì)修正后的模型進(jìn)行回歸，得R=0.997523，R=0.997325，可決系數(shù)均較高，且各回歸系數(shù)均顯著，DW=0.435375。n=28、k=2且α=0.05，查DW統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)表可知d=1.255 255，d=1.560，因?yàn)?L

利用廣義差分法修正自相關(guān)，對(duì)二元線性回歸模型Y

（六）模型經(jīng)濟(jì)意義和統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)

模型估計(jì)結(jié)果說明，在假定其他變量不變的情況下，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入每增長(zhǎng)1%，居民儲(chǔ)蓄存款余額將平均增長(zhǎng)0.97;居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)每增加1 /o個(gè)百分點(diǎn)，居民儲(chǔ)蓄存款余額將平均減少0.79%。所有解釋變量符號(hào)都與預(yù)期相一致。該模型R=0.999334，R=0.999247可決系數(shù)很高，F(xiàn)檢驗(yàn)值為11496.77，明顯顯著。當(dāng)α=0.05時(shí)，t（n-k）=t（27-3）=2.064，所有的系數(shù)估計(jì)值高度顯著。

三、結(jié)論

城鎮(zhèn)居民人均可支配收入是居民儲(chǔ)蓄存款余額增加的主要因素，對(duì)居民真正富起來具有重要意義，在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的大局下是不可避免，所以降低居民儲(chǔ)蓄的問題需要從另一個(gè)影響因素下手。通過上述實(shí)證分析可以發(fā)現(xiàn)居民儲(chǔ)蓄存款余額和居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。

因此，政府應(yīng)不斷完善收入分配機(jī)制和社會(huì)保障體制，促進(jìn)工資水平的合理增長(zhǎng)，保障居民的生活水平，釋放消費(fèi)需求，減少儲(chǔ)蓄。還可以宏觀調(diào)控居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)，同時(shí)豐富理財(cái)方式并加強(qiáng)理財(cái)產(chǎn)品的監(jiān)管，提升居民投資信心并引導(dǎo)居民理性投資。

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作者簡(jiǎn)介：

陳詩(shī)鈺，海南師范大學(xué)，海南?？凇?/p>