我國居民儲蓄的影響因素

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，再從現實實際出發(fā)，利用1985-2003年的數據，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。數據說明數據來源：《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，采取對數模型。運用Eviews軟件進行回歸分析

從上述圖表中的各項數據可以看出，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)計檢驗驗與分析析1．從圖圖中看出出，可決決系數＝＝0.999226和和修正可可決系數數＝0.998968都接近近于1，，模型對對數據的的擬合程程度比較較好，這這說明列列入模型型中的解解釋變量量對應變變量聯(lián)合合影響程程度比較較大；在在顯著性性水平為為0.0572的情況況下，各各個解釋釋變量均均通過了了變量的的顯著性性水平檢檢驗，這這說明各各個解釋釋變量對對居民儲儲蓄都存存在顯著著影響；；由圖中中F值可可以看出出，回歸歸方程的的顯著性性檢驗也也通過。。2．異方方差性檢檢驗進行White檢驗，，結果如如圖：查表得：因此拒絕絕存在異異方差性性的假設設，認為為模型不存在異異方差性性。3．自相相關性檢檢驗：3.1一一階自自相關性性檢驗———DW檢驗由n=18，k=3查查表得：：dL=0.93,du=1.69DW＝1.85>du，因此此判斷隨隨機干擾擾項序列列不存在在一階自自相關性性。3.2高高階自相相關性檢檢驗———偏相相關系數數檢驗4．多重重共線性性檢驗：：多重共共線性的的主要問問題在于于使參數數估計量量的方差差變大，，本文模模型中，，回歸方方程估計計的參數數標準差差較小，，t統(tǒng)計值較較大，沒沒有必要要過于關關心是否否存在多多重共線線性。5.經濟濟意義檢檢驗從擬合方方程可以以看出，，(1)國國民總收收入增加加1%則則居民儲儲蓄額就就相應增增加0.931%。(2)上年度居居民儲蓄蓄增長變變動1%就會引引起本年年度儲蓄蓄增長0.342%，，這也符符合中國國居民存存在的固固有的儲儲蓄傾向向，有錢錢存銀行行成為大大多數人人的思維維定勢。。(3)實實際利率率內增加加一個單單位就會會引起居居民儲蓄蓄的增加個單位。。結論（1）居居民儲蓄蓄是推動動經濟增增長的動動力和杠杠桿，而而經濟的的不斷增增長又是是居民儲儲蓄日益益增長的的源泉。。從最后后的模型型來看，，國民總總收入對對我國居居民儲蓄蓄有較大大的影響響作用，，收入水水平與居居民儲蓄蓄成正向向變化，，這一點點是符合合凱恩斯斯宏觀經經濟理論論的。經經濟的持持續(xù)發(fā)展展和居民民收入的的不斷提提高對居居民儲蓄蓄的影響響作用斯斯不容忽忽視的。。（2）實實際利率率對儲蓄蓄有較微微弱的正正效應，，對居民民消費的的替代效效應超過過收入效效應，實實際利率率的上升升可以增增加儲蓄蓄，這個個關系是是符合古古典宏觀觀經濟理理論的。?？紤]到到實際利利率對居居民儲蓄蓄的影響響貢獻度度較小，，這可以以從一方方面解釋釋了從1996到2002年年間，中中國人民民銀行連連續(xù)8次次降息，，居民儲儲蓄存款款不降反反升的原原因。（3）制制度因素素沒有通通過顯著著性檢驗驗，可能能是由于于90年年代以來來的經濟濟政策具具有一定定的不穩(wěn)穩(wěn)定性，，而穩(wěn)定定的經濟濟政策在在短期內內對居民民儲蓄的的影響還還沒有充充分體現現，相信信在不久久以后經經濟政策策會對居居民儲蓄蓄產生較較為顯著著的影響響。對策建議議1.保持持經濟的的持續(xù)均均衡發(fā)展展。經濟濟發(fā)展與與居民儲儲蓄相輔輔相成，，居民儲儲蓄是影影響經濟濟增長的的重要因因素之一一，經濟濟增長是是居民儲儲蓄來源源的保證證，二者者只有協(xié)協(xié)調發(fā)展展，才能能有利于于促進生生產，加加速整個個社會的的生產活活動，刺刺激經濟濟增長，，保持國國民經濟濟運行的的均衡。。2．慎重重對待存存款利率率。經過過八次的的利率下下調，我我國的存存款利率率已處于于相當低低的歷史史水平，，而事實實上利率率對居民民儲蓄的的影響相相當小，，那么采采取降低低利率已已降低儲儲蓄的政政策即非非明智之之舉，而而應從其其他影響響因素著著手，效效果可能能更為明明顯。3．建立立健全社社會保障障制度。。就業(yè)、、住房、、養(yǎng)老和和醫(yī)療等等制度的的建立和和完善是是將居民民儲蓄維維持在一一個較合合理水平平的前提提條件，，它通過過影響居居民儲蓄蓄從而影影響整個個經濟的的運行。。建立健健全社會會保障制制度可以以降低人人們對未未來支出出的不確確定性，，從而增增加消費費，減少少儲蓄。?？傊?，，要要控控制制我我國國居居民民儲儲蓄蓄適適當當的的規(guī)規(guī)模模，，就就必必須須同同時時采采取取多多方方面面的的措措施施，，進進行行綜綜合合管管理理，，有有利利地地增增強強政政策策效效果果，，是是居居民民儲儲蓄蓄沿沿著著健健康康地地方方向向發(fā)發(fā)展展，，以以促促進進我我國國經經濟濟地地有有效效增增長長。。參考考文文獻獻[1]黃黃良良文文，，曾曾五五一一．．統(tǒng)統(tǒng)計計學學原原理理[M]．．北北京京：：中中國國統(tǒng)統(tǒng)計計出出版版社社，，2000.6[2]李子子奈，，潘文文卿．．計量量經濟濟學[M]．北北京：：高等等教育育統(tǒng)計計出版版社，，2005.3[3]孫敬敬水．．計量量經濟濟學教教