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1、中国居民储蓄影响因素研究摘要：中国居民高储蓄作为社会热点问题，备受学术界关注。本文利用1992年一2013年中国居民储蓄、收入等相关数据，建立回归模型。研究发现，城乡居民人民币储蓄存款年底余额与城镇居民家庭人均可支配收入呈现正相关关系，城乡居民人民币储蓄存款年底余额与该年居民消费价格指数呈现负相关关系，城乡居民人民币储蓄存款年底余额与上一年度居民消费价格指数呈现负相关关系。关键词：储蓄；可支配收入；居民消费价格指数中图分类号：F830文献识别码：A文章编号：1001-828X(2017)001-000-01一、引言近些年，随着中国经济发展速度加快，国民收入不断提高，储
2、蓄率也在不断提升。城乡居民人民TH诸蓄存款余额的持续快速增长对中国经济发展的影响是多方面的、复杂的。消费、投资作为拉动经济增长的两大马车,在中国经济发展中有着重要影响。而无论是消费，还是投资，二者都与储蓄有着千丝万缕的联系。依据前人经验和相关的经济理论，本文选取了城乡居民人民币储蓄存款年底余额Y、城镇居民家庭人均可支配收入XI、居民消费价格指数X2、金融机构人民币存款基准利率X3四个变量。木文的样木区间为1992年到2013年，采用的是年度数据。不仅有助于对中国店民储蓄进行较为长期的研究，得出的结论符合长期趋势，而且时效性较强，也有涉及近些年情况。本文所用数据来源于《
3、中国统计年鉴》和《中国人民银行年报》。二、中国城镇居民储蓄影响因素的实证分析为了更加直观地判断，居民储蓄额对居民可支配收入、利率、居民消费价格指数等因素的弹性，本文在设定模型中，选择双对数模型。lny与lnxl的简单相关系数是0.996857,大于0.9,存在高度正线性关系；lny与lnx2的简单相关系数是0.925698,大于0.9,存在高度正线性关系；lny与lnx3的简单相关系数是-0.272028,线性相关性很弱。在Eviews软件屮，做散点图发现：lny与lnxl的散点图近似呈直线；lny与lnx2的散点图近似呈直线；lny与lnx3的散点图呈波动线状。因此
4、，本文在设定模型巾应当选择线性模型，并以lny为被解释变量，lnxl、lnx2为解释变量。由于lny与lnx3相关系数很小，故剔除变量lnx3。由于经济惯性的存在，城乡居民人民币储蓄存款年底余额变量不仅受到当前城镇居民家庭人均可支配收入和当前居民消费价格指数的影响，还有可能受到上一年城镇居民家庭人均可支配收入和上一年度居民消费价格指数的影响，因此，木文引入滞后变量。本文利用eviews软件，选取Almon方法估计存在滞后变量的模型。同时，为了更好判断变量滞后期，本文将TOL项的参数依次设定为：PDL（X,2,2）、PDL（X，3,2）、PDL（X，4,2）,当滞后期由
5、2增加至3时，调整的判定系数减小，并且AIC和SC值均增大。当滞后期由2增大到4时，调整的判定系数减小，AIC值、SC值增大。所以，将滞后期确定为2时合理的。还原后的分布滞后模型为：In(Y)=3.687951+0.274091nXlt+1.148351nXl(t-1)+0.226521nXl(t-2)-0.986021nX2t-0.643491nX2(t-1)+0.305741nX2(t~2)可决系数是0.999361,调整可决系数是0.999012,无论是可决系数，还是调整可决系数都人于0.9,接近1，说明模型拟合优度很高。在显著性10%时,PDL02、PDL03
6、、PDL04、PDL06没有通过t检验，该模型可能存在异方差或自相关问题。本文对上述模型进行异方差和自相关的检验。结果发现，White检验统计量的伴随概率接近0.85,大于0.05,故认为模型残差项不存在异方差；残差项不存在自相关问题。综合上述模型最终模型如下，In(Y)=3.687951+0.274091nXlt-0.986021nX2t~0.643491nX2(t-1)(0.61440)(-3.68000)(-1.99294)R2=0.999361调整的R2=0.999012DW=1.851719根据模型最终结果可知，城乡居民人民币储蓄存款年底余额与城镇居民家庭人
7、均可支配收入呈现正相关关系，城乡居民人民币储蓄存款年底余额与该年居民消费价格指数呈现负相关关系，城乡居民人民币储蓄存款年底余额与上一年度居民消费价格指数呈现负相关关系。城乡居民人民币储蓄存款年底余额对城镇居民家庭人均可支配收入的弹性是0.27409,城乡居民人民币储蓄存款年底余额对该年居民消费价格指?档?性是-0.98602,城乡居民人民币储蓄存款年底余额对上一年度居民消费价格指数的弹性是-0.64349o三、结论与政策建议城镇居民家庭人均可支配收入是影响城乡居民人民币储蓄存款年底余额的主耍因素。城乡居民人民币储蓄存款余额不仅受到当前居民消费价格指数
