对我国城镇居民储蓄存款影响因素的实证分析
内容摘要：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。我国居民储蓄存款持续增长这一经济现象引起国内理论界的广泛关注。本文首先从理论 角度对影响我国居民储蓄因素进行分析。其次从现实出发，建立多元线形回归模型，将收集 1991～2004年的数据代入模型进行修正检验，剔除不显著因素，并分析原因,从而最终确定 影响我国城镇居民储蓄存款持续的主要因素。
关键词:居民储蓄存款；实证分析；主要因素
改革开放以来,我国经济获得快速发展,人民生活水平普遍提高。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。截至2004年底，我国城镇居民储蓄存款余额为 119555.4亿元，与1991年相比，14年间我国城镇居民储蓄存款余额增长了近17倍。我国居民 储蓄持续增长这一经济现象引起国内理论界的广泛关注。本文将从现实出发对影响居民储蓄
主要因素进行实证分析。
一、对影响我国城镇居民储蓄余额的主要因素分析
现实中，影响我国城镇居民储蓄存款的因素有很多，其中主要的有：
首先，城镇居民的收入水平。根据凯恩斯基本心理定律，边际消费倾向(MPC)是递减的。相 应可推知边际储蓄倾向(MPS)是呈递增的趋势，即随着收入的增加，储蓄以更大的比率增加 。
其次，消费品的价格。不同的消费品具有不同的需求价格弹性，因此，价格的变化对消费额
也就有着不同的影响。对于需求价格弹性大的消费品，价格上升会降低消费量，价格下降
则反之。由此可见，居民消费商品的结构会影响居民消费额大小，进而影响居民储蓄额的变
化。
再次，储蓄利率。按照古典经济学的观点：利率对储蓄的作用是单一的、正方的和十分有力
的。其中单一和正方向是指利率对储蓄的作用只有一个即利率的提高可以刺激储蓄、抑制消
费；利率的降低则抑制储蓄、刺激消费。然而，现代经济理论提出利率对储蓄的作用可能是
双重的，既有正向作用也有反向作用。但是，不管古典经济学还是现代经济学都指出，利率
的变动都会对储蓄额产生影响，是一个影响储蓄的重要因素。
第四，证券市场对资金的吸纳程度。证券市场的筹资作用一定程度上会对居民储蓄存款起到
分流的作用。从债券市场来看：我国债券发行主要以国债为主，由于国债发行利率高于目前
银行存款实际利率水平，一定程度上吸引了居民大量购买，客观上对居民存款起到分流的作
用；自1990年底上交所和深交所成立以来，我国股票市场筹资额由1991年的5亿元增长到200 4年的1151亿元，股市的发展客观上也会对居民的储蓄额产生一定影响。
第五,其他因素。居民储蓄行为的决定是一个相当复杂的过程,影响居民储蓄的因素除了以
上所述的一些主要影响因素以外还有很多。例如,在经济改革的过程中,国企改革、产业结构
调整以及政策性等因素都会使居民对未来收入和支出的预期发生很大变化。由于这些因素无
法用数据表达,不易进行定量分析，所以用随机变量(ｕ)来进行处理。
综上所述，我国城镇居民储蓄存款理论函数方程可表示为：
S=f(Y,CPI,R,T,B,u)
>0,0,
式中S表示城镇居民储蓄存款量，CPI表示居民消费物价指数，R表示一年期存款利率，T表示 股票筹资额，B表示国债发行额，u为随机扰动项。其中Y,R的一阶偏导大于0表明和S呈正相 关关系；CPI,T,B的一阶偏导小于0表明和S呈负相关关系；u的符号不确定。
二、城镇居民储蓄的实证分析
根据1991年～2004年我国城镇居民储蓄有关统计数据(如表二)，建立多元线形回归模型，
利用计量经济学软件Eviews，采用普通最小二乘法(OLS)，对我国城镇居民储蓄函数进行
多元回归分析，进而分析出影响我国城镇居民储蓄行为的主要因素。
表二：1991年～2004年我国城镇居民储蓄有关统计数据一览表
年份〖〗城镇居民储蓄存款额S(亿元)〖〗城镇居民家庭人均可支配收入Y(亿元)〖 〗居民消费物价指数CPI〖〗一年期存款实际利率R(%)〖〗A股筹资额T(亿元)〖 〗国债发行额B(亿元)
1991〖〗6790.9〖〗1700.6〖〗100.0〖〗3.81〖〗5.00〖〗281.25
〖BH〗1992〖〗8678.1〖〗2026.6〖〗106.4〖〗1.16〖〗50.00〖〗460.78
〖BH〗1993〖〗11627.3〖〗2577.4〖〗122.0〖〗-3.68〖〗194.83〖〗381.31
〖BH〗1994〖〗16702.8〖〗3496.2〖〗151.4〖〗-13.12〖〗49.62〖〗1137.55
〖BH〗1995〖〗23466.7〖〗4283.0〖〗177.3〖〗-6.13〖〗22.68〖〗1510.86
〖BH〗1996〖〗38520.8〖〗4838.9〖〗192.0〖〗-0.73〖〗224.45〖〗1847.77
〖BH〗1997〖〗46289.8〖〗5160.3〖〗197.4〖〗3.46〖〗655.06〖〗2411.79
〖BH〗1998〖〗53407.5〖〗5425.1〖〗195.8〖〗6.03〖〗443.05〖〗3808.77
〖BH〗1999〖〗59621.8〖〗5854.0〖〗193.0〖〗3.68〖〗572.63〖〗4015.00
〖BH〗2000〖〗64332.4〖〗6280.0〖〗193.8〖〗1.84〖〗1007.41〖〗4657.00
〖BH〗2001〖〗71188.7〖〗6859.6〖〗195.1〖〗1.58〖〗751.50〖〗4884.00
〖BH〗2002〖〗86910.7〖〗7702.8〖〗193.6〖〗2.75〖〗723.14〖〗5934.30
〖BH〗2003〖〗103617.7〖〗8472.2〖〗195.9〖〗0.79〖〗744.77〖〗6280.10
〖BH〗2004〖〗119555.4〖〗9421.9〖〗203.5〖〗-1.63〖〗626.68〖〗7022.00〖BG)〗
资料来源：《中国统计年鉴》1991年～2004年；中国人民银行网站http:///。注：1居民消费物价指数是以1991年为基期经过计算得到的。
2一年期存款实际利率R(%)是根据公式：存款实际利率=存款名义利率－通货膨胀率
计算得出
(一)模型建立。建立多元线性回归模型为:S=+Y+CPI+R+T+B+ｕ。式中S是被解释变量，(i=1, 2,…,6)是回归参数，ｕ是随机扰动项，Y、CPI、R、T、B是解释变量，而且随机扰动项ｕ满 足同方差和无自相关的假定。
(二)显著性检验。下面利用多重可决系数Ｒ
2、统计量ｔ服从ｔ(ｎ-ｋ)分布,统计量Ｆ服从 Ｆ(ｋ-1,ｎ-ｋ)分布,分别对模型的拟合优度,回归系数以及回归方程的显著性进行检验。运 用Eviews软件对表二中的具体数据进行回归得出的分析结果整理如下：
Ｓ=-3289.720+18.62651Y-245.4106CPI+723.5842R-0.666275T-0.551063B
(-0.66611)(6.038548)(-3.874749)(3.466079)(-0.198790)(-0.666110)
=0.9962,2=0.9939, Ｆ=421.8471
上式中，括号内的数值为ｔ检验值。首先我们观测到解释变量所对应的参数符号与经济意义
上应变量和解释变量的关系相一致。再次从回归方程的各项数据可以看出,该回归方程对我
国居民储蓄行为具有较强的解释能力，居民储蓄中99.4%的部分都可以从该回归方程中得到
说明。取显著性水平为0.05，即置信度为95%,查表得到的统计量ｔ和统计量Ｆ的临界值分别
为(8)=2.3006和(5,8)=3.69。由于Ｆ>(5,8),所以认为回归方程显著成立，拟合优
度比较好。分析t值我们发现解释变量Y、CPI、R所对应的∣t∣均大于(8),说明解释变量
Y、CPI、R对居民储蓄存在显著影响；而解释变量T、B及截据项C所对应的∣t∣小于ｔ的临 界值,说明解释变量T、B及截据项C对居民储蓄影响不显著。因此须剔除解释变量T、B进行回 归，得到如下回归结果：
Ｓ=-2582.307+17.98528Y-242.3026CPI+670.5245R
(-0.618027)(39.20434)(-17.39394)(-3.874749)
Ｒ2=0.9960,2=0.9950,Ｆ=859.2744
从新建立回归方程的各项数据可以看出：Ｒ2接近于1，表明模型的拟合优度较好。
选择显著性水α＝0.05，查表得到的统计量ｔ和统计量Ｆ的临界值分别为(10)=2.228和
(3,10)=3.71。由于Ｆ>(3,10),所以认为回归方程的显著性较强。同时解释变量Y、CP
I、R所对应∣t∣值均大于ｔ的临界值，说明解释变量Y、CPI、R对居民储蓄存在显著影响
。综上所述，可以看出新建方程的拟合优度较好，对应变量城镇居民储蓄额S具有较强的解
释力。
(三)异方差性检验
由于所选用的样本数据为时间序列数据，可利用ARCH方法进行检验,，检验异方差性的核心
问题是判断随机误差项的方差与解释变量观测值之间的相关性。选取滞后期间为3,即ARCH过
程的阶数p=3。利用Eviews软件计算结果：(n-p)R2的值为0.8905。给定α＝0.05的条
件下，查分布表得临界值(3)=7.8147。因为(n-p)R2=1.475
明模型中不存在异方差。
(四)自相关检验
利用杜宾—瓦特森检验法进行自相关性检验。利用Eviews软件计算得到ＤW的值为1.5945。
在给定显著性水平α＝0.01的条件下，查表得到DW的临界值的上下界分别为=0.547和=1
.490，因为ＤW>，所以认为回归方程的扰动项不存在自相关。
(五)多重共线性检验
利用多元相关分析法,计算各个解释变量之间的相关系数，结果如下：Y和CPI的相关系数为0
.8526；Y和R的相关系数为0.2093；CPI和R相关系数为0.1986。从数据看,认为回归方程的解 释变量间不存在多重共线性，回归方程较为真实地反映了解释变量之间的关系。
(六)样本数据标准化。
在经济分析和决策中，我们需要了解各个解释变量的相对重要性，由于偏回归系数与变量的
原来单位都有直接关系，单位不同，彼此不能直接进行比较，这就涉及到对样本数据进行标
准化的问题。下面我们对变量S、Y、CPI、R的样本数据进行标准化，得到如下结果：
SS=0.7495YY+0.1586PP+0.0901RR+0.0740
其中SS、YY、PP、RR分别对应S、Y、CPI、R标准化后的数值。由此可看出在城镇居民储蓄存 款模型中，解释变量对应变量S的影响程度按降序排列依次为：Y、CPI、R。
三、结论
通过以上分析，我们可以得出如下结论：
1目前的城镇居民储蓄持续增长主要是由于城镇居民收入的不断提高所引起的。改革开放
以来，经济快速发展使人民生活日益改善，相应的居民收入水平不断提高。今后随着经济不
断向前发展，收入水平对我国居民储蓄存款的作用将更加显著。
2消费品的价格水平对城镇居民储蓄额具有反向影响。自1992年以来，我国居民消费物价 指数的增幅呈减缓趋势，这客观上对城镇居民储蓄额的不断增加起到了一定的推动作用。
3实际利率对城镇居民储蓄额增加作用也是不可忽视的。虽然2003年以来居民储蓄存款的
实际利率较上年略有下降，2004年居民储蓄存款的实际利率曾一度达到负值，但纵观十多年
变化趋势，我们可以看出实际利率总体水平是呈上升趋势的，从而支撑着城镇居民储蓄额的
不断增加。
4在检测中我们也发现，A股筹资额和国债发行额对城镇居民储蓄存款的影响并不显著，这 与前面的理
论分析存在不一致。究其原因：由于目前我国的社会福利保障体系还不健全，随 着我国劳动就业、养老、医疗、教育、住房制度改革的深入，个人负担的比例越来越大，加 之社会保险的发展还有待于进一步完善，这些因素使得我国城镇居民的储蓄存款呈现刚性。 另外由于我国股市起步较晚，在现实运行中还存在许多问题有待于解决，这使得居民入市的 风险加大，居民个人出于理性考虑，不会轻易将积蓄投入股市。现实中股市筹资额的逐年增 加更多是来自于机构投资者。从国债市场来看，尽管国债发行额逐年上升，但增加额更多体 现为向金融机构发行的记账式国债的增加，而针对居民个人的凭证式国债的发行额增幅并不 十分显著。参考文献：
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