我国居民收入对居民储蓄的影响分析，本文主要内容关键词为：居民收入论文,我国论文,居民储蓄论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
ABSTRACT
The paper makes a detailed analysis of the quantitative relationship between the Disposable income and savings of the residents.
把握居民储蓄行为及其变动规律，是国家有关决策部门亟待研究解决的问题。
一般认为，居民储蓄是居民可支配收入暂时未消费的部分。因此，居民的可支配收入是影响居民储蓄行为的重要因素之一。本文拟深入考察我国居民收入对居民储蓄的影响。
一、理论模型
在我国整个经济体制向市场经济过渡的过程中，居民收入的不稳定性增加，暂时收入的绝对数量和相对数量加大，对居民储蓄行为的影响增加，因此，本文认为可借鉴弗里德曼的理论模式进行分析。虽然我们并不认为其假定模式能直接适用于分析我国居民储蓄与收入之间的关系，但是把收入划分为持久收入和暂时收入，分析收入中的这两个不同部分的性质、作用、影响和相互关系，进而研究它们同储蓄的关系，这种方法和思路值得借鉴。把握收入的不同部分的性质及其同储蓄的关系，对于分析居民行为，推进微观和宏观经济理论的研究，认识宏观经济运行中的某些重大问题以及制定经济政策，都有一定的意义。
设持久收入、暂时收入同储蓄之间关系的基本理论模型为：
S＝S（y）
Y＝Y[,p]+Y[,t]
式中，S为储蓄；Y为收入，是居民可支配收入，包括可支配的货币收入，也包括非货币收入，收入中既包括劳动收入，也包括财产性收入；Y[,p]为持久收入，是居民可预料到的、连续的、带有常规性质的收入；Y[,t]为暂时收入，是一时的、非连续的、带有偶然性质的收入。
Y[,p]、Y[,t]的计算，采用弗里德曼的估计方法，即：
Y[,p]＝（Y[,c]+y[,c－1]+Y[,c－2]）/3
Y[,t]＝Y[,c]－Y[,p]
这里，Y[,c]是现期收入，Y[,c－1]是前期收入，Y[,c－2]是前两期收入，即Y[,p]为可度量收入的三阶移动平均值的近似值，Y[,t]为Y[,c]同估计的Y[,p]间的差额近似值（可见此处过去收入也是持久收入的基础，现期收入也被纳入了对Y[,p]、Y[,t]的影响之中）。
此模型将用于分析储蓄与收入，尤其是与收入不同部分的关系，或者说，是把收入看作影响储蓄的唯一因素，而把影响储蓄的其他一些经济变量舍弃掉（这并不意味舍弃掉的变量不重要，仅是此处分析的主题之需）。
按照现代经济理论的分析和实行市场经济国家的实际经验，持久收入的边际储蓄倾向（MPS[,p]）小于暂时收入的边际储蓄倾向（MPS[,t]），或者说，储蓄主要取决于暂时收入Y[,t]。按弗里德曼的观点，储蓄与Y[,t]的相关程度较高，这主要在于Y[,t]的性质，即这种收入是不稳定的，或者说没有保证的。
1978—1994年，中国在向市场经济过渡中，经济体制改革出台的间断性等因素使收入中的Y[,t]部分的波动确实在加大。但是，是否象现代经济理论分析的那样，或象其他一些国家那样，呈现MPS[,p]＜MPS[,t]，储蓄的Y[,p]弹性＜储蓄的Y[,t]的弹性关系呢？
二、模型测算结果及其分析
将中国居民储蓄与收入的有关资料代入上述Y[,p]、Y[,t]计算式中，可得收入中的Y[,p]、Y[,t]的值。
从计算结果显示的趋势看，无论是城镇居民还是农村居民，其持久收入绝对额均呈稳定增长趋势，并且增速迅猛；而暂时收入总体趋势虽然也在增长，但却有一定程度的波动，其中以农村居民的波动更为显著。从波动时期看，1990年前较为平缓，1991年转为有一定幅度的跌势，1992年后增长迅速，涨幅很大，整个居民总体持久收入平均增长了18.5%，暂时收入则平均增长了63.1%（而改革以来的整个时期，整个居民持久收入和暂时收入的增长平均只分别有16.3%和20.44%）。分别城市农村居民而言，农民暂时收入的增幅却高于城镇约10个百分点（达70.3%）。就其相对变化看，全国居民持久收入所占比重除1991年达90.3%的高点，1994年为78.2%的低点外，其余年份均在85%～88%之间，总体趋势呈现一个由上升又到下降的姿态，即暂时收入的相对份额总体上有一个由较高到较低又到较高的发展过程，但1991年后增长显著，尤其是1994年，其增长在发展最慢的城镇居民中也达到了61%以上，而在发展最快的农村几乎是翻了一番还多，从而使农村居民暂时收入所占有的份额从上一年19.3%～21.2%升到了当年的23%～25%，整个居民的暂时收入份额由1993年的16.4%升到了21.8%。暂时收入在收入中的份额虽然在城镇与农村发展不一，波动不同，但总体上均有较大幅度的上升，持久收入份额相应下降。
从Y[,p]、Y[,t]同储蓄S间关系看，1979—1994年期间，Y[,p]、Y[,t]与S有一定的线性关系。根据基本理论模型，建立以下计量模型：
S＝a+b[,1]Y[,p]+b[,2]Y[,t] （1）
式中：b[,1]为居民持久性收入的边际储蓄倾向；b[,2]为居民暂时收入的边际储蓄倾向。代入1979—1994年的有关数据估计式（1）中的系数，所得结果为：
1.总储蓄（包括农村实物储蓄）和总可支配收入的关系：
（1）全国：
S＝－110.7780+0.3464Y[,p]+0.8242Y[,t] （2）
（－8.069）
（11.041） （6.848）
R[2]＝0.9925S.E＝20.495
D.W＝1.554 F＝725.740
（括号中的值为T检验值，下同）
结果说明，全国居民持久收入每增加1个单位，全国居民总储蓄增加0.3464个单位；暂时收入每增加1个单位，全国总储蓄增加0.8242个单位。
（2）城镇：
S＝－538.690+0.2782Y[,p]+1.2240Y[,t] （3）
（－6.097） （5.301）
（6.541）
R[2]＝0.9908S.E＝181.022
D.W＝1.159 F＝698.445
说明城镇居民持久收入每增加1单位，城镇金融资产总储蓄增加0.2782个单位，暂时收入每增加一个单位，其储蓄增加1.224个单位，（下述模式结果分析，与此类同，下略）。
（3）农村：
S＝－442.891+0.3579Y[,p]+0.4865Y[,t]（4）
（－7.340） （15.297） （4.561）
R[2]＝0.9981S.E＝113.336
D.W＝1.7413 F＝538.758
2.金融财产储蓄和可支配收入：
（1）全国：
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）城镇：
包括非货币收入时，关系式同上述式（3）。
不包括非货币收入时，关系式为：
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）农村：
S＝－376.676+0.1754Y[,p]+0.5335Y[,t] （7）
（－4.656） （5.592） （3.730）
R[2]＝0.9468S.E＝151.96
D.W＝0.8319F＝115.704
3、银行存款储蓄和可支配收入：
（1）全国：S＝－62.3030+0.0908Y[,p]+0.9976Y[,t] （8）
（－3.3053） （2.1091） （6.0371）
R[2]＝0.9651S.E＝28.140
D.W＝2.5933F＝152.043
（2）城镇：
包括非货币收入时：
S＝－365.836+0.1411Y[,p]+1.210Y[,t] （9）
（－4.7133） （3.0603）（7.3334）
R[2]＝0.9882S.E＝159.035
D.W＝1.3084F＝542.634
不包括非货币收入时：
S＝－340.465+0.2454Y[,p]+1.040Y[,t]（10）
（－4.5209） （4.7104） （6.2090）
R[2]＝0.9872S.E＝165.64
D.W＝1.37
F＝499.74
（3）农村：
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＝1.3084F＝148.588
从回归结果看，除城镇居民储蓄S与收入Y间的关系不能解释外，其余模式均能通过正常解释，且优度较高。而且，无论是城乡居民还是全国居民，也无论是包括实物储蓄的总储蓄还是金融资产储蓄或是银行存款储蓄，其持久收入的MPS[,p]均小于暂时收入的MPS[,t]，说明暂时收入的增量中将有更多的份额被用作储蓄。但在不同的储蓄种类之间，无论是全国还是农村，暂时收入的MPS[,t]有所不同，这从其不同种类储蓄模型中Y[,t]的系数可以反映出。农村Y[,t]将更多地投向包括实物储蓄在内的总储蓄中，其总储蓄中MPS[,t]比存款储蓄中MPS[,t]多0.1683（0.4865—0.3182），说明农村Y[,t]中的更多部分投向了实物储蓄（如建房、购买生产性固定资产等），基本上符合农村居民行为实际。
但就全国而言，则是存款中MPS[,t]大于其总储蓄中的MPS[,t]，这可能与城镇居民将其暂时收入更多地用于存款储蓄有关。但此结果与有人曾研究得出的改革以后的MPS[,t]＝0.243数值[（1）]比较，MPS[,t]大了许多，这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]大幅度增长所致，另一方面也是改革以来，尤其是近年来居民的Y[,t]波动幅度较大所致。
对上述不能解释的城镇居民S与Y的关系作消除一阶自相关和滞后期变量的修正拟合，能通过的模式为：
存款与货币收入间的关系为：
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＝1.68F＝314.78
存款与其全部收入间的关系为：
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＝0.7144F＝388.76
金融财产储蓄与货币收入间的关系为：
S＝－607.0112+0.4655Y[,p]+0.9399Y[,t] （14）
（－3.020） （4.633） （3.788）
R[2]＝0.9940S.E＝155.97
D.W＝2.1863 F＝603.95
金融财产储蓄与全部收入间的关系为：
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＝2.172F＝505.38
上述各式中Yt、Yt（－1）很高的MPSt无一不说明城镇居民的储蓄与其暂时收入的关系的高度相关。
但若用双对数转换，考察S与Yt和Yp的储蓄弹性，用ln（S）＝a+b[,1]ln（Y[,p]）+b[,2]ln]（Yt）模拟，却不能说明暂时收入的储蓄弹性大于持久收入的储蓄弹性，笔者用同样数值运算的结果是持久收入的变动幅度更大，甚至是储蓄的暂时收入的弹性不敏感甚至有反向作用，或是检验无法通过（结果略）。这说明我国居民储蓄变动状况与收入间的关系不完全符合新古典经济理论模式中的设定，这可能与中国居民收入中持久收入所占份额较多有关，另外还有其他较多的因素在影响着居民储蓄行为。