陳金良 李余

摘要：采用貴州1982-2011年的數(shù)據(jù)，對貴州城鄉(xiāng)居民儲蓄與生產(chǎn)總值之間的關系進行了實證研究。使用Eviews軟件對變量進行單位根檢驗和協(xié)整檢驗，最后運用修正模型得到最終方程。結果表明，居民儲蓄與生產(chǎn)總值之間存在長期均衡的關系，兩者波動方向相同，但是居民儲蓄的增長幅度高于生產(chǎn)總值的增長幅度。

關鍵詞：生產(chǎn)總值；居民儲蓄；協(xié)整檢驗；誤差修正模型

近年來，貴州經(jīng)濟發(fā)展速度逐步加快，“十一五”期間年均增長為12.6%，比“十五”期間高2.2%。2012年經(jīng)濟增長幅度達到13.6%，與重慶不分伯仲，同處于經(jīng)濟發(fā)展的第一梯隊。伴隨著貴州經(jīng)濟前所未有的快速增長，城鄉(xiāng)居民的儲蓄存款也保持了持續(xù)增長的態(tài)勢（如圖1）。

圖1 1982-2011年貴州生產(chǎn)總值與居民儲蓄走勢圖

資料來源：貴州統(tǒng)計年鑒1983-2012，貴州統(tǒng)計信息網(wǎng)

由圖1我們可以看出，1982年至2011年三十年間，貴州經(jīng)濟增長和城鄉(xiāng)居民儲蓄的增長趨勢是相似的。為了更好地研究經(jīng)濟增長和居民儲蓄的關系，本文對1982年至2011年貴州的GDP和城鄉(xiāng)居民儲蓄存款的數(shù)據(jù)進行實證分析，運用計量經(jīng)濟學軟件來分析兩者之間的關系。

1、模型建立

構建經(jīng)濟增長與城鄉(xiāng)居民儲蓄的計量模型，需要借助圖形分析來觀察經(jīng)濟變量的變動規(guī)律和相關關系，以便合理確定模型的數(shù)學形式。因此，我們首先運用Eviews3.1軟件對貴州生產(chǎn)總值和居民儲蓄存款余額進行趨勢圖分析和相關分析（如圖2所示）。分析顯示，兩變量具有線性相關關系。

要研究經(jīng)濟增長對居民儲蓄的影響程度，模型必須體現(xiàn)二者之間變化的彈性關系，因此我們采用雙對數(shù)模型來進行研究。

模型中，S為貴州城鄉(xiāng)居民儲蓄存款余額，為被解釋變量；GDP表示貴州生產(chǎn)總值，為解釋變量； 為隨機干擾項； 、 為待估參數(shù)。

2、數(shù)據(jù)來源

所有數(shù)據(jù)均來自1983-2012貴州統(tǒng)計年鑒。我們選取1982-2011年的數(shù)據(jù)作為分析對象，具體數(shù)據(jù)如下：

表1 1982-2011年相關數(shù)據(jù)

資料來源：根據(jù)貴州統(tǒng)計年鑒1983-2012整理而得

在表1中，GDP表示貴州生產(chǎn)總值（億元）；S表示貴州城鄉(xiāng)居民儲蓄存款（億元）；lnGDP、lnS分別表示GDP、S的對數(shù)。

3、實證研究分析

3.1平穩(wěn)性檢驗

時間序列回歸模型必須以平穩(wěn)的數(shù)據(jù)變量為基礎，時間序列是平穩(wěn)的，它的均值、方差和（各種滯后的）自協(xié)方差都保持不變，可以使用OLS法進行回歸分析。本文使用Eviews3.1軟件，采用ADF方法來檢驗時間序列的平穩(wěn)性。檢驗結果如表2所示：

表2變量單位根檢驗結果

表2中的ADF結果表明：各變量存在單位根，原始序列是非平穩(wěn)序列。但是經(jīng)過一階差分處理后，所有差分變量都是平穩(wěn)的。兩變量均為一階單整序列，滿足協(xié)整檢驗的前提。

3.2協(xié)整檢驗

如果時間序列不平穩(wěn)，就會出現(xiàn)虛假回歸的問題，因此不能采用經(jīng)典回歸模型進行分析，但是可以進行協(xié)整檢驗來驗證非平穩(wěn)的變量之間是否存在長期穩(wěn)定的均衡關系。為了檢驗兩變量是否為協(xié)整，Engle和Granger于1987年提出兩步檢驗法，也稱為EG檢驗，主要用于檢驗兩個同階單整變量之間的協(xié)整關系。由于我們只使用了兩個經(jīng)濟變量，因此，本文采用EG協(xié)整檢驗法。首先運用軟件對lnGDP、lnS進行最小二乘回歸，然后對估計方程的殘差序列進行單位根檢驗，檢驗結果如圖3所示：

圖3 殘差序列單位根檢驗圖

該檢驗表明殘差序列是較為平穩(wěn)的，所以lnGDP與lnS具有協(xié)整關系。從而證明該二者有長期均衡關系。

3.3誤差修正模型

誤差修正模型由薩甘（Sargan1964）提出，后經(jīng)亨德里-安德森（Hendry-Anderson1977）和戴維森（Davidson1977）等進一步完善。在這里，我們把兩變量OLS回歸中的殘差項看作均衡誤差，最終的誤差修正模型估計結果如下：

其中 為誤差修正項（兩變量回歸模型的殘差序列e），對該模型進行估計時發(fā)現(xiàn)，其常數(shù)項系數(shù)不顯著，因此，我們去掉常數(shù)項后進行最小二乘法回歸，結果如下圖所示：

從上圖可以看出，盡管模型的擬合優(yōu)度和調整后的擬合優(yōu)度不是很高，但是各項系數(shù)的T檢驗值均顯著，DW也在正常范圍內。所以，最終得到模型方程為：

（5.0267） （-3.8464）

由方程可以看出，當生產(chǎn)總值增長1%時，城鄉(xiāng)居民儲蓄就增長1.3774%。

4、結論與建議

通過上述分析，我們發(fā)現(xiàn)，貴州生產(chǎn)總值和城鄉(xiāng)居民儲蓄這兩個時間序列之間存在長期均衡關系，它們之間具有相同的波動方向。

4.1居民儲蓄的增長幅度高于生產(chǎn)總值增長幅度。根據(jù)實證研究分析結果，我們知道居民儲蓄增加和生產(chǎn)總值增加的波動不是同幅的，即生產(chǎn)總值增加1%，居民儲蓄將增加1.3774%。貴州“十二五”規(guī)劃綱要指出：“十二五”時期要努力成為改革開放以來貴州經(jīng)濟社會發(fā)展最好最快的時期，生產(chǎn)總值年均增長12%以上。依據(jù)模型計算，十二五時期，居民儲蓄的年均增長率可以達到16.5%以上。

4.2居民儲蓄存款的增長可以推動貴州經(jīng)濟的持續(xù)健康發(fā)展。居民儲蓄存款的增長必然帶動金融業(yè)規(guī)模的擴大，同時，金融業(yè)規(guī)模的發(fā)展也會促進貴州經(jīng)濟的增長。貴州省“十二五”金融業(yè)發(fā)展專項規(guī)劃提到，2010年金融業(yè)對經(jīng)濟增長的貢獻率達到5%。為此要適度增加貴州金融業(yè)的規(guī)模，提高其金融服務的效率，加大居民儲蓄轉化為投資，促進經(jīng)濟增長的力度，有效提高金融業(yè)對經(jīng)濟增長的貢獻率。

當然，居民儲蓄會受到諸如人均可支配收入、利率、預防動機和個人消費習慣等多因素的影響，而生產(chǎn)總值也會受到諸如投資和消費等多方面的影響，但是由于原始資料數(shù)據(jù)不好獲取等原因，本文沒有做更詳盡的研究。總之，通過論證，我們發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟增長與居民儲蓄之間彼此影響，互相促進。不可否認，改革開放以來，貴州生產(chǎn)總值的增加是推動居民儲蓄增長的重要因素。

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