導(dǎo)語：深究居民儲蓄存款計量經(jīng)濟一文來源于網(wǎng)友上傳，不代表本站觀點，若需要原創(chuàng)文章可咨詢客服老師，歡迎參考。

一、問題的提出

1978年以來，隨著我國國民經(jīng)濟的飛速發(fā)展，居民儲蓄也出現(xiàn)高速增長的態(tài)勢。進入90年代以后，我國居民儲蓄存款余額始終保持兩位數(shù)的增長速度。這對我國經(jīng)濟的進一步增長有著有利的一面，但也會帶來一定程度的負(fù)面影響。所以國家相繼出臺了一系列積極的財政和貨幣政策，以刺激國內(nèi)消費和投資需求，分流儲蓄，但是居民儲蓄依然持續(xù)增加。由于居民的儲蓄存款直接影響著居民的消費行為，影響著貨幣的供給量，進而間接影響著國家經(jīng)濟的發(fā)展，宏觀調(diào)控的力度和效果。因此，對我國居民存款儲蓄問題的深入研究就顯得尤為重要，這有助于認(rèn)清現(xiàn)狀，做出合理的決策。

二、變量的選取及分析

目前，我國正處于改革時期，各種不確定性因素很多。因而，要分析各種因素對居民儲蓄行為的影響，必須立足于我國的國情。1998年后，我國經(jīng)濟運行進入了一種新的體制約束狀態(tài)，出現(xiàn)了明顯的供給過剩，需求對經(jīng)濟增長的約束與拉動作用明顯增強，投資、消費膨脹的內(nèi)在動力明顯不足；同時，由于我國市場機制尚不健全，市場經(jīng)濟發(fā)育不成熟，市場體制的控制力還有限，從而不能形成一種有效地傳導(dǎo)機制。市場化改革對人們的經(jīng)濟行為、心理行為帶來了很大影響，銀行開始考慮貸款風(fēng)險，投資者開始考慮投資回報，而消費者也開始考慮最佳的消費時機和預(yù)期收入。

這說明，我們的微觀經(jīng)濟層面已生長出一種內(nèi)在的約束機制，然而社會各個方面對這些積極的因素還很不適應(yīng)，微觀主體內(nèi)在約束機制較強與宏觀經(jīng)濟市場傳導(dǎo)機制不暢之間的矛盾，導(dǎo)致了投資行為受阻、消費行為審慎和儲蓄持續(xù)穩(wěn)定增長。當(dāng)前影響我國居民儲蓄的因素有很多，概括起來有以下幾點：居民對社會經(jīng)濟形勢的預(yù)期、可選擇的投資渠道、信貸消費的發(fā)展、利率因素的影響、“假性”存款的影響、消費領(lǐng)域的信用等級、高收入階層消費狀況、就業(yè)形勢壓力、體制改革、居民收入水平等。

筆者綜合考慮，選取一部分變量進行研究，而且為了方便查找數(shù)據(jù)，只建立我國城鎮(zhèn)居民儲蓄存款模型進行研究，選用當(dāng)年的收入增長率來考察收入因數(shù)對儲蓄率的影響。用城鎮(zhèn)居民的鍺蓄率作為被解釋變量。另外還選取了我國1981年到2009年各年的城鎮(zhèn)居民收入的基尼系數(shù)、一年期儲蓄利率和通貨膨脹率作為解釋變量。

三、模型及處理

基于以上數(shù)據(jù)，建立的模型是：Y=B1+p2Xl+B3X2+B4X3+B5X4+

B1度量了截距項，它表示在沒有收入的時候人們也要花錢消費，儲蓄率為負(fù)。

B2度量了當(dāng)城鎮(zhèn)：’人可支配收入率變動1％時，儲蓄增長率的變動。

B3度量了當(dāng)利率變動一個單位，其實也就是l％時，儲蓄的增量的變動。

B4度量了當(dāng)通貨膨脹率變動一個單位，儲蓄增量的變動。

B5度量了基尼系數(shù)對儲蓄率的影響。這也是本文的重點變量。

U是隨機誤差項。對Y做回歸利用e~ews最小二乘估計結(jié)果如下Y=一0．316951+0．280938X1+0．025289X2—0．423786X3+1．477997X4+u．

1．經(jīng)濟意義的檢驗

該模型可以通過初步的經(jīng)濟意義檢驗，系數(shù)的符號符合經(jīng)濟理論。

2．統(tǒng)計檢驗

顯然通貨膨脹率的系數(shù)通不過T檢驗，R2=0．832059，調(diào)整之后的R2值為0．804069，模型的擬合情況較好。F檢驗的值為29．72694，整個模型對儲蓄率的增長影響是顯著的。

3．多重共線性的檢驗

從F值可知此模型整體顯著，但是分析各個變量后發(fā)現(xiàn)xl和x3不顯著，可能存在多重共線性，運用消除多重共線性的逐步回歸方法我們可以得到要放棄x1和X3這兩個變量，重新做回歸分析得到：Y=p1+p3X2+B5X4+u從新模型的整體效果來看，R值和F值都很好，而且各個變量的t統(tǒng)計量也表明各個變量對儲蓄率的增長都有顯著影響。因此模型可設(shè)為Y=一0．263629+0．O2O638X2+1．1511522X4+u

4．異方差性檢驗

對新模型進行異方差性的檢驗，運用whhe檢驗，得到如下結(jié)果：由WhiIeHeteroskedasticityTest的結(jié)果P值可以看出該模型不存在異方差性。

5．相關(guān)性的檢驗

DW值為1．079257大于顯著水平在0．01％上的O．882，表明存在自相關(guān)。從估計殘差也判斷出其模型是有自相關(guān)的。

6．序列相關(guān)性的修正來重新估計模型

建立模型e2=a*e2(一1)+e2(一2)+u估計上述結(jié)果可知其滯后二階顯著為0，從而可以判斷其為一階自相關(guān)。因此把殘差模型修改為：e2=a*e2(-1)+u

7．最終結(jié)果

Y=一0．193532555+0．02123941533X2+1．233767206X4+[AR(1)=O．5691368307；AR(1)：el=0．5691368307e(-1)+u．Y一0．193532555+0．02123941533X2+1．233767206X4+0．5691368307(Y(-1、-0．193532555+0．02123941533"X2(-1)+1．233767206X4(一1))+u

四、結(jié)論與建議

1．模型的實證分析

城鎮(zhèn)居民的收入增長率變化對居民的儲蓄率變化的影響還是比較明顯的，儲蓄率對收入增長率的彈性為0．314787，在其他條件不變的情況下，居民的收入變化1％，儲蓄率同方向變化0．314787％。利率變動對實際的儲蓄率變動的影響并不是十分的重要，彈性僅為0．024487。這方面有很多的原因，其中對未來預(yù)期的不確定性是一個很重要的原因，尤其是1998年以后，隨著住房、醫(yī)療、教育等方面的改革，人們的儲蓄傾向受預(yù)期的影響更大。這方面從人民銀行數(shù)次通過降息來調(diào)整儲蓄量，但是效果并不明顯也可以看出來?；嵯禂?shù)對儲蓄率的影響非常大，彈性達到了1．145280。這里可以看出，收入分配的均等程度對儲蓄的影響非常明顯。這是由于收入高的群體的儲蓄傾向要明顯的高于收入低的群體。

2．對宏觀經(jīng)濟的政策建議

基于基尼系數(shù)對儲蓄率的很大影響，國家應(yīng)該重視對分配領(lǐng)域的調(diào)節(jié)，加大對低收入者的轉(zhuǎn)移支付，切合我國實際的對稅收領(lǐng)域進行改革，縮小社會的貧富差距：

1)不要“逼”老百姓花錢，而要針對不同收入階層，采取不同對策，引導(dǎo)居民消費。首先，增加中低收入居民的個人相對收入，在分配政策上進一步縮小收入差距；進行微觀層面的改革和合適的福利體系改革，大力提高人們的收入預(yù)期；控制教育和醫(yī)療費用，降低人們的支出預(yù)期，減少公眾的焦慮；積極發(fā)展消費信貸，尤其是助學(xué)貸款，減少人們?yōu)榻逃鴥π畹男枰屍洹坝绣X花”。其次，引導(dǎo)高收入居民向更高層次的消費過渡，努力提高其消費傾向，增加消費供給，讓其“有地方花錢”，從而抑制儲蓄傾向的進一步提高。

2)不要“逼”老百姓投資，而要不斷增加金融創(chuàng)新，努力改善投資環(huán)境，刺激居民投資。目前的儲蓄高增長主要是由于居民收入的持續(xù)增長、消費和投資的增速緩慢、居民手持現(xiàn)金的逐步減少而引起，充分暴露出我國經(jīng)濟架構(gòu)的嚴(yán)重失衡。因此，必須采取相應(yīng)的措施緩解儲蓄增長的勢頭，并積極引導(dǎo)儲蓄向投資轉(zhuǎn)化：一是提供多樣化的金融工具，不斷開發(fā)新的金融產(chǎn)品，大力發(fā)展商業(yè)保險和社會保險，拓寬居民投資渠道，引導(dǎo)居民儲蓄資金的合理分流。二是進一步發(fā)展和完善股票市場，規(guī)范上市公司的市場行為，逐步建立完善的、公開的信息披露制度，增強居民的投資信心。三是大力發(fā)展債券市場，尤其是企業(yè)債券市場，充分發(fā)揮債券融資的優(yōu)勢，加大企業(yè)從資本市場直接融資的比重。四是積極引導(dǎo)民間投資，用新型的融資方式拓寬民間投融資的渠道。穩(wěn)定發(fā)展民營金融機構(gòu)；建立民間投資退出機制；加強民間投資的信用體系建設(shè)。

3．模型的不足在實際經(jīng)濟活動中，人們的預(yù)期對儲蓄率的影響是非常明顯的。由于這方面的影響很難用數(shù)據(jù)來描述以及礙于本文作者水平有限，所以本模型沒有反映人們的預(yù)期對儲蓄率的影響。