關(guān)鍵詞：居民儲蓄存款；影響因素

　　居民儲蓄存款增長情況的變化

　　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季度以來出現(xiàn)了連續(xù)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(xù)下降到2004年第3季度的1666.27億元；同比增長率也由2003年第3季度的19.22%連續(xù)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(diào)存款利率，雖然居民儲蓄存款增加額和同比增長率在2004年第4季度出現(xiàn)了一定程度的上升；但是，如果這種勢頭繼續(xù)保持下去，2004年將是維系了近10年高速增長的居民儲蓄的拐點(diǎn)。本文利用了1999年1季度至2004年第4季度的季度數(shù)據(jù)，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)]

　　通過分析發(fā)現(xiàn)：我國居民儲蓄存款增加額和儲蓄率表現(xiàn)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(wěn)定上升，2002年第3季度略有下降后又恢復(fù)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(shù)據(jù)相比較，儲蓄存款增加額和儲蓄率從2000年至2004年均穩(wěn)步上升。根據(jù)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(dāng)收入不變時，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(xiàn)出一致的走勢；但實際情況是，我國居民收入是不斷提高的，只有當(dāng)存款增加額隨著居民收入的增加而加速增加時，儲蓄率才會表現(xiàn)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(yuǎn)大于其他3個季度，這進(jìn)一步驗證了上述觀點(diǎn)：我國居民儲蓄存款增加額隨著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，但上述兩個指標(biāo)并沒有因利率下調(diào)而下降；相反，2004年10月上調(diào)利率時，兩個指標(biāo)均大幅度上漲。這一反差說明我國居民存款對名義利率下調(diào)的利率彈性小，而對名義利率上調(diào)的彈性大，即我國居民儲蓄意愿非常強(qiáng)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。

　　儲蓄存款增長變化的影響因素分析

　　居民儲蓄存款的變動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(yù)期造成實際利率的變化，居民消費(fèi)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(fèi)傾向是緩慢下降的，所以，個人可支配收入越大，儲蓄存款增加越多；反之也成立。實際利率。我國居民存款對名義利率下調(diào)的利率彈性小，而對名義利率上調(diào)的彈性大；而樣本期間的絕大多數(shù)時間里，我國名義利率是下降的且在調(diào)整以前名義利率是不變的，所以從實際情況來看，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際利率變化的影響。居民消費(fèi)支出。居民消費(fèi)支出對儲蓄存款的影響比較微妙：當(dāng)居民的收入不變時，消費(fèi)支出增加了，可以用來儲蓄的資金自然會減少；另一方面，居民消費(fèi)支出也受到收入的影響，所以，把可支配收入和居民消費(fèi)支出同時引進(jìn)回歸方程時，會引起復(fù)共線性；最后，居民消費(fèi)支出還受到通貨膨脹及其預(yù)期的影響�？偠�言之，把居民消費(fèi)支出引進(jìn)方程時，要十分謹(jǐn)慎。鑒于數(shù)據(jù)的可得性，本文用社會消費(fèi)品零售總額表示居民消費(fèi)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(zhèn)化的推進(jìn)，尤其是當(dāng)前居民對通貨膨脹預(yù)期越強(qiáng)烈的情況下，房地產(chǎn)越來越成為更多居民的投資渠道之一。居民儲蓄存款主要來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受到影響。本文采用商品房銷售價格指數(shù)來衡量房地產(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越強(qiáng)；另一方面，隨著我國證券市場的發(fā)展，可供居民選擇的投資渠道越來越多，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(yīng)期間股票指數(shù)和國債指數(shù)平均收益率（簡稱指數(shù)收益率）來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(fèi)支出（億元）、實際利率、商品房銷售價格指數(shù)（元）、股票指數(shù)和國債指數(shù)平均收益率。模型（1）中的居民可支配收入和消費(fèi)支出可能存在線性相關(guān)，為了消除線性相關(guān)對回歸結(jié)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(fèi)率，消費(fèi)率定義為居民消費(fèi)支出與可支配收入之比；其他變量同模型（1）。

　　回歸結(jié)果及分析

　　結(jié)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(shù)沒有發(fā)生方向性的變化；只有模型（1）中指數(shù)收益率的P值達(dá)到0.2，比模型（2）的顯著性水平差一些；總的來說，兩者的結(jié)果基本一致，說明回歸結(jié)果的可信度較高。模型（1）的擬合優(yōu)度達(dá)到0.91，比模型（2）好很多；模型（1）中的可支配收入和消費(fèi)支出兩個變量不存在顯著的線性相關(guān)，所以以模型1為主對結(jié)果進(jìn)行分析。

　　常數(shù)項在0.1的顯著性水平下表現(xiàn)為-3448.76億元，表明我國居民在沒有收入的情況下，每季度負(fù)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(shù)為0.86，說明在滿足基本支出后，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(fèi)支出的回歸系數(shù)為-0.50，說明每增加1元的消費(fèi)使儲蓄減少0.50元，消費(fèi)支出是儲蓄存款減少的重要因素；實際利率的回歸系數(shù)達(dá)到392，每提高1%的實際利率使儲蓄存款增加392億元，說明名義利率、通貨膨脹率對我國居民存款消費(fèi)決策產(chǎn)生了非常重要的影響；房地產(chǎn)價格指數(shù)顯著為負(fù)具有很強(qiáng)的經(jīng)濟(jì)意義，表明2003年下半年以來的通貨膨脹預(yù)期和商品房漲價預(yù)期對儲蓄存款分流至房地產(chǎn)產(chǎn)生了非常大的推動作用，預(yù)期房價上漲1元，可以使全國儲蓄存款減少4.25億元；指數(shù)收益率的回歸系數(shù)雖然不顯著，但仍然為負(fù)，所以上一季度股票市場走勢和國債市場走勢較好時，證券市場對儲蓄存款產(chǎn)生了一定的分流；相反，則儲蓄存款發(fā)生回流�？偠�言之，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)投資的重要來源，高儲蓄為經(jīng)濟(jì)持續(xù)穩(wěn)定增長打下堅實的基礎(chǔ)，是居民對社會經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定、金融健康具有信心的表現(xiàn)。在目前通貨膨脹預(yù)期加大和實際負(fù)利率的形勢下，勢必減少存款的持續(xù)增長；而儲蓄分流過快，將會進(jìn)一步增強(qiáng)居民對通貨膨脹預(yù)期，損害對社會經(jīng)濟(jì)穩(wěn)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(diào)控消費(fèi)、房地產(chǎn)投資從而使儲蓄按照適當(dāng)?shù)乃俣仍鲩L是十分必要的。

　　推進(jìn)利率市場化改革

　　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)營的穩(wěn)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化，在儲蓄分流和宏觀政策從緊的形勢下，銀行信貸投放減少，從而造成商業(yè)銀行的經(jīng)營困難。所以，加快利率市場化改革，繼續(xù)擴(kuò)大商業(yè)銀行存貸款利率的定價權(quán)，對于優(yōu)化商業(yè)銀行的存貸款結(jié)構(gòu)并最終推動宏觀經(jīng)濟(jì)的健康發(fā)展具有重大的實際意義。

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