1、影响我国居民储蓄的收入与利率实证分析影响我国居民储蓄的收入与利率实证分析【摘 要】对储蓄的作用及其决定因素的研究，长期以来一直是经济学中的主要问题之一，这是由储蓄在经济中的重要地位与作用决定的。虽然不同学派在认识储蓄对经济增长的作用上存在些许差异，但大多数经济学家的普遍共识是储蓄有利于经济增长。就我国具体情况而言，长期以来我国的储蓄率一直居高不下，且总体上呈现波动上升态势。然而高储蓄并没有明显地贡献于我国经济增长，因此在当下全球经济疲软的大背景下，如何调动我国的高储蓄率使其作用于经济增长，提高人们生活水平，具有极其重要的现实意义。基于此，首先，笔者通过实证检验从而明确影响储蓄量的决定性因素。其
2、次，笔者根据中国人民银行研究局课题组（1999）的研究结论，来探讨影响储蓄结构的决定性因素。最终，根据实证检验结果及托宾的货币增长理论与课题组（1999）研究结论提出促进我国经济增长的具体政策建议。【关键词】储蓄理论 储蓄率 储蓄结构 收入 利率 索洛模型一、引言（一）问题的提出储蓄的作用及其决定因素的研究一直以来都是经济学中的主要问题。而储蓄率的变化以及储蓄中实物储蓄与现金储蓄的比例更是影响和制约经济增长的重要因素，因此对储蓄的研究无论从理论角度还是从现实角度来看都是十分必要的。从理论角度看，一些学者只单一考虑收入或利率中某一因素对居民储蓄的影响效果，而忽略了另一重要变量；另一些学者在考虑国
3、民收入及利率中某一变量的基础上，为了使模型中不遗漏重要的解释变量才在模型中引入了另一变量；这些研究都没有提升到将二者考虑在一个理论框架内来研究它们对居民储蓄的决定性影响。理论上的不完善使得实证检验的结果不明确或是存在特别大的差异。从现实角度看。首先，对于储蓄量的研究，由增长核算公式：Y/Y=A/A+(K/K)+(1-) (L/L)及索罗模型:k/k=s(y/k)-s-n可知，储蓄率的提升会在短期内作用于实际GDP的增长，在长期内影响着人们的生活水平。其次，对于储蓄结构变动的研究，基于托宾的货币增长理论，在货币经济中总储蓄的增长并不意味着对经济增长的作用大，储蓄对经济增长的作用在很大程度上取决于
4、总储蓄中实物储蓄比重的增加。 基于我国的具体情况，由于长期以来我国社保制度不健全、金融业发展水平滞后、人们对未来生活的期望与当前水平存在差距、以及崇尚节俭的文化思想根深蒂固，从而导致了我国的储蓄率一直居高不下，且总体上呈现波动上升态势。同时索罗模型表明较高的储蓄率预示着较高的长期生活水平。然而我国的国民平均生活水平却始终停留在世界较低位置，似乎储蓄率的增长并没有对经济增长做出明显贡献，而较高的储蓄率也没有使人们享受到较高的生活水平。因此，在当下全球经济疲软的重要背景下，如何通过货币及财政政策的实施，达到影响储蓄率与储蓄结构的目的最终作用于我国经济增长，具有十分重要的现实意义。本文则是在以上背景
5、下力求做些新的尝试，将国民收入与利率纳入同一个框架下，并充分考虑存款余额和通货膨胀率对解释变量的影响，并在前人的研究基础上建立新的模型，来实证检验储蓄的决定性因素。同时，考虑到我国的高储蓄率现象，笔者通过引用中国人民银行研究局课题组（1999）的研究结论，来讨论影响储蓄结构的决定性因素。最终在抑制高储蓄及改变储蓄结构方面提出切实可行的政策建议。因此，无论从理论角度还是从现实意义来看，本文不但具有研究的可行性，而且还具有必要性。（二）国内外文献综述 自从凯恩斯在对传统储蓄理论进行深入研究和辨析的基础上，提出了自己独到的储蓄理论后，在今后的几十年间储蓄理论得到了很大的发展。从早期的凯恩斯主义到新古
6、典综合派再到20世纪70年代中期形成于美国的供给学派，都对储蓄理论进行了自己独到的阐释，使得储蓄理论一直保持为经济学中的热门话题。同时在理论与现实需求的推动下，人们更加注重了理论发展对现实经济增长的实际意义。国内学者也在已有模型的基础上利用中国的数据做了相关研究。首先笔者对已有的相关理论回顾如下：1、早期西方理论界的储蓄理论凯恩斯主义认为，决定储蓄的是人们的本期收入，收入中扣除消费的部分都储蓄，由于人们天生具有爱好储蓄的心理偏好、节俭的社会习惯和留下遗产的愿望，当人们的本期收入增加时，消费也增加，但消费的增加必然小于收入的增加，致使边际消费倾向递减，边际储蓄倾向递增。因此，储蓄在很大程度上又受
7、人们心理因素的影响。新古典综合派在继承和批判凯恩斯储蓄理论的基础上，进一步发展了储蓄理论，其中影响较大的是储蓄生命周期理论。在莫迪利亚尼的储蓄生命周期理论中，认为储蓄既不是取决于本期收入，也不是取决于实际可支配收入，储蓄主要取决于人的终生收入，储蓄的变化与生命息息相关。关于储蓄的影响因素，西方经济学术界普遍认为储蓄主要由收入决定。但供给学派认为这种流行的观点有失偏颇，储蓄不是取决于名义收入，而是取决于实际可支配收入，即指本期收入中减去纳税部分和受通货膨胀影响的损失部分以后的收入。同时在货币稳定的条件下，税率将对储蓄产生决定性的影响。因为储蓄一方面受制于可支配收入，另一方面受储蓄率的影响，而这两
8、方面都与税率有关，因此税率对储蓄在这两方面都有重要影响。2、国外学者相关研究 外国学者中较有代表性的如Masson（1995）等人在研究国际私人储蓄的影响因素时认为，影响居民个人储蓄的因素有：政府储蓄、经济增长、个人收入水平、利率、年龄结构、贸易条件等等。Carroll、Overland和Weil（2000）等最早探讨了行为习惯偏好下的增长与储蓄，并从理论上支持了高增长导致高储蓄的观点。Modigliani、cao（2004）实证研究了经济增长与人口结构变化对居民储蓄率的影响，运用中国19532000年时间序列数据计量发现，储蓄率与长期经济增长率及负担系数存在明显的协整关系，他们将中国的高储蓄
9、主要归结为高增长和人口结构的改变。3、国内学者相关研究 相对于国外学者的研究来说，国内学界的研究起步较晚。在徐燕（1992）的实证研究中，发现1978-1987年我国居民储蓄对实际利率变动敏感。谢平（1993）认为，1978年以来中国居民储蓄（银行存款形式）快速增长的原因是，个人收入增加和金融机构网点增多。李焰（1999）的研究指出，由于流动性约束以及较低的收入水平，50%以上的居民储蓄是用于未来特定的支出（养儿、防老、购物和预防意外事件），居民储蓄的刚性特征致使利率对储蓄并不具有显著的正效应。中国人民银行课题组（1999）的研究显示，我国国民储蓄率受经济增长率的影响，具有顺周期波动特点。在其
10、它条件不变的情况下，通货膨胀上升可降低国民储蓄率的稳定性。汪伟（2008）通过运用1995 - 2005 年省际动态面板数据研究了城镇与农村居民储蓄率的决定因素，得出长期收入增长率是居民储蓄率的基本决定因素,高增长是高储蓄的主要原因论文出处(作者): 二、基本理论与模型分析（一）收入对居民储蓄影响的理论分析 目前西方经济学界普遍认为收入是储蓄的决定性因素，这一理论正是沿袭了凯恩斯的学术观点。因此根据凯恩斯的观点，“当所得增加时，人们将增加其消费，但消费之增加，不若其所得增加之甚。”故随收入的增加，增加的收入中用于消费的比重越来越低，相应的，用于储蓄的部分越来越大。即概括为“边际消费倾向递减，边
11、际储蓄倾向递增”的心理法则。因此综上所述，居民收入中有多少配置于储蓄要视边际储蓄倾向而定，但无论边际储蓄倾向大小如何，收入对储蓄的决定性作用这一点毋庸置疑。 （二）利率对居民储蓄影响的理论分析1、利率对储蓄总量的影响传统的看法认为，提高利率可以刺激储蓄。但现代西方经济学家认为，提高利率是否会增加储蓄，抑制当前消费，要根据利率变动对储蓄的替代效应和收入效应而定。 图1K=- / =-1/（1/1+r）= -（1+r）；Max（ 、 ）；St： + /（1+r）= + /（1+r）具体而言通过微观经济学中跨期模型可知，当利率提高时，就低收入者主要发生替代效应，会增加储蓄；就高收入者，主要会发生收入
12、效应，可能会减少储蓄。就全体社会而言，储蓄弹性究竟是大还是小，最终取决于两个相反作用相互抵消的结果。2、利率对储蓄结构的影响在托宾的货币增长理论中，储蓄可以采用两种形式：一是现金储蓄，二是实物储蓄。人们拥有的储蓄就可以用公式表示为： = + ，式中 是实物财产的储蓄， 是以实际现金余额表示的现金储蓄。 是货币增长理论的关键变量，在过去的实物增长理论中，由于没有 ，因此，在消费倾向既定时，实物储蓄 随收入的增加而增加，其对国民经济的作用也比较明显；但在货币增长理论中，由于现金储蓄 的存在，实物储蓄 不一定随收入的增加而增加。收入增加后，可转化为实物投资的 数量是否增加，在很大程度上还要取决于人们
13、对储蓄形式的选择。一般来说，在利率的作用下 和 之间具有替代性，因此，中央银行可以通过调节利率来调节 与 在总储蓄中的比重中。论文出处(作者): 三、实证检验及其结果分析我国在1996年放开了银行间同业拆借市场利率，实现由拆借双方根据市场资金供求自主确定拆借利率。这标志着我国向市场经济迈出了坚实的一步，自此以后我国市场经济改革不断深化，因此笔者选取1996年2009年的数据进行实证分析。（一）数据选取 在对储蓄总量的影响因素分析中本文选取一年期定期存款利率这一利率标准作为名义利率，同时为剔除通货膨胀带来的影响，以实际利率 作为利率变量来探讨实际利率对我国居民储蓄存款的影响。同时笔者选择城乡储蓄
14、存款新增额的对数 代表居民当年储蓄，从而排除以前年份的存款余额对实证检验的影响。同理选取 居民储蓄存款新增额的对数代表国民收入。因此 为因变量， 和 为自变量.（二）数据平稳性的单位根（ADF）检验对19962009年的时间序列数据 、 、 进行ADF单位根检验。用Eviews软件检验可知， 和 的二阶差分序列为平稳序列即，即 I(2)、 I(2)。而R拒绝了不同检验水平下的有单位根的原假设，则R为平稳时间序列。具体检验结果如下：1、 的平稳性检验t-Statistic Prob.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-1.171356 0.6491Te
15、st critical values:1% level-4.1219905% level-3.14492010% level-2.713751VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. LNST(-1)-0.3328610.284167-1.1713560.2686C2.9140442.4432731.1926810.2605R-squared0.120653 Mean dependent var0.057390Adjusted R-squared0.032718 S.D. dependent var0.522934S.E. of regress
16、ion0.514308 Akaike info criterion1.659024Sum squared resid2.645130 Schwarz criterion1.739842Log likelihood-7.954144 F-statistic1.372075Durbin-Watson stat1.504278 Prob(F-statistic)0.268609相应的检验式为： =2.914044-0.332861 （-1.171356） 由图中所示的检验结果ADF= -1.171356明显得知，该值比三个给定的临界值都大，可见城乡居民储蓄存款新增额的对数序列 是一个非平稳序列。从而
17、，进一步对 的差分序列进行单位跟检验：2、 的一阶差分序列单位根检验Null Hypothesis: D(LNST) has a unit rootExogenous: ConstantLag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=2)t-Statistic Prob.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-2.698594 0.1048Test critical values:1% level-4.2000565% level-3.17535210% level-2.728985VariableCoeffi
18、cientStd. Errort-StatisticProb. D(LNST(-1)-0.9133750.338463-2.6985940.0244C0.0601930.1738330.3462720.7371R-squared0.447256 Mean dependent var0.034738Adjusted R-squared0.385840 S.D. dependent var0.734594S.E. of regression0.575689 Akaike info criterion1.896467Sum squared resid2.982760 Schwarz criterio
19、n1.968812Log likelihood-8.430570 F-statistic7.282409Durbin-Watson stat1.894513 Prob(F-statistic)0.024450由图可知，ADF=-2.698594大于所有检验水平时的临界值，从而对 进行二阶差分单位根检验。3、 的二阶差分序列单位根检验Null Hypothesis: D(LNST,2) has a unit rootExogenous: ConstantLag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=2)t-Statistic Prob.*Augmen
20、ted Dickey-Fuller test statistic-3.880415 0.0184Test critical values:1% level-4.2970735% level-3.21269610% level-2.747676VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. D(LNST(-1),2)-1.3084850.337202-3.8804150.0047C0.0662740.2445790.2709730.7933R-squared0.653043 Mean dependent var0.066733Adjusted R-sq
21、uared0.609674 S.D. dependent var1.237953S.E. of regression0.773425 Akaike info criterion2.500881Sum squared resid4.785492 Schwarz criterion2.561398Log likelihood-10.50440 F-statistic15.05762Durbin-Watson stat2.218331 Prob(F-statistic)0.004672由检验结果可知，ADF=-3.880415小检验水平为5% 、10% 时的临界值，而大于检验水平为1%时的临界值。因
22、此将 的二阶差分视作平稳序列，即 I(2)。4、 的平稳性检验Null Hypothesis: LNYT has a unit rootExogenous: ConstantLag Length: 2 (Automatic based on SIC, MAXLAG=2)t-Statistic Prob.*Augmented Dickey-Fuller test statistic 4.404085 1.0000Test critical values:1% level-4.2970735% level-3.21269610% level-2.747676VariableCoefficientS
23、td. Errort-StatisticProb. LNYT(-1)0.2517300.0571584.4040850.0045D(LNYT(-1)0.2379260.2162411.1002810.3134D(LNYT(-2)-0.7143950.214077-3.3370870.0157C-2.7868810.639052-4.3609600.0048R-squared0.893682 Mean dependent var0.085793Adjusted R-squared0.840523 S.D. dependent var0.055474S.E. of regression0.0221
24、53 Akaike info criterion-4.492497Sum squared resid0.002945 Schwarz criterion-4.371463Log likelihood26.46248 F-statistic16.81151Durbin-Watson stat1.272686 Prob(F-statistic)0.002522相应的检验式为： =-2.786881-0.25173 (4.404085)如图中检验结果所示， ADF=4.404085大于不同检验水平的临界值。因此，进一步对 的一阶差分序列的平稳性进行检验。5、 的一阶差分单位根检验t-Statisti
25、c Prob.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-0.761506 0.7801Test critical values:1% level-4.4205955% level-3.25980810% level-2.771129VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. D(LNYT(-1)-0.1440520.189168-0.7615060.4807D(LNYT(-1),2)0.4866670.2212552.1995780.0791D(LNYT(-2),2)-0.5221650.162710-3.2
26、091760.0238C0.0246190.0145541.6916430.1515R-squared0.831380 Mean dependent var0.009020Adjusted R-squared0.730208 S.D. dependent var0.038051S.E. of regression0.019764 Akaike info criterion-4.708796Sum squared resid0.001953 Schwarz criterion-4.621141Log likelihood25.18958 F-statistic8.217492Durbin-Wat
27、son stat1.810924 Prob(F-statistic)0.022302验结果可得，ADF=-0.761506大于所有检验水平是的临界值，因此进一步对 进行二阶差分检验。6、 的二阶差分单位根检t-Statistic Prob.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-5.902202 0.0016Test critical values:1% level-4.4205955% level-3.25980810% level-2.771129VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. D(LNYT
28、(-1),2)-1.2136570.205628-5.9022020.0011D(LNYT(-1),3)0.5929910.1287484.6058210.0037C0.0148750.0066852.2251590.0677 由表中检验结果清晰可见，ADF=-5.902202小于所有检验水平下的临界值，因此 为平稳时间序列，即 I(2)。7、Rt的单位根检验t-Statistic Prob.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-4.376890 0.0066Test critical values:1% level-4.1219905% level-3.14492010% level-2.713751通过对Rt进行单位根检验得到ADF=-4.376890小于不同检验水平的临界值，因此定期存款实际利率 是平稳时间序列。综上所述St、Yt均为二阶单整， 为平稳时间序列，因此它们有可能存在协整关系。（三）协整检验1、储蓄总量的协整回归首先建立
