中国城镇居民储蓄水平分析

□文/邓鑫磊（吉林大学商学院 吉林·长春）

中国城镇居民储蓄水平分析

□文/邓鑫磊
（吉林大学商学院 吉林·长春）

改革开放以来，随着中国经济的快速发展，中国居民储蓄存款余额也在持续较快增长，居民储蓄率也一直居高不下。本文基于中国1995年至2010年的统计数据建立城镇居民储蓄率模型，运用相关计量经济学理论及多元线性回归分析知识建模，进行统计、经济意义以及计量上的检验，研究中国城镇居民储蓄存款情况，最终确定各因素对中国城镇居民储蓄水平的影响程度，并提出一些看法及建议。

城镇居民储蓄水平；利率；可支配收入；基尼系数

收录日期：2015年1月14日

改革开放以来，我国经济呈现蓬勃发展趋势，人民生活水平普遍提高，与此同时，我国居民的储蓄也随之快速增长。进入90年代以后，我国居民储蓄存款余额始终保持在两位数的增长速度。我国居民储蓄率一直是世界上最高的，这一现象引起国内各经济学家及政府的广泛关注，较高的居民储蓄直接影响到我国整个经济的运行，所以对我国居民储蓄存款的问题进行研究很有必要。我们可以对研究的结果进行分析，并制定相应的政策方针，使整个国民经济更好地发展。

一、变量分析与选择

在此之前，已有很多经济学专家学者对此问题做过相关模型分析，但各自选定的变量各有差异，笔者通过对前人的研究成果进行比较分析，最后选定城镇居民家庭人均可支配收入、一年期存款利率、恩格尔系数以及基尼系数这四个主要影响因素建立了模型。以下是对选择这几个影响变量的原因分析：

（一）城镇居民家庭人均可支配收入。城镇居民家庭人均可支配收入指最终消费支出和其他非义务性支出以及储蓄的总和，即居民家庭可用于自由支配的收入。居民储蓄的根本来源就是居民的可支配收入，居民可支配收入越多可以存入银行的钱也就越多，也就直接影响到居民的储蓄率，所以可支配收入这一因素必须首先选取为模型的解释变量。

（二）一年期存款利率。存款利率对居民储蓄的影响也不容忽视，在西方经济学里，利率通常和储蓄成正比，因为利率越高居民得到利息越多，就更愿意把钱存入银行，所以模型中也将这个因素选入解释变量。本模型中选取的利息率数据是一年的变动利率加权平均后的利率。

（三）城镇居民基尼系数。基尼系数是用来定量测定收入分配差异程度，综合考察居民内部收入分配差异状况的一个重要分析指标。在西方经济学中，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。所以，把基尼系数选入作为解释变量。

另外，价格指数和通货膨胀率也对储蓄率有一定影响，鉴于数据无法完整得到，放弃对其分析。

表1

表2

表3

表4

表5

理论模型设计如下变量：Y代表城镇居民储蓄率；X1代表人均可支配收入；X2代表一年期存款利率；X3代表城镇居民基尼系数。建立模型：

Y=B0+B1×X1+B2×X2+B3×X3+u

B0表示必要消费，它表示在收入为零时人们也要花钱消费，也就是有生活必需品消费支出，储蓄率为负。

B1表示当城镇家庭人均可支配收入变动1元时，城镇居民储蓄率相对应的变动单位数。

B2表示当一年期利率变动一个百分点时，城镇居民储蓄率相对应的变动单位数。

B3表示基尼系数对储蓄率的影响。

u表示随机误差项。

二、回归与结果

对被解释变量Y利用Eviews做回归，得到结果表1所示。（表1）

Y=7.64969949347+0.0035404995432×X1+3.16814664514× X2-51.7918002873×X3

（1.101819）（7.352915）（7.636951）（-2.154779）

R2=0.926053 调整可决系数=0.907566

F=50.09249 DW=1.899527

三、模型的检验与修正

（一）对于模型的经济意义的检验。一般来说，居民的可支配收入越多，储蓄率越高；储蓄利润率越高，居民储蓄率也高；而基尼系数越大，即贫富差距越大，储蓄率降低。且B0的值为正值，说明居民有必要的消费需求。回归方程中的各个系数符合经济意义检验。

（二）多重共线性检验。对回归模型的三个解释变量，利用Eviews做出相关系数矩阵。（表2）

可见，X1和X3之间的相关系数为0.9，方程存在明显的多重共线性。

分别作Y与X1、X2、X3之间的回归。（表3、表4、表5）

（1）Y=16.8918025136+0.00171673279686×X1（2.992426）（3.213209）

R2=0.424454 DW=0.500368

（2）Y=27.5718524824+1.43569625505×X2

（5.08838）（1.26638）

R2=0.100279 DW=0.304658

（3）Y=12.0109181049+53.2651787897×X3

（0.967642）（1.759758）

R2=0.181131 DW=0.524350

可见，居民储蓄率受居民可支配收入的影响最大，与经验相符，因此选定（1）为初始回归模型。

逐步回归：

通过Eviews软件，将回归结果在EXCEL中列出如表6所示。（表6）

表6

当引入变量X2时，各系数的t检验通过，但是其方程的常数项C的值为-5.44423，由于定义中常数项B0的经济意义为必要的消费支出，即即使举债也要进行的消费额，例如大米、油、盐，所以常数项的值必须为正值。因此解释变量X2有误。

去掉X2，直接引入X3，得到回归方程：Y=40.7414847949+0.0037990950×X1-109.587368639×X3各系数符号符合经济意义，且t检验通过。确定回归模型为F（X1，X3）。

但是，对该回归方程进行D.W.检验，求得D.W.值= 0.472311，大于0而小于DL=1.1。表明其存在正的自相关性。下面对于方程进行自相关性的修正。（表7）

表7

得到修正后的确定的回归方程为：

Y =0.00379909505925×X1 -109.587368639×X3+ 40.7414847949

（8.602061）（-2.848015）（2.472056）

R2=0.566650 F=8.499407 D.W.=0.472311

其中：Y代表城镇居民储蓄率；X1代表人均可支配收入；X3代表城镇居民基尼系数。

四、结论与建议

通过以上数据分析和回归模型的建立，我们可以发现，在

不考虑其他条件和因素的前提下，城镇居民的储蓄率与居民的可支配收入存在正相关关系，可支配收入增加一元，储蓄率上升大约0.17%，同样，储蓄率与利率和基尼系数同样存在一定的相关关系。然而，通过模型的修正和优化，本文得出的最终回归方程中并没有包含最初的解释变量X2，说明存款利率对于储蓄率的影响并不显著或者相对于其他解释变量解释力度过低，被模型舍弃。

不可否认，仍然有许多的其他因素影响着储蓄率的变化，例如通货膨胀率、商品的价格指数等等，然而考虑到很多数据的不可得性，本文并没有对其进行讨论分析。就修正得到的最终模型可以看出，F检验所对应的P值为0.004360＜0.01，通过了F检验，说明该回归模型在1%的显著性水平下，模型的线性关系显著成立。可以大致的认为，城镇居民的储蓄率与可支配收入和基尼系数的关系如结论方程所示。

基于上述模型问题的讨论，笔者对于城镇居民的储蓄提出两点建议：首先，一个国家的储蓄额反应的是国民对于国家发展的期望值，是国家进行投资发展的重要经济来源，所以应该通过宏观或者微观等经济手段，例如提高人均可支配收入，加大政府购买和转移支付的力度，将国民储蓄率保持在一个良好的水平之下。其次，一个国家的经济发展离不开市场经济的发达，过度的储蓄会降低市场购买，抑制商品经济的发展，国家应当通过调控手段，例如减小基尼系数，缩小贫富差距，刺激购买和消费，保证市场活力和经济流通速率，确保居民日常经济活动正常运行。

主要参考文献：

［1］《中国统计年鉴》2011期数据统计.中国人民银行官网.

［2］唐军.中国居民储蓄主要结构性问题研究［J］.中国社会科学院研究生院硕士学位论文，2012.

［3］孙晶.我国居民储蓄的利率效应实证分析［D］.西南财经大学硕士学位论文，2012.

［4］谢勇.中国城镇居民储蓄率的影响因素研究［J］.2011.4.

［5］张建华，孙学光.我国居民储蓄存款误差修正模型与分析［J］.数量经济技术经济研究，2009.4.

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