学文网一、问题的提出
改革开放以来,我国居民储蓄存款从1978年的210.6亿元增加到2008年的217885.4亿元,增加了1035倍。居民储蓄在这么短的时间内如此高的增幅,这在世界范围内也是罕见的。显然,适度的储蓄是能够促进国民经济的良性循环和均衡发展的。因而研究我国居民的储蓄问题,探讨储蓄高额存量和快速增长背后的原因和动力,正确把握储蓄影响因素和未来走势,具有十分重要的现实意义。
二、模型设定
(一)变量的选择
1、居民消费物价水平
对于价格需求弹性高的商品,物价的微小变动会引起需求的大幅度波动,因此,本文选取居民消费价格(X2)指数来代表消费品的价格水平。
2、收入水平
按照经典经济学的理论,只有当收入超过最低的需求之后,储蓄才成为可能,而且储蓄应该与收入成同方向的变动关系。但是,根据凯恩斯基本心理定律,随着收入的增加,储蓄以更大的比率增加。因此,选择城镇居民家庭人均可支配收入(X3)和农村居民家庭人均纯收入(X4)作为解释变量。
3、利率
利率的升降直接影响到存款的收益,但是在考虑到利率时,利率对储蓄的影响可以分为替代效应和收入效应。只有当替代效用大于收入效用时,降低利率才能减少储蓄率。本文用一年期存款名义利率(X5)作为解释变量。
4、证券市场对资金的吸纳程度
由于居民储蓄是作为剩余资金的一种投资渠道,当有其他的能获得更多收益的投资渠道时,理论上居民储蓄必然下降。本文选取A股筹资额(X6)作为解释变量。
5、其他因素
体制因素、人口结构因素等也对居民储蓄量产生影响。但由于很难用数值来衡量或数据难以收集,故归为其他因素。在本文中用随机扰动项u来表示。
(二)实验方法的选择
本文选择上机实验与数据分析的方法,采用Eviews软件对模型进行分析。
(三)实验数据来源
本文选取了1991-2008年的相关数据。其中数据来自于2008年《中国年统计年鉴》和中国人民银行。
(四)模型设计
根据以上分析,现设立模型如下,将方程形式设立为一次型:
=c+β2x2+β3x3+β4x4+β5x5+β6x6
其中,Y为城乡居民人民币储蓄年底余额。
三、模型的估计与调整
(一)参数估计
利用Eviews中最小二乘法估计模型的参数。
模型估计的结果为
=97102.42-1227.661*X2+25.32714*X3-
(35988.76) (392.9373)(2.068354)
31.18955*X4+2103.123*X5-2.917917*X6
(7.286262) (978.5926) (0.874712)
t=(2.698132),(-3.124318),(12.24507),
(-4.280596),(2.149131),(-3.335478)。
R2=0.996922,R2=0.995640,F=777.3774,df=12。
(二)模型检验
1、经济意义的检验
模型估计结果说明,在假定其他变量不变的情况下,居民消费价格指数每增加1个单位,则会使储蓄减少1227.661亿元,这符合在理论分析,即通货膨胀越严重,储蓄则越少;而城镇居民人均可支配收入每增加1元,则储蓄增加25.32714亿元,符合储蓄随着收入的增加而增加的理论分析;而农村人均纯收入每增加1元,储蓄减少31.18955亿元,这与理论相悖;利率每增加1%,则储蓄增加2103.123亿元,说明替代效应大于收入效应,即人民还处于低收入阶段;而A股股票筹资额每增加1亿元,储蓄减少2.917917亿元,这亦符合理论依据。
2、统计检验
(1)拟合优度:由***1可知,R2 =0.995640,模型与样本拟合的很好。
(2)F检验:针对H0:β2=β3=β4=β5=β6=0,给定显著性水平α=0.05下,F检验显著,即上述解释变量联合起来对被解释变量有显著影响。
(3)t检验:H0:βj=0(j=2,3,4,5,6)分别针对α=0.05,给定显著性水平 ,t检验除X5的系数外均显著,即解释变量中除了利率对储蓄额影响不显著外,其他都有显著影响。
(三)多重共线的检验和修正
上述模型估计中, X5系数的t检验不显著,而且X4系数的符号与预期的相反,这表明很可能存在严重的多重共线。
1、简单相关系数检验法检验是否存在多重共线
计算各解释变量的相关系数,结果如***2所示,各解释变量间相关系数较高,证实确实存在严重多重共线性。
2、采用逐步回归的方法,来验证和解决多重共线问题
分别做Y对X2、X3、X4、X5、X6的一元回归,结果表明:加入X3的方程R2最大,以X3为基础,顺次加入其他变量逐步回归,经比较,新加入X4的方程,R2 =0.990391,稍有提高,各参数的t检验在α=0.05的显著性水平下显著,但X4的系数与预测量相反。因而选择新加入X6的方程,R2有所提高,t检验、F检验均显著,且解释变量的系数符合经济意义。再在X3、X6基础上顺次加入其他变量。经比较,新加入X2的方程R2减少,且X2的系数t检验不显著。而新加入X4的方程R2稍有改进,而且各参数的t检验在α=0.05的显著性水平下均显著,但X4系数的符号与经济意义不符。而新加入X5的方程R2减少,而X5的t检验也不显著。所以,不予保留X2、X4、X5变量。得到调整后模型后为:
=-32337.89+16.31153*x3-2.421575*x6
(2866.409)(0.482637) (1.041868)
t=(-11.28167),(33.79666),(-2.324263)。
R2=0.993399,R2=0.992519,F=1128.773,df=15,DW=0.794552。
(四)异方差的检验和修正
1、采用***形法检验
绘制e2对X3、X6的散点***。大致可以看出此估计模型可能存在异方差。
2、用WHITE检验异方差的存在性
因为修改后的模型为二元函数,所以有交叉乘积项。检验结果如***3所示。
从***3可以看出,nR2=4.640395,由white检验可知,在α=0.05下,临界值χ20.05(5)=11.0705>nR2 =4.640395,且各系数t检验在α=0.05的显著性水平下,均不显著,因而此模型不存在异方差。
(五)自相关的检验和修正
1、利用***示检验法判断自相关的存在性
利用Eviews可知上述模型估计的残差***可知,此模型可能存在一阶自相关。
2、利用DW法判断自相关的存在性
在解释变量数为2,样本容量为18,显著性为0.05的情况下,查DW表得,dL=1.046,dU=1.535。
进行假设检验,设H0:ρ=0,H1:ρ≠0。
而由上文可知DW=0.794552,0
3、采用广义差分法修正自相关问题
用Eviews做回归分析,可知t=0.577433et-1,由此可知=0.577433,对上述修改后估计模型进行广义差分,得到广义差分方程:
Yt-0.577433Yt-1=β1(1-0.577433)+β3(X3t-0.577433X3(t-1))+β6(X6t-0.577433X6(t-1))+ut
用Eviews对上述差分方程进行回归。
由***4可知,进行广义差分后,R2=0.981224,稍有下降,各解释变量的系数t检验均显著,整体F检验也很显著,同时所得解释变量的系数符号符合经济意义。DW=1.280051,属于dL
为保证样本数不减少,取YZ=Y1,Xtz=Xt,其中ρ取0.577433,得结果。可知,R2=0.979153,稍有下降,各解释变量的系数t检验均显著,整体F检验也很显著,同时所得解释变量的系数符号符合经济意义。DW=2.066784,属于dU
因而,经过上述调整,最后得到的有关城乡居民人民币储蓄存款年底余额的方程如下:
Yt-0.577433Yt-1=-16208.22+16.99300
(2263.490) (0.625614)
(X3t-0.577433X3(t-1))-3.225294(X6t-
(0.778806)
0.577433X6(t-1))+ut
t=(-7.160720),(27.1620),(-4.141312)。
R2=0.981606,R2=0.979153,F=400.2422,df=15,DW=2.066784。
此模型拟合优度高,各解释变量的系数t检验显著,整体F检验显著,且各解释变量系数正负号符合经济意义。
四、结论分析
(一)居民消费价格指数对于居民储蓄的影响不显著
加入居民消费价格指数(X2)的回归, X2的系数t检验不显著。这可能是由于城乡居民对于消费价格指数的反应有滞后效应或是不明显引起的。
(二)城镇居民人均可支配收入是居民储蓄的主要影响因素,而农村人均纯收入则影响不显著
居民收入水平是影响居民储蓄率的重要因素,其对于居民储蓄有着明显的正影响作用。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。相对而言,农村人民的纯收入虽然有所增长,但是总量和增长幅度都明显低于城市居民,因而对城乡储蓄额增长影响不大。
(三)利率对于居民储蓄的影响效应正在弱化
由上述分析可知,居民储蓄受利率的影响并不显著。这主要归因于储户结构的不合理,这使得大多数居民对利率弹性的敏感程度不高,多数的居民消费群体收入水平低,不管利率怎样变动,居民储蓄都不会轻易地转化为消费。因此,对居民储蓄存款的宏观调控,重点不在于是否提高利率,而是要正确引导储蓄和消费。
(四)股票市场筹资额的影响正在逐渐加大
由最后所得估计模型可知,股票市场筹资额与居民储蓄存在着显著的负效应。而近几年由于国家进一步完善了资本市场,营造了良好的投资环境,加快了储蓄分流速度。使我国股市先前存在的违规行为明显减少。这也说明我们需要进一步加强监管、净化股市投资环境。
(作者单位:北京林业大学)
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