当前我国居民储蓄及其影响因素分析

《经济￣）２００６年第７期　●经济研究　当前我国居民储蓄及其影口向因素分析　●张摘要：文章运用协整分析方法证明了我国居民储蓄与实际收入、　目杨梅　从表Ｉ可以看出，各变量的水平值的ＡＤＦ检验统计值均大于Ｉ％、　储蓄存款利率、股票价格指数变动率及消费物价指数之问存在长期均　衡关系，进而得出协整回归方程及误差修正模型。结果显示，长期内，　我国居民储蓄主要受实际收入影响；居民储蓄的预防动机较强，但仍具　有一定的投资功能；实物资产对居民储蓄的替代性明显增强；股票市场　对居民储蓄的问接拉动作用较强，而股票的资产替代性较弱。短期内，　我国居民储蓄不受储蓄存款利率和消费物价指数的影响。　关键词：居民储蓄居民储蓄函数　协整分析误差修正模型　格兰杰因果检验　中图分类号：Ｆ８３０．４８　文献标识码：Ａ　文章编号：１００４　４９１４（２００６　Ｊ０７—０７１　０２　一、实证分析　１．模型设定　数据来源与处理　一般认为，影响居民储蓄的主要因　素包括收入水平、储蓄利率水平、物价水平等，其他因素包括收入分配、　风俗习惯、价值观念、金融体系的完善程度、政治经济环境等。考虑到　我国股票市场发展较快，散户化特征明显，股票价格变动也会对居民储　蓄产生一定影响，因此，本文尝试将股票价格变动率纳入我国居民储蓄　函数　此外，为了能够体现变量百分比变化之间的关系，得出被解释变　量与解释变量之间的弹性系数；同时．也为了减少模型的异方差性，本　文对各时间序列取自然对数，设定了如下的双对数模型：　Ｉｎ　ＳＤＩ＝ｂ　＋ｂｌｌｎＹ　＋ｂ：ｌｎｒｌｆ＋ｂ３ｌｎｒ２Ｉ＋ｂ４ｌｎＰＩ＋ｕＩ　（１．１）　其中，ＳＤ　为居民储蓄余额，Ｙ　为恒久收入　。为储蓄存款利率．ｒ，　为股票价格变动率，Ｐ　为物价水平，ｕｔ为随机变量。　基于中国人民银行于１９９９年３月发布《关于开展个人消费信贷的　指导意见》以及国家统计局从２０００年４月起开始发布主要经济指标的　月报，本文将样本区问确定为１９９９年第一季度至２００５年第三季度，样　本数据共２７个　所采用季度数据均来源于国家统计局《中国经济景气　月报》各期．．选用居民储蓄季度余额作为ＳＤ，；选用实际ＧＩ）Ｐ　作为Ｙ　；　ｒ。　采用一年期储蓄存款平均利率表示，若某季度先后实行多个利率，则　按时间长短加权平均；ｒ２．采用上证综合指数季度收盘指数环比表示；Ｐ　采用以１９９８年为基期（１９９８年＝１００）的季度消费物价指数ＣＰＩ　表示。　此外，在进行实证分析之前，本文使用Ｅｖｉｅｗｓ５．０软件用ｘ　ｌ１方法对　Ｙ　ｒＩ　及ＣＰＩ。进行了季节调整。　２．协整分析　（１）单位根检验　为考察所采用的各时间序列的平稳性，并进一步　得出各时间序列的单整阶数，本文运用Ｅｖｉｅｗ￣．０软件分别对各变量的　水平值和一阶差分进行ＡＤＦ单位根检验，其中检验过程中滞后阶数的　确定采用ＡＩＣ准则结合１）Ｗ＝２原则，检验结果见表１。　表１单位根检验结果　变毽　检验形式　（检　Ｉ・【’．Ｉ．Ｋ）　验ｆ　‰临　值　５％临　ｆｆ｛　Ｉ（ｔｔ‰临　倒ＤＷ　．１　‘　ＩＮ　（（’、Ｉ．Ｉ）　一２　９Ｉ２３７１　４　３７４３１｝　３　６Ｏ３２【Ｉ：　一３　２３８【Ｉ５　２　ｉ６４７４（１　—４　８７５４５Ｉ　△『ｎ　＾　（【、、０、Ｉ）　～４　１９７７２４　—３　７３７８５５　—２　９９１８７｝　２　６３５５４￣２（１８４１４６　—４　５４３５９．：　ｌｎ　Ｙｔ　（　，Ｔ．２）　一０　５３４６１　４　３９４３０￣　一３　６ｌ２ｌ　３　２４３０７ｇ　ｌ　９７３２７８　６　２１）４７８（　△１Ｉ１Ｙｔ　（【　，０，１）　４　３５４８ｌｅ　３　７３７８５２　２　９９ｌ８７　２　６３５５４２　ｌ　９３０６４１ｌ　６　０４０（Ｈｌ　１Ｉ１　ｒｌＩ　（　Ｔ，４）　一Ｉｌ　６５７５２ｆ　４　４４０７３ｔｊ　３　６３２８９Ｅ　一３　２５４６７ｌ　２　Ｉ）３４７７６　—３　８６２５３１　△Ｉｎ　ｒＩ１　（Ｃ，０，２）　一３　２ｌ０６２：　３　７５２９４￣　一２　９９８０６４　２　６３８７５２　２　０５４３８０　—３　９９７８６】　１ｎ　ｒ２｛　（【、，０，４）　～２　０４６７３５　３　７６９５９￣　一３　Ｉ　ＨＪ４８６ｌ　２　６４２２４２　２　Ｉ１Ｉ，９４３　—１　３０６３８ｌ　△ｌｎ　ｒ２１　（（’，０，３）　３　３５９６５ｇ　３　７６９５９＂￣　３【Ｈｌ４８６ｌ　２　６４２２４￣　ｌ　９１）３６５５　一ｌ　１６４７３．￣　ｌＩ１（　Ｉ１　（（’，　Ｆ，１）　一【Ｉ　８５５６０（　一４　３７４　¨　３　６０３２《　３　２３８０５　２｛）５６６３４　—７　４７９７８＇；　△ｌｎ（＇｝Ｊｈ　（Ｃ　Ｉ１　Ｉ１）　一３　５７４７ｌ】　３　７２４０７（．　２　９８６２２￣　２　６３２６０　２　Ｉ４４５７２　－７　５０４９６；　注：其中检验形式（【、．ｒ，Ｋ）分别表示章住根检验方程包括常数项、时间趋势和滞后阶数　加八滞后项是为了使残差项为白噪声，△表示差分算子　５％、１０％显著水平下的临界值，因此，不能拒绝原假设，即各变量的水　平值存在单位根，Ｉｎ　ＳＩ）Ｉ、Ｉｎ、Ｙ。、ｌｎｒＩｆ、Ｉｎ　ｒ２。及ＣＰＩ。是非平稳时间序列。　ＩｎＳＤ．、ＩｎＹ．的一阶差分的ＡＤＦ检验统计值小于Ｉ％、５％、１０％显著水　平下的临界值，Ｉｎ　ｒ　Ｉｎ　ｒ２　及Ｉｎ　ＣＰＩ。的一阶差分的ＡＤＦ检验统计值小　于５％、１Ｏ％显著水平下的临界值，因此，可以拒绝原假设，即△Ｉｎ　ＳＤ，、　△Ｉｎ　Ｙｌ、△Ｉｎ　ｒ　△Ｉｎ　ｒ２　及△Ｉｎ　ＣＰＩ。没有单位根，或者说是平稳的。综　合以上结果，得出结论：ＩｎＳＤ　～Ｉ（１），Ｉｎ　Ｙ。～Ｉ（Ｉ），ｌｎｒｌ　～Ｉ（Ｉ）．Ｉｎ　ｒ２。～Ｉ　（１），Ｉｎ　ＣＰＩ，～Ｉ（１）。　（２）协整检验。　①Ｅｎｇｋ￣－Ｇｒａｎｇｅｒ两步法：　第一步，由于各变量一阶单整，则运用（）Ｌｓ法估计长期均衡方程　（称为协整回归），并保存残差ｅｔ作为均衡误差　的估计值．协整回归结　果如下：　Ｉｎ　ＳＤ　＝一１．７３５０１９＋Ｉ　７１０３０６　Ｉｎ　Ｙ。＋０．１２５０９９　Ｉｎ　ｒｌ。　Ｔ＝（１．（１０１３８２）（１９．７５７８３）（２．２９２７４３）　＋０．０６４７５６Ｉｎ　ｒ２。一０．９６３２７５Ｉｎ　Ｃｔ　Ｉ　（１．２）　（１．４９０５８４）　（一Ｉ，７６２３０３）　Ｒ２＝０，９９１７４４　ＤＷ＝Ｉ　２９４１７５　Ｆ＝６６０．６８３９　第二步，对上一步保存的均衡误差估计值（即协整回归的残差ｅ。）进　行ＤＦ单位根检验，由于残差ｅ　应以０为中心波动，因而单位根检验方　程不包含常数项，同时，无时间趋势，回归结果如下：　△ｅ　＝０．６７５６２３　ｅ　一１　（１．３）　Ｉ＝（３．６１０８９６）　‘　Ｒ　＝０，３３９８６４　１＾　）Ｗ＝１　９７９２９４　由２，３式可知，ｔ　＝　３　６１０８９６已接近显著性水平ａ＝０，０１、ｋ＝５　的Ｍａｃｋｉｎｎｏｎ协整检验临界值一３．６８５２；因而可以预期．当ａ＝０．０５时，　则ｂ将小于临界值，可接受ｅ。为平稳的备择假设．即Ｉｎ　ＳＤ，、Ｉｎ　Ｙ。、Ｉｎ　ｒ　Ｉｎ　ｒ２　、Ｉｎ　ＣＰＩ。之问是协整的，或者说各变量之间存在长期均衡关系。　②Ｊｏｈａｎ￣ｎ检验法：　在对多变量时间序列进行协整检验时，Ｊｏｈａｎ￣ｎ检验法优于Ｅｎｇｌｅ　Ｇｒａｎｇｅｒ两步法，因为随着时问序列数量的增加，可能的协整向量的数　量也在增加，Ｊｏｈａｎ￣ｎ检验法是对整个系统进行最大似然估计，这种方　法可以找到所有的协整向量。选择协整方程有截距项　无确定趋势项，　滞后间隔（阶差分）１到１，非限定性协整检验，结果见表２。　表２　Ｊｏｈａｎｓｅｎ协整检验结果　特征值　迹统计量　５％临界值　１％临界值　协整向量个数假定　０，９２３７５３　１５７．ｏ４（）２　７６．９７２７７　８５．３３６５１　零个＊＊　０．８０５６４２　９２．６９５６１　５４．０７９０４　６１．２６６９２　至多１个＊＊　０　７３９９５ｌ　５１．７４４２６　３５．１９２７５　４１．１９５０４　至多２个＊＊　０．４１９７３７　ｌ８．０７２０９　２０．２６１８４　２５．０７８ｌｌ　至多３个　０．１６３５６８　４．４６５２４７　９．１６４５４６　１２．７６０７６　至多４个　特征值　最大特征值　５％临界值　Ｉ％临界值　协整向量个数假定　统计量　０．９２３７５３　６４．３４４５５　３４．８０５８７　４０．２９５２６　零个＊＊　０．８０５６４２　４０．９５１３５　２８．５８８０８　３３．７３２９２　至多１个＊＊　０．７３９９５１　３３．６７２１７　２２．２９９６２　２７．０６７８３　至多２个＊＊　０．４１９７３７　１３．６０６８４　１５　８９２１０　２０．１６１２１　至多３个　０　１６３５６８　４．４６５２４７　９．１６４５４６　１２．７６０７６　至多４个　注：＊＊表示以１％的显著性水平拒绝原假设　维普资讯 http://www.cqvip.com

●经济研究　如表２所示．在１％的显著水平下存在３个协整向量，选择最大特　征值的向量作为居民储蓄余额Ｉｎ　ＳＤｔ的协整方程，见１．４式：　Ｉｎ　ＳＤ　＝１８．２９９５１—０．９９７７００ＩｎＹｔ＋１．１９２４８８　Ｉｎ　ｌｌ　ｓ．ｅ＝（２．３７１６７）　（０．１１４７０）　（０．０９９８８）　０．１０３５９６１ｎ　一４．４２７３２６　Ｉｎ　ＣＰＩ　（１．４）　（０．０８９０１）　（０．７１８１０）　Ｊｏｈａｎ￣ｎ检验结果也表明Ｉｎ　ＳＤ　、Ｉｎ　Ｙ　、Ｉｎ　ｒ　Ｉｎ　ｒ２　、Ｉｎ　ＣＰＩ．之间是　协整的，或者说各变量之间存在着长期均衡关系。　３．误差修正模型（ＥＣＭ）的估计。根据格兰杰代表定理，若变量间　存在协整关系，即表明这些变量存在着长期稳定的关系，而这种长期稳　定的关系是在短期动态过程的不断调整下得以维持，或者说，任何一组　相互协整的时间序列变量都存在误差校正机制．以反映短期调节行为，　变量间这种短期不均衡关系的动态结构可以由误差修正模型（ＥＣＭ）来　描述。建立误差修正模型一般采用两步，第一步是估计协整回归方程，　即１．２式；第二步是将１．２式中各变量以一阶差分形式重新加以构造．　并将１．２式所产生的残差序列ｅ　作为解释变量引入，在滞后期Ｌ＝０，１，　２，３中进行试验，在一个从一般到特殊的检验过程中，对短期动态关系　进行逐项检验．不显著的项逐渐被剔除，直到最适当的表示方法被找到　为止，结果见１．５式　Ａｌｎ　ＳＤｔ＝０．０１２７７２＋０　２１３０２８￣Ｉｎ　ＳＤｔ　ｌ＋０．６０４５９９　△ＩｎＹ．　ｔ＝（１　０５４９２１）　（１．１７７０７９）　（１　５１９６６５）　＋０．０５８８７６Ａ　Ｉｎ　Ｒ２　一０．４９０７１３ｅ　一１　（１．５）　（２．７８３４３５）　（一２．６４８８０７）　Ｒ２＝０．４１３１９１　ＤＷ＝２．１８２６３０　Ｆ＝３．５２０６６１　对１　５式进行计量经济模型检验：　Ｊａｒｑｕｅ—Ｂｅｔａ检验结果显示，ＪＢ值＝０．８２１７５９＜）（５吲：１＝５．９９１，　ｐｒｏ＝０．６６３０６７，偏度系数ｓ＝０．０１７８９２，峰度系数Ｋ＝２．２６３０７，表明残　差近似地服从标准正态分布。　由于１　５式中含有滞后的被解释变量，因此，不能用Ｄ—ｗ检验一　阶自相关，必须构造Ｄｕｒｂｉｎ—ｈ统计量：　ｈ：（卜　）／上　‘　１一ｎ・ｖａｒ（ｂ１）　由ＤＷ＝２．１８２６３，Ｖａｒ（ｂ　）＝０．１８０９８２，ｎ＝２５，得出ｈ＝一１．０７２７，　当ａ＝０．０５时，标准正态分布临界值　【１２５＝１．９６，ｌ　ｈｌ＜１　９６，则认为　１　５式不存在一阶自相关。选择滞后阶数Ｐ＝２进行ＬＭ检验，ｎＲ２＝１．　８１６７３３＜墙０５（２）＝５　９９１．则接受原假设　，即认为Ｐｌ、ｐ２值显著为零．　表明１．５式不存在二阶自相关。　对１．５式进行Ｈ．ｗｈｉｔｅ检验．选择在辅助回归模型中包含交叉乘　积项．估计结果显示辅助回归模型的Ｆ统计值＝０．５２６５，取显著水平ａ　：０．０５．由于ｎＲｚ＝１０．６０８１９＜瑶ｎｓ（１９）＝３０．１４４则接受Ｈ。拒绝　Ｈ．，表明辅助回归模型中参数均显著为零，即随机误差项ｕ　不存在异方　差性。此外，选择滞后阶数Ｐ＝ｌ进行ＡＲＣＨ检验，（ｎ—Ｐ）Ｒ　＝０．　２８５４７９＜瑶ｏ５（１）＝３．８４１，则接受Ｈ　拒绝ＨＩ，也表明１．５式中不存在　异方差性。　对１．５式进行Ｒａｎ１ｓｅｙＲＥＳＥＴ（１）检验，Ｆ值为０．７５７７７４（ｐｍ．＝０　３９４８９２），对数似然比为０．９７７７０１（ｐｒｏ．＝０．３２２７６７），表明模型设置基　本正确。ＣＨＯＷ检验结果表明在５％的显著水平下模型没有断点，说明　模型结构稳定。１．５式中Ｆ统计量＝３．５２０６６１＞Ｆ０　０５（５，１９）＝２．７４，说　明回归方程显著。短期调整系数为负，符合反向修正机制，即每季度的　居民储蓄余额与其长期均衡值的偏差中的４９％（０．４９０７１３）被修正。综　合各项模型检验结果来看，ｌ　５式是一个统计性质良好的描述我国居民　储蓄短期动态规律的误差修正模型。　４．格兰杰因果关系检验。格兰杰因果性检验假定了有关ｙ和Ｘ每　一变量的预测的信息全部包含在这些变量的时问序列中，检验要求估　计以下的回归：　ａ　ａ　ｙｔ＝∑ａｉＪ　Ｉ　ｘｒｉ＋∑岛Ｙｔ—Ｊ１　ｆ　＋ＵＩｆ　（１．６．１）　ｘｔ：　Ｉｘｌ　６ｊ　Ｙ　一ｊ＋ｕ２　（１．６．２）　１　Ｉ　１　ｌ　一７２一　《经济师￣２ｏｏ６年第７期　其中自噪声ｕｌｌ和ｕ２　假定为不相关，滞后长度ｑ或ｓ的选择是任意　的，且因果检验的结果对滞后长度ｑ或Ｓ的选择有时是很敏感的。即不　同的滞后期有时会对因果性的判断造成影响，因此本文对滞后长度１、　２、３、４分别进行试验，具体检验结果见表３。　表３格兰杰因果关系检验结果　滞后长度　格兰杰因果性　Ｆ值　Ｐ值　结论　（ｑ＝Ｓ）　（显著性水平５％）　１　ＩｎＹ　Ｉ　５．０６１６９　０．０３４３３　不拒绝　Ｉｎ　ｓＩ］Ｉ—Ｉｎ　Ｙｔ　４．５４７１９　０　ｏ４３８７　不拒绝　１　Ｉｎ　ｌ　＋Ｉｎ　０．８７４８７　０．３５９３３　拒绝　ＩｎＳ　—Ｉｎ　Ｉｔ　０．ｏ０７１２　０．９３Ｍ９　拒绝　２　Ｉｎ　ｒ２　一ＩｎＳＤｔ　５．４５１２２　０．０１２８９　不拒绝　Ｉｎ　Ｓ　—Ｉｎ　１．６６２０６　０．２１４９１　拒绝　３　Ｉｎ　ｒ２ｔ—Ｉｎ　ｓ【　３　５４８７７　０．０３６８３　不拒绝　ＩｎｓＤ　—Ｉｎ　ｒ２ｔ　０．４９４１３　０．６９ｌ１１　拒绝　１　ＩｎＣＰＩ　一ＩｎＳＤｔ　０．５３７８２　０．４７【ｌ７５　拒绝　ＩｎＳｎ—ＩｎＣＰＩ　５．６７９１１　０．０２５８１　不拒绝　注：当ｑ＝ｓ＝２，３，４时，ＩｎＳＤｔ与Ｉｎ　Ｙｔ、ＩｎＳＤ，与Ｉｎ　Ｉｔ、ＩｎＳＤｔ与ＩｎＣＰＩ　检验　结论均为拒绝；当ｑ＝ｓ＝１，４时，ＩｎＳｎ与Ｉｎｒ２ｔ检验结论均为拒绝。　二、经济解释与结论　１协整分析结果表明，我国居民储蓄与实际收入、储蓄存款利率、　股票价格指数变动率及消费物价指数之间存在长期均衡关系。协整回　归方程１．２式显示了这种长期均衡关系。　２．误差修正模型１．５式体现了我国居民储蓄的短期动态变化，短期　调整系数为一０．４９０７，说明每季度的居民储蓄余额与其长期均衡值的　偏差中的４９％被修正。由于当期和各滞后期的储蓄存款利率和消费物　价指数的ｔ值太小，因此，在误差修正模型中被剔除，可见短期内两者对　居民储蓄基本上没有影响。　３．格兰杰因果关系检验结果显示：①在５％的显著性水平上，滞后　长度为１时．居民储蓄余额与实际收入互为因果，即实际收入的增加带　来居民储蓄的增加，而居民储蓄的增加通过转化为投资．使得实际收入　进一步增加。②在５％的显著性水平上，居民储蓄余额与储蓄存款利率　不存在因果关系，表明我国居民储蓄的投资动机弱化，对利率的敏感性　较低。③在５％的显著性水平上，滞后长度为２和３时，股票价格指数　变动率是居民储蓄余额的原因，表明股票市场通过发挥直接融资功能　对居民储蓄产生一定的间接拉动作用，而居民储蓄对股票价格指数变　动没有影响。④在５％的显著性水平上，滞后长度为１时，居民储蓄余　额是消费物价指数的原因，即居民储蓄的增加会挤出居民消费，从而影　响消费物价指数，而消费物价指数对居民储蓄变动没有影响。　４．建议：①提高居民储蓄对利率变动的敏感性。通过进一步　完善社会保障体系，扩大养老、失业、医疗等保险的覆盖面，解决分配体　制中存在的不公平问题，改革个人所得税的征管，深化医疗制度的改　革，有效抑制教育产业化倾向，控制房地产价格泡沫等措施，降低居民　储蓄的预防性动机。同时，加快利率市场化进程，使得利率能真正反映　社会资金的供求状况，从而提高微观经济主体对利率变化的敏感程度。　②大力发展货币市场和资本市场，拓宽居民投资渠道。　参考文献：　１．韩廷春．金融发展与经济增长一理论、实证与［Ｍ］．北京：清　华大学出版社，２ｏｏ２　２．孙敬水．计量经济学［Ｍ］．北京：清华大学出版社，２００４　３．多恩布什等．宏观经济学［Ｍ］．北京：中国财政经济出版社，２００３　４．张晓峒．计量经济学软件Ｅ￣ｅｗｓ使用指南［Ｍ］．天津：南开大学　出版社．２００３　（作者单位：贵州财经学院金融分院；贵州财经学院资源与环境分　院贵州贵阳５５０００４）　（责编：贾伟）