關(guān)于我國居民儲蓄存款情況分析論文
關(guān)鍵詞：居民儲蓄存款；影響因素
居民儲蓄存款增長(cháng)情況的變化
2004年第3季度末，我國居民儲蓄存款余額為115458.7億元，增加額從2003年第3季度以來(lái)出現了連續下降的勢頭（2004年第1季度除外），由2003年第3季度的3214.03億元持續下降到2004年第3季度的1666.27億元；同比增長(cháng)率也由2003年第3季度的19.22%連續下降到2004年第3季度的14.44%。中國人民銀行在2004年10月公布上調存款利率，雖然居民儲蓄存款增加額和同比增長(cháng)率在2004年第4季度出現了一定程度的上升；但是，如果這種勢頭繼續保持下去，2004年將是維系了近10年高速增長(cháng)的居民儲蓄的拐點(diǎn)。本文利用了1999年1季度至2004年第4季度的季度數據，對我國居民儲蓄存款的變化趨勢和影響因素做深入分析，并提出相關(guān)建議。居民儲蓄-[飛諾網(wǎng)]
通過(guò)分析發(fā)現：我國居民儲蓄存款增加額和儲蓄率表現出幾乎完全一致的走勢，即1999年第3季度至2002年第2季度一直穩定上升，2002年第3季度略有下降后又恢復上升，2003年3季度2004年第3季度以較大速度下滑；各年1季度數據相比較，儲蓄存款增加額和儲蓄率從2000年至2004年均穩步上升。根據儲蓄率的定義（儲蓄率等于儲蓄存款增加額與可支配總收入的比），當收入不變時(shí)，儲蓄率隨儲蓄存款增加額的變化而變化，即兩者同步變化并表現出一致的走勢；但實(shí)際情況是，我國居民收入是不斷提高的，只有當存款增加額隨著(zhù)居民收入的增加而加速增加時(shí)，儲蓄率才會(huì )表現出與儲蓄存款增加額一致的走勢，所以我國居民的平均儲蓄傾向是不斷上升的。每年1季度的儲蓄率遠大于其他3個(gè)季度，這進(jìn)一步驗證了上述觀(guān)點(diǎn)：我國居民儲蓄存款增加額隨著(zhù)收入的增加而加速增加，平均儲蓄傾向是不斷上升的。這一期間，1998年12月、1999年6月和2002年2月，三次降低存款利率，但上述兩個(gè)指標并沒(méi)有因利率下調而下降；相反，2004年10月上調利率時(shí)，兩個(gè)指標均大幅度上漲。這一反差說(shuō)明我國居民存款對名義利率下調的利率彈性小，而對名義利率上調的彈性大，即我國居民儲蓄意愿非常強烈。綜上所述，收入是影響我國居民儲蓄存款的重要因素，除此之外，還受到其他因素的影響。
儲蓄存款增長(cháng)變化的影響因素分析
居民儲蓄存款的變動(dòng)直接受到可支配收入和儲蓄率的影響，而儲蓄率的變化受到以下因素的影響：通貨膨脹率以及通貨膨脹預期造成實(shí)際利率的變化，居民消費支出、房地產(chǎn)投資、金融投資收益及渠道的變化。
居民可支配收入。我國居民的平均邊際消費傾向是緩慢下降的，所以，個(gè)人可支配收入越大，儲蓄存款增加越多；反之也成立。實(shí)際利率。我國居民存款對名義利率下調的利率彈性小，而對名義利率上調的彈性大；而樣本期間的絕大多數時(shí)間里，我國名義利率是下降的且在調整以前名義利率是不變的，所以從實(shí)際情況來(lái)看，我國居民存款變化受到名義利率變化的影響很小，主要受到通貨膨脹引起的實(shí)際利率變化的影響。居民消費支出。居民消費支出對儲蓄存款的影響比較微妙：當居民的收入不變時(shí)，消費支出增加了，可以用來(lái)儲蓄的資金自然會(huì )減少；另一方面，居民消費支出也受到收入的.影響，所以，把可支配收入和居民消費支出同時(shí)引進(jìn)回歸方程時(shí)，會(huì )引起復共線(xiàn)性；最后，居民消費支出還受到通貨膨脹及其預期的影響�？偠灾�，把居民消費支出引進(jìn)方程時(shí)，要十分謹慎。鑒于數據的可得性，本文用社會(huì )消費品零售總額表示居民消費支出。房地產(chǎn)投資。由于房地產(chǎn)固有的保值增值性，土地的不可再生性，以及我國城鎮化的推進(jìn)，尤其是當前居民對通貨膨脹預期越強烈的情況下，房地產(chǎn)越來(lái)越成為更多居民的投資渠道之一。居民儲蓄存款主要來(lái)源于人們的閑置資金，在房地產(chǎn)投資不斷升溫的情況下，儲蓄存款或多或少都會(huì )受到影響。本文采用商品房銷(xiāo)售價(jià)格指數來(lái)衡量房地產(chǎn)投資對儲蓄存款的影響。金融投資渠道及收益。一方面，我國居民的金融投資意識越來(lái)越強；另一方面，隨著(zhù)我國證券市場(chǎng)的發(fā)展，可供居民選擇的投資渠道越來(lái)越多，如股票、國債以及多種多樣的基金等金融資產(chǎn)不斷進(jìn)入居民的資產(chǎn)組合之中。本文選取相應期間股票指數和國債指數平均收益率（簡(jiǎn)稱(chēng)指數收益率）來(lái)反映金融投資對儲蓄存款的影響。綜上所述，得到如下回歸模型：Y=a0+a1X1+a2X2+a3X3+a4X4+a5X5+μ（1）
其中：Y表示因變量即我國居民儲蓄存款的增加額，X1、X2、X3、X4、X5依次表示居民可支配收入（億元）、消費支出（億元）、實(shí)際利率、商品房銷(xiāo)售價(jià)格指數（元）、股票指數和國債指數平均收益率。模型（1）中的居民可支配收入和消費支出可能存在線(xiàn)性相關(guān)，為了消除線(xiàn)性相關(guān)對回歸結果的影響，建立如下模型：Z1=a0+a2Z2+a3X3+a4X4+a5X5+μ（2）
其中Z1、Z2分別表示儲蓄率和消費率，消費率定義為居民消費支出與可支配收入之比；其他變量同模型（1）。
回歸結果及分析
結果顯示，模型（1）和模型（2）均不存在自回歸，所有變量的回歸系數沒(méi)有發(fā)生方向性的變化；只有模型（1）中指數收益率的P值達到0.2，比模型（2）的顯著(zhù)性水平差一些；總的來(lái)說(shuō)，兩者的結果基本一致，說(shuō)明回歸結果的可信度較高。模型（1）的擬合優(yōu)度達到0.91，比模型（2）好很多；模型（1）中的可支配收入和消費支出兩個(gè)變量不存在顯著(zhù)的線(xiàn)性相關(guān)，所以以模型1為主對結果進(jìn)行分析。
常數項在0.1的顯著(zhù)性水平下表現為-3448.76億元，表明我國居民在沒(méi)有收入的情況下，每季度負儲蓄3448.76億元，因而可理解為每季度的基本支出；可支配收入的回歸系數為0.86，說(shuō)明在滿(mǎn)足基本支出后，每增加1元收入可使儲蓄增加0.83元，可支配收入是儲蓄存款增加的重要因素；消費支出的回歸系數為-0.50，說(shuō)明每增加1元的消費使儲蓄減少0.50元，消費支出是儲蓄存款減少的重要因素；實(shí)際利率的回歸系數達到392，每提高1%的實(shí)際利率使儲蓄存款增加392億元，說(shuō)明名義利率、通貨膨脹率對我國居民存款消費決策產(chǎn)生了非常重要的影響；房地產(chǎn)價(jià)格指數顯著(zhù)為負具有很強的經(jīng)濟意義，表明2003年下半年以來(lái)的通貨膨脹預期和商品房漲價(jià)預期對儲蓄存款分流至房地產(chǎn)產(chǎn)生了非常大的推動(dòng)作用，預期房?jì)r(jià)上漲1元，可以使全國儲蓄存款減少4.25億元；指數收益率的回歸系數雖然不顯著(zhù)，但仍然為負，所以上一季度股票市場(chǎng)走勢和國債市場(chǎng)走勢較好時(shí)，證券市場(chǎng)對儲蓄存款產(chǎn)生了一定的分流；相反，則儲蓄存款發(fā)生回流�？偠灾�，投資渠道和方式的增加對存款變化產(chǎn)生了一定的影響。
產(chǎn)投資的重要來(lái)源，高儲蓄為經(jīng)濟持續穩定增長(cháng)打下堅實(shí)的基礎，是居民對社會(huì )經(jīng)濟穩定、金融健康具有信心的表現。在目前通貨膨脹預期加大和實(shí)際負利率的形勢下，勢必減少存款的持續增長(cháng)；而儲蓄分流過(guò)快，將會(huì )進(jìn)一步增強居民對通貨膨脹預期，損害對社會(huì )經(jīng)濟穩定和金融健康發(fā)展的信心。所以中國人民銀行利用利率政策調控消費、房地產(chǎn)投資從而使儲蓄按照適當的速度增長(cháng)是十分必要的。
推進(jìn)利率市場(chǎng)化改革
商業(yè)銀行是我國金融體系的主體，商業(yè)銀行效率的提高和經(jīng)營(yíng)的穩步發(fā)展對提高我國金融資源利用效率具有特別重要的意義。目前，我國商業(yè)銀行存貸款利率并未市場(chǎng)化，在儲蓄分流和宏觀(guān)政策從緊的形勢下，銀行信貸投放減少，從而造成商業(yè)銀行的經(jīng)營(yíng)困難。所以，加快利率市場(chǎng)化改革，繼續擴大商業(yè)銀行存貸款利率的定價(jià)權，對于優(yōu)化商業(yè)銀行的存貸款結構并最終推動(dòng)宏觀(guān)經(jīng)濟的健康發(fā)展具有重大的實(shí)際意義。