關鍵詞：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。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，并提出相關建議。居民儲蓄-[飛諾網]

　　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季度的儲蓄率遠大于其他3個季度，這進一步驗證了上述觀點：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，但上述兩個指標并沒有因利率下調而下降；相反，2004年10月上調利率時，兩個指標均大幅度上漲。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期造成實際利率的變化，居民消費支出、房地產投資、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(shù)時間里，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，消費支出增加了，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引進回歸方程時，會引起復共線性；最后，居民消費支出還受到通貨膨脹及其預期的影響�？偠�言之，把居民消費支出引進方程時，要十分謹慎。鑒于數(shù)據(jù)的可得性，本文用社會消費品零售總額表示居民消費支出。房地產投資。由于房地產固有的保值增值性，土地的不可再生性，以及我國城鎮(zhèn)化的推進，尤其是當前居民對通貨膨脹預期越強烈的情況下，房地產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；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不斷進入居民的資產組合之中。本文選取相應期間股票指數(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支出可能存在線性相關，為了消除線性相關對回歸結果的影響，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(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值達到0.2，比模型（2）的顯著性水平差一些；總的來說，兩者的結果基本一致，說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變量不存在顯著的線性相關，所以以模型1為主對結果進行分析。

　　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；消費支出的回歸系數(shù)為-0.50，說明每增加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；實際利率的回歸系數(shù)達到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決策產生了非常重要的影響；房地產價格指數(shù)顯著為負具有很強的經濟意義，表明2003年下半年以來的通貨膨脹預期和商品房漲價預期對儲蓄存款分流至房地產產生了非常大的推動作用，預期房價上漲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，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生了一定的影響。

　　產投資的重要來源，高儲蓄為經濟持續(xù)穩(wěn)定增長打下堅實的基礎，是居民對社會經濟穩(wěn)定、金融健康具有信心的表現(xiàn)。在目前通貨膨脹預期加大和實際負利率的形勢下，勢必減少存款的持續(xù)增長；而儲蓄分流過快，將會進一步增強居民對通貨膨脹預期，損害對社會經濟穩(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控消費、房地產投資從而使儲蓄按照適當?shù)乃俣仍鲩L是十分必要的。

　　推進利率市場化改革

　　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)銀行的經營困難。所以，加快利率市場化改革，繼續(xù)擴大商業(yè)銀行存貸款利率的定價權，對于優(yōu)化商業(yè)銀行的存貸款結構并最終推動宏觀經濟的健康發(fā)展具有重大的實際意義。

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