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我國居民收入對居民儲蓄的影響分析
我國居民收入對居民儲蓄的影響分析
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      ABSTRACT
  The paper makes a detailed analysis of the quantitative relationship between the Disposable income and savings of the residents.
  把握居民儲蓄行為及其變動規律,是國家有關決策部門亟待研究解決的問題。
  一般認為,居民儲蓄是居民可支配收入暫時未消費的部分。因此,居民的可支配收入是影響居民儲蓄行為的重要因素之一。本文擬深入考察我國居民收入對居民儲蓄的影響。
      一、理論模型
  在我國整個經濟體制向市場經濟過渡的過程中,居民收入的不穩定性增加,暫時收入的絕對數量和相對數量加大,對居民儲蓄行為的影響增加,因此,本文認為可借鑒弗里德曼的理論模式進行分析。雖然我們并不認為其假定模式能直接適用于分析我國居民儲蓄與收入之間的關系,但是把收入劃分為持久收入和暫時收入,分析收入中的這兩個不同部分的性質、作用、影響和相互關系,進而研究它們同儲蓄的關系,這種方法和思路值得借鑒。把握收入的不同部分的性質及其同儲蓄的關系,對于分析居民行為,推進微觀和宏觀經濟理論的研究,認識宏觀經濟運行中的某些重大問題以及制定經濟政策,都有一定的意義。
  設持久收入、暫時收入同儲蓄之間關系的基本理論模型為:
  S=S(y)
  Y=Y[,p]+Y[,t]
  式中,S為儲蓄;Y為收入,是居民可支配收入,包括可支配的貨幣收入,也包括非貨幣收入,收入中既包括勞動收入,也包括財產性收入;Y[,p]為持久收入,是居民可預料到的、連續的、帶有常規性質的收入;Y[,t]為暫時收入,是一時的、非連續的、帶有偶然性質的收入。
  Y[,p]、Y[,t]的計算,采用弗里德曼的估計方法,即:
  Y[,p]=(Y[,c]+y[,c-1]+Y[,c-2])/3
  Y[,t]=Y[,c]-Y[,p]
  這里,Y[,c]是現期收入,Y[,c-1]是前期收入,Y[,c-2]是前兩期收入,即Y[,p]為可度量收入的三階移動平均值的近似值,Y[,t]為Y[,c]同估計的Y[,p]間的差額近似值(可見此處過去收入也是持久收入的基礎,現期收入也被納入了對Y[,p]、Y[,t]的影響之中)。
  此模型將用于分析儲蓄與收入,尤其是與收入不同部分的關系,或者說,是把收入看作影響儲蓄的唯一因素,而把影響儲蓄的其他一些經濟變量舍棄掉(這并不意味舍棄掉的變量不重要,僅是此處分析的主題之需)。
  按照現代經濟理論的分析和實行市場經濟國家的實際經驗,持久收入的邊際儲蓄傾向(MPS[,p])小于暫時收入的邊際儲蓄傾向(MPS[,t]),或者說,儲蓄主要取決于暫時收入Y[,t]。按弗里德曼的觀點,儲蓄與Y[,t]的相關程度較高,這主要在于Y[,t]的性質,即這種收入是不穩定的,或者說沒有保證的。
  1978—1994年,中國在向市場經濟過渡中,經濟體制改革出臺的間斷性等因素使收入中的Y[,t]部分的波動確實在加大。但是,是否象現代經濟理論分析的那樣,或象其他一些國家那樣,呈現MPS[,p]<MPS[,t],儲蓄的Y[,p]彈性<儲蓄的Y[,t]的彈性關系呢?
      二、模型測算結果及其分析
  將中國居民儲蓄與收入的有關資料代入上述Y[,p]、Y[,t]計算式中,可得收入中的Y[,p]、Y[,t]的值。
  從計算結果顯示的趨勢看,無論是城鎮居民還是農村居民,其持久收入絕對額均呈穩定增長趨勢,并且增速迅猛;而暫時收入總體趨勢雖然也在增長,但卻有一定程度的波動,其中以農村居民的波動更為顯著。從波動時期看,1990年前較為平緩,1991年轉為有一定幅度的跌勢,1992年后增長迅速,漲幅很大,整個居民總體持久收入平均增長了18.5%,暫時收入則平均增長了63.1%(而改革以來的整個時期,整個居民持久收入和暫時收入的增長平均只分別有16.3%和20.44%)。分別城市農村居民而言,農民暫時收入的增幅卻高于城鎮約10個百分點(達70.3%)。就其相對變化看,全國居民持久收入所占比重除1991年達90.3%的高點,1994年為78.2%的低點外,其余年份均在85%~88%之間,總體趨勢呈現一個由上升又到下降的姿態,即暫時收入的相對份額總體上有一個由較高到較低又到較高的發展過程,但1991年后增長顯著,尤其是1994年,其增長在發展最慢的城鎮居民中也達到了61%以上,而在發展最快的農村幾乎是翻了一番還多,從而使農村居民暫時收入所占有的份額從上一年19.3%~21.2%升到了當年的23%~25%,整個居民的暫時收入份額由1993年的16.4%升到了21.8%。暫時收入在收入中的份額雖然在城鎮與農村發展不一,波動不同,但總體上均有較大幅度的上升,持久收入份額相應下降。
  從Y[,p]、Y[,t]同儲蓄S間關系看,1979—1994年期間,Y[,p]、Y[,t]與S有一定的線性關系。根據基本理論模型,建立以下計量模型:
  S=a+b[,1]Y[,p]+b[,2]Y[,t]   (1)式中:b[,1]為居民持久性收入的邊際儲蓄傾向;b[,2]為居民暫時收入的邊際儲蓄傾向。代入1979—1994年的有關數據估計式(1)中的系數,所得結果為:
  1.總儲蓄(包括農村實物儲蓄)和總可支配收入的關系:
  (1)全國:S=-110.7780+0.3464Y[,p]+0.8242Y[,t] (2)
  (-8.069)    (11.041)   (6.848)
  R[2]=0.9925  S.E=20.495  
  D.W=1.554   F=725.740
  (括號中的值為T檢驗值,下同)
  結果說明,全國居民持久收入每增加1個單位,全國居民總儲蓄增加0.3464個單位;暫時收入每增加1個單位,全國總儲蓄增加0.8242個單位。
  (2)城鎮:S=-538.690+0.2782Y[,p]+1.2240Y[,t] (3)
  (-6.097) (5.301)    (6.541)
  R[2]=0.9908  S.E=181.022
  D.W=1.159   F=698.445
  說明城鎮居民持久收入每增加1單位,城鎮金融資產總儲蓄增加0.2782個單位,暫時收入每增加一個單位,其儲蓄增加1.224個單位,(下述模式結果分析,與此類同,下略)。
  (3)農村:S=-442.891+0.3579Y[,p]+0.4865Y[,t](4)
  (-7.340) (15.297)   (4.561)
  R[2]=0.9981  S.E=113.336
  D.W=1.7413   F=538.758
  2.金融財產儲蓄和可支配收入:
  (1)全國:S=-120.1772+0.2775Y[,p]+0.8634Y[,t](5)
  (-6.618) (6.688)      (5.4231)
  R[2]=0.9837   S.E=27.111
  D.W=1.016   F=331.770
  (2)城鎮:
  包括非貨幣收入時,關系式同上述式(3)。
  不包括非貨幣收入時,關系式為:S=-475.300+0.40122Y[,p]+1.07486Y[,t](6) 
  (-6.1977) (7.562)       (6.303)
  R[2]=0.992   S.E=168.672
  D.W=1.126   F=805.45 
  (3)農村:S=-376.676+0.1754Y[,p]+0.5335Y[,t] (7)
  (-4.656) (5.592)     (3.730)
  R[2]=0.9468  S.E=151.96
  D.W=0.8319  F=115.704
  3、銀行存款儲蓄和可支配收入:
  (1)全國:S=-62.3030+0.0908Y[,p]+0.9976Y[,t] (8)
  (-3.3053) (2.1091)   (6.0371)
  R[2]=0.9651  S.E=28.140
  D.W=2.5933  F=152.043
  (2)城鎮:
  包括非貨幣收入時:S=-365.836+0.1411Y[,p]+1.210Y[,t] (9)
  (-4.7133) (3.0603)    (7.3334)
  R[2]=0.9882  S.E=159.035
  D.W=1.3084  F=542.634
  不包括非貨幣收入時:S=-340.465+0.2454Y[,p]+1.040Y[,t](10)
  (-4.5209) (4.7104)   (6.2090)
  R[2]=0.9872  S.E=165.64
  D.W=1.37    F=499.74
  (3)農村:S=-194.017+0.0857Y[,p]+0.3182Y[,t] (11)
  (-5.118) (5.8312)      (4.7488)
  R[2]=0.9581   S.E=71.1985
  D.W=1.3084  F=148.588
  從回歸結果看,除城鎮居民儲蓄S與收入Y間的關系不能解釋外,其余模式均能通過正常解釋,且優度較高。而且,無論是城鄉居民還是全國居民,也無論是包括實物儲蓄的總儲蓄還是金融資產儲蓄或是銀行存款儲蓄,其持久收入的MPS[,p]均小于暫時收入的MPS[,t],說明暫時收入的增量中將有更多的份額被用作儲蓄。但在不同的儲蓄種類之間,無論是全國還是農村,暫時收入的MPS[,t]有所不同,這從其不同種類儲蓄模型中Y[,t]的系數可以反映出。農村Y[,t]將更多地投向包括實物儲蓄在內的總儲蓄中,其總儲蓄中MPS[,t]比存款儲蓄中MPS[,t]多0.1683(0.4865—0.3182),說明農村Y[,t]中的更多部分投向了實物儲蓄(如建房、購買生產性固定資產等),基本上符合農村居民行為實際。
  但就全國而言,則是存款中MPS[,t]大于其總儲蓄中的MPS[,t],這可能與城鎮居民將其暫時收入更多地用于存款儲蓄有關。但此結果與有人曾研究得出的改革以后的MPS[,t]=0.243數值[(1)]比較,MPS[,t]大了許多,這可能一方面是如前所分析的,改革后尤其是1992年后居民Y[,t]大幅度增長所致,另一方面也是改革以來,尤其是近年來居民的Y[,t]波動幅度較大所致。
  對上述不能解釋的城鎮居民S與Y的關系作消除一階自相關和滯后期變量的修正擬合,能通過的模式為:
  存款與貨幣收入間的關系為:S=-400.96+0.2658Y[,p]+0.9980Y[,t] (12)
  (-3.071) (3.627)  (4.784)
  R[2]=0.9885   S.E=167.30
  D.W=1.68    F=314.78
  存款與其全部收入間的關系為:S=-409.4616+0.0863Y[,p]+0.8897Y[,t]
  (-5.082) (1.459)   (3.731)
   +0.8692Y[,t(-1)]  (13)
     (1.673)
  R[2]=0.9907   S.E=150.71
  D.W=0.7144  F=388.76
  金融財產儲蓄與貨幣收入間的關系為:S=-607.0112+0.4655Y[,p]+0.9399Y[,t] (14)
   (-3.020) (4.633)     (3.788)
  R[2]=0.9940  S.E=155.97
  D.W=2.1863   F=603.95
  金融財產儲蓄與全部收入間的關系為:S=-678.528+0.3349Y[,p]+0.9960Y[,t](15)
   (-3.128)(3.6766)    (4.2671)
  R[2]=0.9928   S.E=170.40
  D.W=2.172    F=505.38
  上述各式中Y[,t]、Y[,t(-1)]很高的MPS[,t]無一不說明城鎮居民的儲蓄與其暫時收入的關系的高度相關。
  但若用雙對數轉換,考察S與Y[,t]和Y[,p]的儲蓄彈性,用ln(S)=a+b[,1]l,n](Y[,p])+b[,2]l,n](Y[,t])模擬,卻不能說明暫時收入的儲蓄彈性大于持久收入的儲蓄彈性,筆者用同樣數值運算的結果是持久收入的變動幅度更大,甚至是儲蓄的暫時收入的彈性不敏感甚至有反向作用,或是檢驗無法通過(結果略)。這說明我國居民儲蓄變動狀況與收入間的關系不完全符合新古典經濟理論模式中的設定,這可能與中國居民收入中持久收入所占份額較多有關,另外還有其他較多的因素在影響著居民儲蓄行為。
  參考文獻
  (1) 臧旭恒著:《中國消費函數分析》,上海三聯書店1994年版。
  作者簡介:石正華,男,33歲。1984年畢業于杭州商學院計劃統計系,獲經濟學學士,1995年畢業于浙江大學,獲工學碩士學位。現任杭州商學院講師。
           (責任編輯:石慶焱)*
  
  
  
統計研究京49-52F104統計學、經濟數學方法石正華19961996 作者:統計研究京49-52F104統計學、經濟數學方法石正華19961996
2013-09-10 21:30

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