我国城镇居民储蓄存款模型的实证分析-统计学视角.docx

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1、西南财经大学Southwst球 University ofFinance and Edfbnomicsill2010 届本科毕或诏姒 设计）论文题目：我国城镇居民储蓄存款模型的实证分析学生姓名: 所在学院:专 业:陈 敏统计学院统计学学 号:指导教师:成 绩:40609028任 栋2010年5月行的储蓄。两者在量上不相等。造成这一差别的根本原因就在于经济 中会出现“被迫储蓄”。根据罗伯逊的分析，乐观的企业家总对未来充 满着信心，他们会一致要求增加贷款以扩大生产。在这种贷款的压力 下，银行将扩张信用，使贷款规模大大地超过实际存款数量。银行信 用的扩张必然会造成商品市场中货币流量的增加，但由于新投

2、资的增 加到新产品的生产出来之间存在着“时间上的滞后”，所以短期内在商 品供给不变的情况下，对商品需求的增加必然促使价格上涨。社会公 众只能减少消费而进行储蓄，于是形成居民的“被迫储蓄”。“被迫储 蓄”和“自愿储蓄”之和构成实际储蓄。哈耶克也有类似的观点。在他看来，货币数量的增加会引起资源 由消费品生产领域转向资本品生产领域。在消费品供给量减少的情况 下，其价格必然上升。结果，消费者支出与原来相同的货币数量时却 得到比原来少的商品。这种因为信用膨胀引起的货币数量增加而迫使 消费者减少消费而形成的储蓄就是“被迫储蓄”。2 .凯恩斯的绝对收入理论凯恩斯在其就业、利息和货币通论中提出：实际消费支出是

3、实 际收入的稳定函数，这里所说的实际收入是指现期、绝对、实际的收 入水平。即指本期收入、收入的绝对水平和按照货币购买力计算的收 入。凯恩斯的理论可以很好地描述短期内的消费者行为，也可以很好 地解释短期的储蓄行为，但是1946年，西蒙.库兹涅斯(SimonKuznetS) 用美国186-91933年64年的有关数据对绝对理论进行分析时发现消费 函数的截距项为零。这说明绝对收入假说无法解释长期的消费行为，也就无法解释长期的储蓄行为。3 .杜森贝的相对收入理论杜森贝认为，消费者的消费行为与下列因素有关：（1）个人相对于 邻居或其他同等家庭的收入水平。（2）该消费者（家庭）以前达到的最高 收入水平。（

4、3）现期实际的收入水平。其主要依据是消费者的消费习惯 往往有着不可逆性和向别人看齐的性质。不可逆性是消费者在收入下 降后的一段时间里，还力图维持原来的消费水平。而想别人看齐的性 质又决定了消费者力图保持与他相同的其他家庭基本一致的消费档 次。因此相对收入理论不同于绝对收入理论的一点是消费水平在长期 内独立于绝对收入水平，表现为稳定的变化趋势。当收入水平下降时，消 费者努力维持原来的消费水平，储蓄率下降。当收入水平上升时， 储蓄率则会上升。4 .弗里德曼的永久收入理论1957年弗里德曼提出永久收入理论。与相对收入理论相同的是， 他也不认为个人的消费行为和储蓄行为决定于现期的实际收入。但与 相对收

5、入理论不同的是他认为决定消费和储蓄行为的主要因素是永久 收入。永久收入是消费者可以预期的未来总收入。因此，消费者是根 据现期可支配的和预期可得到的全部收入来安排消费和储蓄。5 .莫迪格里安尼的生命周期理论莫迪格里安尼认为，储蓄不是取决于本期的收入，而是取决于平 均值的终生收入，储蓄的变化与个人的生命联系在一起。他以效用最 大化原理为基础，指出消费者在各年龄段的消费取决于他一生的全部 收入。在实际生活中，消费者将选择一个合理的、稳定的消费率。短期而言，储蓄在本期收入与终生平均收入间波动，从长期来看，储蓄 则与个人的生命周期和家庭规模有关。(-)国内研究成果综述.李焰的观点李焰在关于利率与我国居民

6、储蓄关系一文中分析了 1978 一1998年利率对居民储蓄的影响。分析中发现第一，居民绝对收入对储 蓄率有影响，但影响远远低于收入增长率。尤其在总量分析中，绝对 收入对储蓄率作用的显谱J隆很低;第二，居民收入增长对储蓄率的影 响显著。与1952年 1992年的分析相比较，显著性有明显提高。第 三、名义利率对储蓄率的影响为不确定。算四、通货膨胀对储蓄有影 响，但影响很弱。文章认为收入水平低，资本市场不发达是居民储蓄 对利率的低弹性的重要原因。1 .杨思群的观点杨思群在其所著的资本积累与资本形成一储蓄投资分析2一书 中指出，1978 1996年中国居民的储蓄符合生命周期假说。上期收入 和现期收入对

7、城镇居民的本期储蓄具有基本相同的影响力，而对农村 居民的现期储蓄来讲，上期收入的影响力稍低于本期收入的影响力。本期储蓄与上期储蓄呈负相关，城镇居民的上期储蓄与本期储蓄的 负相关度要高于上期收人和本期收入的相关度，这说明上期储蓄有较 强的影响力，而农村居民的上期储蓄的相关系数要低于上期收入和本 期收入的相关系数，这就是说，上期储蓄的影响力稍差些;从全国居民储蓄函数看上期储蓄、上期收入和本期收入具有相同的影响力，这1李焰.中国金融出版社.1999年第一期2杨思群.1998年第二版说明从全国范围来看，居民储蓄较好地拟合生命周期假说。2 .其他国内学者的观点近年来，有不少学者研究了我国储蓄问题，张平在

8、消费者行为 的统计检验、制度解释和宏观效果分析（1997）中利用前瞻性消费模 型对城乡居民的消费函数和储蓄函数做了估计，表明平均储蓄倾向一 直呈上升趋势。武剑在储蓄、投资和经济增长一中国资金供求动态 分析中（1999）通过自己设定的储蓄函数对1978 1997年的储蓄样本 进行了分析，推导出预期不稳定和实际利率是储蓄增加的主要原因。而 中国人民银行一课题组在中国国民储蓄和居民储蓄的影响因素 （1999）中通过回归方程发现居民储蓄主要受收入水平影响。（三）学者已研究的相关课题综述.张磊等在对我国城镇居民储蓄存款影响因素的实证分析3中从现实出发对影响居民储蓄主要因素进行实证分析，他选定了城 镇居民

9、的收入水平、消费品的价格、储蓄利率和证券市场对资金的吸 纳程度等几个主要影响因素设定计量经济模型，通过异方差、自相关 等显著性检验，最终得出如下模型：SS = 0. 7495YY+ 0. 1586PP + 0. 0901RR + 0. 0740其中SS、YY、PP、RR分别对应S、Y、CPK 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、K2,胡瑶在我国城镇居民储蓄影响因素分析4中3张磊、田苗苗.甘肃农业.2005年第10期4胡瑶.金融在线.2008年第一期基于我国1990年至2007年的统计数字建立起城镇居民储蓄的模 型，

10、运用相关计量经济学理论及回归分析知识建模并进行统计以及经 济意义上的检验，文章研究了我国城镇居民储蓄存款情况，并得出了 最终确定的各因素对城镇居民存款的影响程度，并针对模型所反映出 的城镇居民储蓄状况提出自己的一些看法及意见。三.实证分析(-)基本分析.数据分析由所掌握资料得知，近年来我国城镇居民的储蓄倾向的上升趋势 有所加大，90 年代以来提高速度特别快。利用国家统计局调查数据可 以看出，从80年到08年这近30年中，城镇居民总可支配收入(由家 庭平均每人可支配收入与年底城镇总人口数人乘积所得)呈现逐年上 升趋势，从80年代初的914. 1264亿元到2008年底的95737. 1亿元， 增

11、幅近100倍。与此同时，城镇居民储蓄量也在逐年递增，利用所查 数据，进而可计算出城镇居民储蓄率的数值，作为我们的最终论文研 究对象，以此来考察我国城镇居民储蓄存款的变动情况。影响居民储 蓄的因素有很多，以选定的几个主要因素数值变化来看，城镇居民收 入增长率和城镇基尼系数变化并不大，而一年期储蓄利率在90年代有 增长变化，另外，由于城镇经济情况的不断改善和居民消费水平的变 化，导致通货膨胀率变化显著，没有一个显著的趋势。鉴于此，我认为，基于城镇居民收入增长率、城镇基尼系数、通 货膨胀率和一年期储蓄利率这几个因素的变化来研究城镇居民的储蓄存款情况是有现实意义的。1 .我国城镇居民储蓄存款影响因素的

12、理论分析城镇居民储蓄存款的影响因素有很多，但最为重要的是居民可支配收入、利率、通货膨胀率和基尼系数等。但是这么多年以来学术界 对这些因素的观点也没有做到统一，不用说影响的强度，就是有没有 影响呻也是在讨论的问题。现笔者结合我国的实际情况，也结合其他 学者的观点，简要分析如下。1.1 可支配收入按照经典经济学的理论，收入是影响储蓄的第一位的因素。只有 当收入超过最低的生活保障之后，储蓄才成为可能。而且储蓄应该与 收入成同方向的变动关系。即收入增加，储蓄也增加，收入减少，储 蓄也减少。而真正对居民储蓄有影响的是应该是可支配收入，可支配收入，指 居民家庭在支付个人所得税之后，所余下的全部实际现金收入

13、。但是 在统计年鉴中，只有城镇居民的人均可支配收入，城镇居民的总可支 配收入用各年人均可支配收入乘以各年城镇人口数求出。（数据来源:中国统计年鉴）利率利率对储蓄的影响也应该是同方向的，即利率上升，储蓄增加；利率 下降，储蓄减少。考虑到居民的货币幻觉，这里使用的是名义利率。但从我国的实际情况来看，自改革开放以来,利率与储蓄存款的相 关性并不显著,甚至是储蓄存款利率降低却储蓄存款余额仍然增加。主要原因是我国经济发展水平不高,居民收入水平较低,加之未来不确定 性的影响，人们的存款主要是出于交易动机和预防动机,而处于投机动机的存款还很弱。因此,银行利率虽对居民储蓄存款有影响，但只是次 要原因O通货膨胀

14、率关于通货膨胀率对储蓄的影响，基本理论是通货膨胀率高，货币的价值相对来说要下降，居民害怕手中的货币贬值，尽早消费，所以 储蓄会减少，通货膨胀率与储蓄成反方向的变动关系。但是在预期支 出增加的时候，居民的储蓄中会有一部分为的是将来的支出。所以如 果居民看到通货膨胀率下降，即商品的价格下降，为以后准备的储蓄 额应该减少。相反，如果通货膨胀率上升，即商品的价格上升，居民的预防动 机的储蓄应该增加。所以在存在着预期支出的变化的时候，利率与储 蓄应该是成同方向的变化趋势。而我国的居民正是经历了这种变化的。 2.4基尼系数基尼系数是国际上通用的反映居民之间收入差异程度(或者说用 来测量社会收入分配不均程度

15、)的比较精确的指标。它是意大利统计 学家基尼(c.gini)于1912年从洛仑兹曲线中推导出来的。它的经济 含义是：在全部居民收入中，用于进行不平均分配的百分比。基尼系 数的大小，反映全部收入中用于不平均分配的百分比的大小，即居民 收入差异程度的大小。凯恩斯认为，收入分配的均等化程度越高，社会的平均消费倾向10就会越高，社会的储蓄倾向就会越低。在国际上，衡量收入分配平均 状况最常用的指数是基尼系数，我们选用的是中国1980年到2008年 的各年的城镇居民收入的基尼系数。(-)回归分析1 .模型的形式综合以上，本文以城镇居民储蓄率为被解释变量，分别以城镇居民收入增长率、一年期储蓄利率、通货膨胀率

16、和城镇基尼系数为解释 变量，进行多元线性回归分析，希望通过结果分析出城镇居民储蓄存 款的影响因素，及其在今后的发展中应该注意的问题、改善的地方、 发展方向，以及相关对策。设定多元线性回归模型:Y=c+(X1 *X +。2 *X2 +a3 *X3 +a4 *X4+Ur.其中，c度量了截距项，它表示在没有收入的时候人们也要花钱消费，储 蓄率为负。四度量了当城镇个人可支配收入率变动 现时，储蓄增长率的变动。度量了当利率变动一个单位，其实也就是1%时，储蓄的增量的变动。%度量了当通货膨胀率变动一个单位，储蓄增量的变动。度量了基尼系数对储蓄率的影响。这也是我们设定的重点变量。是随机误差项。11由于我们选

17、取收集进行分析的数据是1980-2008年的时间序列数 据，为了避免模型直接最小二乘法回归成为“伪回归”而进行无意义 的分析，我们先对于各序列数据进行平稳性检验。首先我们对Y序列进 行平稳性检验如下：Y序列的ADF检验结果(表一)Augmented dickey-Fuller Unit Root Test on YNull Hypothesis has a unit rootExogenous : constantLag length :2(Fixed)t-Statistic Prob.Augmented Dickey-Fuller test statistic-1.9610780.3006T

18、est critical values: 1 % level-3.7529465% level-2.99806410% level-2.638752 MacKinnon(1996) one-sided p-valuesY 一阶差分序列的ADF检验结果(表二)Augmented dickey-Fuller Unit Root Test on YNull Hypothesis:D(Y) has a unit rootExogenous : constantLag length :2(Fixed)t-Statistic Prob.Augmented Dickey-Fuller test statis

19、tic-2.7324540.0846Test critical values: 1% level-3.7695975% level-3.00486110% level-2.642242MacKinnon(1996) one-sided p-valuesY二阶差分序列的ADF检验结果(表三)Augmented dickey-Fuller Unit Root Test on YNull Hypothesis:D(Y,2) has a unit rootExogenous : constantLag length :2(Fixed)t-Statistic Prob.Augmented Dickey-

20、Fuller test statistic-4.1095600.0050Test critical values: 1% level-3.7880305% level-3.01236310% level-2.646119MacKinnon(1996) one-sided p-values12西南财经大学本科毕业论文（设计）原创性及知识产权声明本人郑重声明：所呈交的毕业论文（设计）是本人在导师的指导 下取得的成果。对本论文（设计）的研究做出重要贡献的个人和集体，均 已在文中以明确方式标明。因本毕业论文（设计）引起的法律结果完 全由本人承担。本毕业论文（设计）成果归西南财经大学所有。特此声明毕业论

21、文（设计）作者签名:作者专业：作者学号：2010年 月曰从检验结果看，Y序列到了其二阶差分序列的t检验值才小于 Mackinnon临界值，从而拒绝& ,表明储蓄率（Y）的二阶差分序列不 存在单位根，是平稳序列。即Y序列是二阶单整的，YI （2）o同理，采取同样方法。可检验得到XI、X2、X3、X4序列均为二阶 单整的。则以Y为被解释变量，X1,X2,X3,X4为解释变量，用OLS回归 方法估计回归模型，结果见下表。2.模型OLS估计（表四）Dependent Variable: Y Method: Least SquaresDate: 05/02/10 Time: 15:29Sample: 1

22、980 2008Included observations: 29VariableCoefficientStd. Error t-StatisticProb.C-0.2629830.042252-6.2241170.0000X10.1753590.1436597.2206620.0040X20.0313960.0038358.1873000.0000X3-0.0064670.001963-3.2948480.0030X41.1758520.11429610.287790.0000R-squared0.864471Mean dependent var0.243832Adjusted R-squa

23、red0.8418830.101221S.E. of regression0.040249Akaike info criterion-3.431853Sum squared resid0.038881Schwarz criterion-3.196113Log likelihood54.76187F-statistic38.27102Durbin-Watson stat2.088816Prob(F-statistic)0.000000根据表四中数据，模型估计的结果为估计的回归模型为AY =-0.262983+0.175359X, +0.031396X?-0.006467X3 + 1.175852

24、X4 +Ut检验回归残差的平稳性，对resid序列进行单位根检验结果如下表：（如表五）Null Hypothesis has a unit root13Exogenous:NoneLag length :0(Automatic based on SIC,MAXLAG=0)t-StatisticProb.Augmented Dickey-Fuller test statistic-6.0925600.0000Test critical values: 1 % level-2.6607205% level-1.95502010% level-1.609070MacKinnon(1996) one-

25、sided p-values由上表中可以得出，t检验统计量值为-6. 092560,小于相应临界 值从而拒绝”。，表明残差序列不存在单位根，是平稳序列，说明被解 释变量与解释变量之间存在协整关系。说明解释变量与被解释变量之 间存在长期均衡关系。但在短期来看，可能会出现失衡，为了增强模 型的精度，可以把协整回归式中的误差项Ut看作均衡误差，通过建立 误差修正模型把被解释变量与解释变量的长期与短期变化联系起来。 而我们在此研究中先不考虑此修正内容。则建立模型为：AY =-0.262983+0.175359X0.031396X2 -0.006467X3+1.175852X4(0.042252) (0

26、.143659) (0.003835) (0.001963) (0.114296)t= (-6.224117) (7.220662) (8.187300) (-3.294848) (10.28779)R2 =0.864471 R2 =0.841883 F=38.27102 df=24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，城镇居民收 入增长率每上涨一个百分点，城镇居民储蓄率就会上升0. 175359个百 分点；在假定其他变量不变的情况下，一年期储蓄利率每上涨一个百 分点，城镇居民储蓄率就会上升0. 175359个百分点；在假定其他变量 不变的情况下，通货膨胀率每上涨一个百分点

27、，城镇居民储蓄率就会 下降0.006467个百分点；在假定其他变量不变的情况下，基尼系数每 上涨一个百分点，城镇居民储蓄率就会上升0. 175359个百分点。这些14 都与理论分析和经验判断相一致。2.1 统计检验1)拟合优度：由表一中数据可以得到：R2 =0.864471,修正的可 决系数为R 2=0.841883,这说明模型对样本的拟合很好。2)F检验:针对:H*邛2邛3邛4=0，给定显著性水平a=0.05 , 在分布表中查出自由度为k-l=4和n-k=24的临界值(4, 24)=5. 77。 由表一中的得到 F=38. 27102,由于 F=38. 27102 F (4, 24)=5.

28、77，应 拒绝原假设邛2邛3邛4=。，说明回归方程显著，即“城镇居民收入 增长率”、“一年期储蓄利率”等变量联合起来确实对“城镇居民储蓄 率”有显著影响。3) t检验：分别针对：生二0 (j二1,2, 3,4),给定显著性水 平a=O.O5 ,查t分布表得自由度为n-k二24临界值。由表一中的数据 A A A A可得，与国、为、03、及对应的t统计量分别为7.220662、8.187300、 -3.294848、10.28779,其绝对值均大于蜀2 (n-k),这说明分别都应当拒绝为二0 (j=1,2, 3,4),也就是说，当在其他解释变量不变的 情况下，解释变量“城镇居民收入增长率”、“一年

29、期储蓄利率”等变量 联合起来确实对“城镇居民储蓄率”有显著影响。2.3 多重共线性计算解释变量xl、x2、x3、x4的简单相关系数矩阵(如表六)X1X2X3X4X11.0000000.5413690.528768-0.056200X20.5413691.0000000.614139-0.426991X30.5287680.6141391.000000-0.224568X4-0.056200-0.426991-0.2245681.00000015由表六可以看出，各解释变量相互之间的相关系数较低，证实解释变量之间不存在多重共线性。2.4 异方差性检验White检验（如表七）White Hetero

30、skedasticity Test:F-statistic2.235510Probability0.069153Obs*R-squared13.69014Probability0.090208Test Equation:Dependent Variable: RESIDA2Method: Least SquaresDate: 05/02/10 Time: 15:48Sample: 1980 2008Included observations: 29VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C0.0026320.0048720.5403160.59

31、49X10.0262080.0272060.9633130.3469X1A2-0.0541000.056469-0.9580480.3495X2-0.0012830.000808-1.5882800.1279X2A27.84E-055.80E-051.3506260.1919X3-7.93E-060.000276-0.0287700.9773X3A2-1.43E-061.32E-05-0.1080390.9150X4-0.0021160.027328-0.0774160.9391X4A20.0107980.0505130.2137620.8329R-squared0.472074Mean de

32、pendent var0.001341Adjusted R-squared0.260903S.D. dependent var0.002005S.E. of regression0.001724Akaike info criterion-9.639373Sum squared resid5.94E-05Schwarz criterion-9.215040Log likelihood148.7709F-statistic2.235510Durbin-Watson stat2.960782Prob(F-statistic)0.069153从上表可以看出，成2二13. 69014,由White检验知

33、，在a = 0。5下，查二分布表，得临界值/ .（4） = 9.48773 （在本讨论中只有四项含有解162释变量，故自由度为4）,比较计算的 力 统计量与临界值，因为 收二13. 69014%.（4）= 948773 ,所以拒绝原假设，表明模型存在异方 差。2）异方差的修正分别选用权数Wi/Xj WX： , W3,=l/&.经估计检验发现用权数%的效果最好。下面仅给出用权数%的效果，得加权最小二乘法的结果（如表八）Dependent Variable: Y Method: Least SquaresDate: 05/02/10 Time: 16:13Sample: 1980 2008Incl

34、uded observations: 29Weighting series: W2VariableCoefficientStd. Error t-StatisticProb.C-0.3102210.039444-7.8647970.0000X10.5740920.2803752.0475840.0517X20.0324810.0037228.7271410.0000X3-0.0084360.003247-2.5979860.0158X41.1220610.10197711.003110.0000Weighted StatisticsR-squared0.924623Mean dependent

35、 var0.219789Adjusted R-squared0.912060S.D. dependent var0.133931S.E. of regression0.039717Akaike info criterion-3.458507Sum squared resid0.037858Schwarz criterion-3.222766Log likelihood55.14835F-statistic53.96422Durbin-Watson stat2.116081Prob(F-statistic)0.000000Unweighted StatisticsR-squared0.79628

36、1Mean dependent var0.243832Adjusted R-squared0.762328S.D.dependent var0.101221S.E. of regression0.049347Sum squared resid0.058443Durbin-Watson stat1.75994717根据上表中数据，模型估计的结果为Y=-0.310221+0.574092X1+0.032481X?-0.008436X3 + 1.122061X4(0.039444) (0.280375) (0.003722)(0.003247)(0.101977)t= (-7.864797) (2.

37、047584)(8.727141) (-2.597986)(11.00311)R2 =0.924623 R2 =0.912060 F=53.96422 df=24括号中数据为t统计量值。可以看出运用加权最小二乘法消除了异方差后，参数的t检验均显著，可决系数大幅提高，F检验也显著，并说明在假定其他变量不变的情况下, 城镇居民收入增长率每上涨一个百分点，城镇居民储蓄率就会上升0. 574092个百分点；一年期储蓄利率每上涨一个百分点，城镇居民储蓄率就会上升0. 032481个百分点；通货膨胀率每上涨一个百分点，城镇居民储蓄率就会下降0. 008436个百分点；在假定其他变量不变的 情况下，基尼系数

38、每上涨一个百分点，城镇居民储蓄率就会上升1. 122061个百分点。2.5自相关检验该回归方程可决系数较高，回归系数均显著。对样本量为 29、四个解 释变量模型、5%显著性水平，查DW统计表可知，4=1124 , B r743 , 模型中B=L743 DW=1.759947V 4-四=2257，显然模型中不存在明 显自相关。四.结论(-)统计报告从上面的计量分析中我们最后得到我国城镇居民的储蓄存款模型:Y =-0.310221 +0.574092X1 +0.032481X2 -0.008436X3 + 1.122061X418(0.039444) (0.280375)(0.003722)(0.

39、003247)(0.101977)t= (-7.864797) (2.047584)(8.727141)(-2.597986)(11.00311)R2 =0.924623 R2 =0.912060 F=53.96422 df=24 DW=1.759947(-)实证研究结论从上述模型中我们可以看出：1 .基尼系数对储蓄率的影响非常大，弹性达到了 1.122061。这里可以看 出，收入分配的均等程度对储蓄的影响非常明显。这是由于收入高的 群体的储蓄倾向要明显的高于收入低的群体。2 .城镇居民的收入增长率变化对居民的储蓄率变化的影响是第二主 要影响因素，仅次于基尼系数，弹性为 0.574092,可以

40、看出，城镇居民 的存款储蓄观念还处于相对保守状态，以防后患，多存款，少消费，是中 国老百姓一直以来的传统。但从弹性上看，它没有人们想象中那么大。 这个结论也许是以外的，但又在情理之中。3 .利率变动对实际的储蓄率变动的影响并不是十分的重要，弹性仅为0. 032481 o这方面有很多的原因，其中对未来预期的不确定性是一个 很重要的原因，尤其是1998年以后，随着住房、医疗、教育等方面的 改革，人们的储蓄倾向受预期的影响更大。这方面从人民银行数次通 过降息来调整储蓄量，但是效果并不明显也可以看出来。4.通货膨胀率对储蓄率的影响不大。通过模型看，通货膨胀率对模型 的影响很小，而且是负相关，成反方向变

41、动的。物价水平搞一个百分 点,储蓄的增量只减少0.008436。这充分说明，如果物价水平上升， 城镇居民会为以后多留储蓄。从对储蓄增量的绝对量的影响上来看， 由于通货膨胀率变动的空间也不大，所以其绝对影响也小于收入。19五.政策建议及模型不足(-)政策建议我国改革开放以来，尽管在个别年份里，储蓄的增量会比前一年 有所下降，但大幅度地增加是总的趋势，这直接导致我国的居民储蓄 出现高增长的势头。而高额的储蓄存量对我国经济的影响是多方面的， 它可以给商业银行的经营上带来风险，可以在一定程度上抑制消费， 但如果能通畅储蓄向投资转化的渠道，它也会是经济发展的支持和动 力。更重要的是，在目前社会保障制度不

42、健全的情况下，我国的居民 储蓄中的一部分实际上是由于政府在社会保障方面的缺位而形成的社 会保障的替代品。还有就是我国的储蓄额的绝对量很大，但人均值其 实并不大。1 .在收入方面，尽快完善收入分配的调节机制基于基尼系数对储蓄率的很大的影响，而且近年来随着我国经济 的不断持续高速稳定增长，我国城镇居民的基尼系数逐渐变大，有的 甚至超过了 0.4的标准，说明我国居民面临贫富差距在逐渐拉大。在 市场化的过程中，收入差距的扩大是难以避免的，但是如果听任其长 期持续地扩大将会损害社会的公平，阻碍市场化的进程和经济的持续 发展。因此适当地增加转移支付，减轻农民的负担，保障城市居民的 最低生活水平，提高个人所

43、得税的起征点和累进税率，征收遗产税或 财产税等措施是绝对必要的。2 .重视利率政策对储蓄的影响根据我们以上的分析结论，储蓄增量对利率的弹性也是存在的。其20 对储蓄的影响并非如有的文献中说的那样无效。如果利率的波动空间 大，则储蓄增量的变动也会很大。这从居民对2004年10月升息的反应 中可见一斑，尽管这次一年期的存款利率升了半个百分点都不到。所 以在利率市场化不是很到位的情况下，中央银行应该重视对利率的调节, 平滑利率的变化，做到不要大起大落，以稳定居民储蓄的变化。3.抑制通 货膨胀率的快速增长经济的增长不可避免地伴随着一定程度的通货膨胀。根据回归分 析，在社会保障体系不健全的情况下，通货膨

44、胀率与储蓄增量的变动是 成同方向的。通货膨胀率增加引发的储蓄的增加的不合理性决定我们应 该尽量避免这种储蓄。更重要的是如果日后出现通货膨胀率的快速增长，由于 其变动的空间比利率大，那么从绝对量来讲，其对居民储蓄的影响将会 大过利率。其直接后果恐怕会使升息的效果更明显，但降息的利率政策 却会失灵。(-)模型的不足在实际经济活动中，人们的预期对储蓄率的影响是非常明显的。 由于这方面的影响很难用数据来描述以及碍于本人对计量学习的深入 水平有限，所以本模型没有反映人们的预期对储蓄率的影响。21年份城馆居民能蓄率(Y)城馆居民收入增长率(XI)一年期傀蓄利率(X2)通货崂账 率城馆拉尼系赦(X4)198

45、00.08740590.22038515.0460.1519810.07093630.10417645.42.40.1519820.08105590.13916545.671.90.1519830.0996350.09372365.761.50.1619840.13025580.2453575.762.80.1919850.1516150.18424116.729.30.1919860.17454540.2807017.26.50.219870.21754530.16751597.27.30.2319880.17862150.21972897.6818.80.2319890.27212020.

46、199827111.12180.2319900.32760610.12357979.923.10.2419910.31032440.16366787.923.40.2519920.30169070.22881947.566.40.2719930.31990610.31123339.2614.70.319940.42486440.397210910.988.30.2819950.44898040.261076110.982.80.2819960.40903480.1982089.21：8.30.2919970.30935020.12773987.172.80.319980.25777980.10885215.02-0.80.2951999