1、储蓄率影响因素的多元分析 摘要：本文以经济理论为指导，以数学统计方法为手段，以我国1979-2009 年储蓄率与一年期储蓄利率、可支配收入增长率和基尼系数的实际数据为依据，并借助 Eviews 软件研究，得出相关结论并提出一些建设性意见。 下载 关键词：储蓄率；储蓄利率；可支配收入；基尼系数实证分析 中图分类号： F830.43 文献标识码： A 文章编号： 1001-828X（ 2015）002-0000-01 一、研究背景 中国储蓄率在国际范围内已经处于较高水平，在外需受阻、产能过剩的背景下，高储蓄率的确已开始阻碍我国经济发展。大力完善社会保障、改革收入分配机制、拓宽消费渠道，才能助力中国
2、经济顺利转型。 二、理论综述 （一）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。现代西方经济学家认为，要根据利率变动对储蓄的替代效应和收入效应而定。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。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。 （二）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
3、袭了凯恩斯的学术观点。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。 （三）收入分配对居民储蓄影响的理论分析 基尼系数越大意味着贫富差距越大，贫富差距扩大使得拥有消费能力的高收入群体没有消费欲望，而低收入群体没有消费能力，从而整体上的消费倾向偏低而储蓄倾向偏高。 三、实证分析 （一）变量选取 这里我们选取的自变量 i， y 和 gini，应变量是 sl，所以建立如下多元回归模型（ sl=Y， i=Xl， y=X2， gini=X3）： Yl=0+ lXl+2X2+3X3+u （二）回归分析 通过 Eviews 软件对 197
4、9-2009 年这 30 年的数据进行回归分析的计算结果。 一般可写出如下回归分析结果： =0.021746Xl+0.306961X2+0.826877X3-0.154899 t（ 4.993130）（ 1.678151）（ 7.931299）（ -3.547494） R2=0.811260 2=0.790288 （三）模型检验 1.经济意义检验。模型估计结果说明， 在假定其他变量不变的情况下，一年期储蓄利率每增长 1%，储蓄率增长 0.0217；可支配收入增长 1%，储蓄率增长 0.3069；基尼系数每增长 1%，储蓄率增长 0.8268。 2.统计检验。（ 1）拟合优度：由数据可以得到：
5、R2=0.81126，修正的2=0.79028，这说明模型的拟合优度较好。表明在 1979-2009 年期间，财政收入变化的 81.12?可由其他两个变量的变化来解释。（ 2） F检验：针对显著性水平 5?，在 F分布表中查出自由度为 k=3 和 n-k-1=27 的临界值 F0.05（ 3， 27） =2.96。计 算得到 F=38.68455 F0.05（ 3， 27） =2.96，表明模型的线性关系显著成立，说明一年期储蓄利率（ i）可支配收入增长率（ y）基尼系数（ gini）变量联合作用对储蓄率（ sl）有显著性影响。（ 3） t检验：针对显著性水平 5?，查 t分布表的自由度 n-
6、k-1=27 临界值 t0.025（ 27）=2.0518。由数据得 xl， x2， x2 的 t值分别为 4.993130， 1.678151，7.931299，其中 x1， x3的 t值绝对值均大于 t0.025（ 27） =2.0518。这说明，当其他解释变量不变的情况下，解释变量一 年期储蓄利率（ i）基尼系数（ gini）分别对储蓄率（ sl）都有显著性影响。 3.计量经济意义的检验。（ 1）多重共线性。由相关系数均小于 80%可知之间 y， xl， x2， x3 之间不存在明显的多重共线性，那么 x2的 t 检验没有通过不是由于多重共线性引起，所以 x2 对 y没有显著影响，我们删
7、除变量x2，即可支配收入的影响，重新进行回归分析。 =0.025469xl+0.921564x3-0.166613 t（ 6.585433）（ 10.18692）（ -3.745882） R2=0.791573 2=0.776686 （ 2）异方差检验。由于样本容量为 31，数量较小，解释变量个数大于 1，采用不包含交叉项的 White 检验。 Obs*R-squared 对应的 P 值为 0.06580.05，所以模型不存在异方差 （ 3）序列相关的检验。 =0.025469xl+0.921564x3-0.166613 t（ 6.585433）（ 10.18692）（ -3.745882）
8、R2=0.791573 2=0.776686 该回归方程的可决系数、回归系数都 显著，对样本量为 31，三个解释变量， 5%的显著水平下，查 DW 统计表可知， dl=1.229， du=1.65，模型中duDW=1.764-du，模型中不存在自相关。 四、结论分析 通过分析，我们从经济意义检验、统计检验等方面的结果得知，可支配收入对储蓄率没有显著影响，利率对储蓄率的影响较小，基尼系数的影响非常大。 1.高储蓄率是有好处的，但同时强调储蓄率必须控制在一定范围内，否则高储蓄率也是一把 “ 双刃剑 ” 。应该看到，中国现有的储蓄率已远远高出经济高速发展之所需，并且仍处于上升阶 段，这么高的储蓄率显
9、然是不健康的。 2.降低储蓄率，改善收入分配结构的各种措施，如减税、增加政府公共服务支出、严格执行最低工资制度以及完善社会保障制度等，无疑将是最直接、最有效的措施。 3.蓄率较高也从另一个侧面反映出我国启动消费的巨大潜力，在完善保障体系的同时还应健全股市、债券市场的良性运营，让资产能够顺利抵御通胀，实现保值增值，这样才能从根本上起到提升内需、优化经济结构的目标。 参考文献： 王丽丽，何强，周忠辉 .影响我国居民储蓄率的因素分析 J.当代经济 .2011（ 10） . 周晓艳，汪德华，李钧鹏 .新型农村合作医疗对中国农村居民储蓄行为影响的实证分析 J.经济科学， 2011（ 02） . 周绍杰 .中国城市居民的预防性储蓄行为研究 J.世界经济， 2010（ 08） .
