張?zhí)禅P，朱家明，張昆鵬

(1.安徽財(cái)經(jīng)大學(xué) 金融學(xué)院，安徽 蚌埠 233030;2.安徽財(cái)經(jīng)大學(xué) 統(tǒng)計(jì)與應(yīng)用數(shù)學(xué)學(xué)院，安徽 蚌埠 233030；3．電信科學(xué)技術(shù)研究院，北京 100000)

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基于主成分分析城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄存款影響因素的研究

張?zhí)禅P1，朱家明2，張昆鵬3

(1.安徽財(cái)經(jīng)大學(xué) 金融學(xué)院，安徽 蚌埠 233030;2.安徽財(cái)經(jīng)大學(xué) 統(tǒng)計(jì)與應(yīng)用數(shù)學(xué)學(xué)院，安徽 蚌埠 233030；3．電信科學(xué)技術(shù)研究院，北京 100000)

摘要：針對(duì)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄存款額的影響因素，使用主成分降維方法將眾多影響儲(chǔ)蓄存款的因素簡(jiǎn)化為少數(shù)的經(jīng)濟(jì)因素，消除多重共線性.使用SPSS、EVIEWS軟件構(gòu)建回歸模型，并進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)以及方差分解.本文在定性分析的基礎(chǔ)上，利用1991年以來(lái)我國(guó)部分統(tǒng)計(jì)指標(biāo)進(jìn)行多元回歸分析，量化了各經(jīng)濟(jì)因素對(duì)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄的作用方向和影響程度，其結(jié)果可為相關(guān)政策的制定提供參考.

關(guān)鍵詞：城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄；影響因素；實(shí)證分析；主成分分析

自1978年改革開放以來(lái)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)一直保持高速增長(zhǎng)、快速發(fā)展的態(tài)勢(shì)，GDP增長(zhǎng)速度處于較高水平.隨著經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，人民生活水平普遍提高，居民收入狀況得以改善，儲(chǔ)蓄存款余額不斷增加.從1984年開始，我國(guó)居民儲(chǔ)蓄率已達(dá)到兩位數(shù)水平，到1994年更是高達(dá)44.9%.居民儲(chǔ)蓄存款的增加在我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程中的地位不容忽視.但過(guò)高的儲(chǔ)蓄率也意味著我國(guó)居民即期消費(fèi)水平不高，不利于我國(guó)經(jīng)濟(jì)健康發(fā)展.在經(jīng)歷了2008年的金融危機(jī)后，關(guān)于如何促進(jìn)居民消費(fèi)，降低儲(chǔ)蓄率以拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的問題更是成為專家學(xué)者研究的重點(diǎn)問題.

1文獻(xiàn)回顧及問題的提出

1.1文獻(xiàn)回顧

對(duì)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄存款影響因素的問題，國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)此進(jìn)行了大量的研究和探討.其中，張建華、孫學(xué)光[1](2009)通過(guò)建立誤差修正模型，發(fā)現(xiàn)居民收入和通貨膨脹因素對(duì)居民儲(chǔ)蓄存款影響較大，預(yù)防性動(dòng)機(jī)通過(guò)收入和通貨膨脹間接影響居民儲(chǔ)蓄；孟毅、李永曉[2](2009)基于協(xié)整理論的角度，研究影響居民儲(chǔ)蓄的因素，認(rèn)為影響我國(guó)居民儲(chǔ)蓄增長(zhǎng)的最大因素是居民儲(chǔ)蓄自身的增長(zhǎng)慣性和收入水平的增加；劉雯、杭斌[3](2013)基于緩沖儲(chǔ)備儲(chǔ)蓄理論，建立平衡面板模型進(jìn)行實(shí)證分析，認(rèn)為社會(huì)老齡化程度的加深和我國(guó)尚待完善的養(yǎng)老保險(xiǎn)制度可以在一定程度上解釋居民的高儲(chǔ)蓄率現(xiàn)象；馮利英[4]等人(2014)利用1981年以來(lái)的部分統(tǒng)計(jì)指標(biāo)進(jìn)行多元回歸分析，認(rèn)為居民收入和社會(huì)保障制度對(duì)居民儲(chǔ)蓄存款的影響最大，政府應(yīng)當(dāng)考慮運(yùn)用除調(diào)整存貸款利率之外的其他政策刺激消費(fèi).由以上可見，不同學(xué)者采用不同方法和模型，綜合分析居民儲(chǔ)蓄存款的各個(gè)影響因素，但采用主成分理論進(jìn)行計(jì)量模型分析的還不多見，另外對(duì)于社會(huì)保障制度大多運(yùn)用描述的方法分析.基于此，本文采用主成分分析方法，并將制度因素作為虛擬變量引入計(jì)量模型，對(duì)我國(guó)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄存款影響因素進(jìn)行定量分析.

1.2問題的提出

儲(chǔ)蓄存款實(shí)質(zhì)上就是居民為存入銀行獲取利息而沒有進(jìn)行即期消費(fèi)的收入部分.儲(chǔ)蓄存款是金融機(jī)構(gòu)重要的資金來(lái)源，對(duì)于金融機(jī)構(gòu)業(yè)務(wù)的開展和利潤(rùn)的提高有直接且顯著的影響.儲(chǔ)蓄業(yè)務(wù)的發(fā)展，在一定程度上可以有效促進(jìn)國(guó)民經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)和比例調(diào)整，調(diào)節(jié)貨幣流通，穩(wěn)定市場(chǎng)物價(jià)水平，聚集閑散的社會(huì)資金以扶持戰(zhàn)略性產(chǎn)業(yè)發(fā)展，但過(guò)高的居民儲(chǔ)蓄不利于擴(kuò)大內(nèi)需，帶動(dòng)直接投資.因此，研究我國(guó)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄存款額的影響因素，探求居民儲(chǔ)蓄的發(fā)展規(guī)律和影響機(jī)理，深入了解城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄的增長(zhǎng)動(dòng)因，從而提出有關(guān)鼓勵(lì)居民理性儲(chǔ)蓄、適度消費(fèi)的對(duì)策建議，促進(jìn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)健康發(fā)展，具有重要意義.

2我國(guó)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄影響因素的模型設(shè)定

2.1變量的選取及數(shù)據(jù)說(shuō)明

由于在影響城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄存款的因素中，并不是所有的都可以量化，所以本文在眾多影響因素中，選擇可以量化的指標(biāo)進(jìn)行模型分析.本文在對(duì)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄存款影響的經(jīng)濟(jì)因素中選取了7個(gè)經(jīng)濟(jì)指標(biāo)：城鎮(zhèn)居民人均可支配收入(X1)、一年期存款名義利率(X2)、居民消費(fèi)物價(jià)指數(shù)(X3)、股票市場(chǎng)籌資額(X4)、城鎮(zhèn)居民家庭恩格爾系數(shù)(X5)、基尼系數(shù)(X6)、制度因素(X7)，城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄存款額作為被解釋變量Y.

2.1.1變量的選取

⑴城鎮(zhèn)居民的收入水平.居民的收入水平是影響儲(chǔ)蓄存款余額的重要因素，只有當(dāng)收入超過(guò)最低消費(fèi)需求時(shí)，儲(chǔ)蓄才成為可能.根據(jù)凱恩斯的經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，邊際消費(fèi)傾向是遞減的.其他條件一定的情況下，收入水平越高，邊際消費(fèi)傾向越低，從而導(dǎo)致儲(chǔ)蓄增多.另外，宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)原理中指出，居民可支配收入是真正影響居民儲(chǔ)蓄的重要因素.因此選取城鎮(zhèn)居民人均可支配收入作為城鎮(zhèn)居民收入水平的代表性指標(biāo).

⑵儲(chǔ)蓄存款利率.利率作為即期消費(fèi)的機(jī)會(huì)成本，會(huì)對(duì)居民儲(chǔ)蓄產(chǎn)生一定的影響.傳統(tǒng)觀點(diǎn)認(rèn)為利率與儲(chǔ)蓄成正向關(guān)系，但現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)理論認(rèn)為利率對(duì)儲(chǔ)蓄具有雙重作用，即利率對(duì)儲(chǔ)蓄的影響可以分為替代效應(yīng)和收入效應(yīng).簡(jiǎn)單地說(shuō)，收入效應(yīng)指利率對(duì)儲(chǔ)蓄起反向作用，替代效應(yīng)指利率對(duì)儲(chǔ)蓄起正向作用，兩者結(jié)合才能真正分析居民儲(chǔ)蓄與存款利率之間的關(guān)系.但不管是哪種理論，利率的高低都會(huì)對(duì)居民儲(chǔ)蓄產(chǎn)生影響.另外，考慮居民具有“貨幣幻覺”效應(yīng)，本文采用一年期存款名義利率作為解釋變量.

⑶居民消費(fèi)物價(jià)水平.不同的消費(fèi)品需求價(jià)格彈性也不同，那么，消費(fèi)品價(jià)格的變化對(duì)消費(fèi)額也就產(chǎn)生不同的影響.需求價(jià)格彈性小的消費(fèi)品，消費(fèi)品價(jià)格的變動(dòng)不會(huì)對(duì)消費(fèi)品需求量產(chǎn)生較大影響，但對(duì)于需求價(jià)格彈性大的消費(fèi)品來(lái)說(shuō)，物價(jià)水平的微小變動(dòng)都會(huì)引起消費(fèi)品需求的大幅波動(dòng).由此可見，居民消費(fèi)物價(jià)水平會(huì)對(duì)居民儲(chǔ)蓄產(chǎn)生影響，采用居民消費(fèi)物價(jià)指數(shù)來(lái)衡量物價(jià)水平的高低.

⑷證券市場(chǎng)對(duì)資金的吸納程度.證券市場(chǎng)的籌資作用會(huì)在一定程度上對(duì)居民儲(chǔ)蓄存款起到分流的作用.由于我國(guó)債券市場(chǎng)以國(guó)債為主，發(fā)行量大且購(gòu)買對(duì)象主要是金融機(jī)構(gòu)等機(jī)構(gòu)投資者，又結(jié)合近年來(lái)我國(guó)股票市場(chǎng)交易活躍，交易量大幅攀升，因此，選取股票市場(chǎng)籌資額作為解釋變量.

⑸恩格爾系數(shù).恩格爾系數(shù)是食品支出總額占個(gè)人消費(fèi)支出總額的比重，可以衡量國(guó)家或地區(qū)人民生活水平的狀況.恩格爾系數(shù)隨生活富裕水平的提高而遞減，而生活富裕水平的提高就意味著居民儲(chǔ)蓄的上升.因此，恩格爾系數(shù)會(huì)對(duì)居民儲(chǔ)蓄產(chǎn)生一定的影響，選取城鎮(zhèn)居民家庭恩格爾系數(shù)作為解釋變量.

⑹基尼系數(shù).基尼系數(shù)是綜合考察居民內(nèi)部收入分配差異狀況的一個(gè)重要指標(biāo)，可以用來(lái)判斷收入分配的平等程度.基尼系數(shù)為0.4是收入分配差距的警戒線，基尼系數(shù)越高，收入分配差距越大，從而影響居民儲(chǔ)蓄余額.因此，基尼系數(shù)可以作為居民儲(chǔ)蓄的一個(gè)解釋變量.

⑺制度因素.制度因素如房改政策、國(guó)企改革、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整等會(huì)使居民未來(lái)的收入和支出預(yù)期發(fā)生很大變化，而這些變化勢(shì)必會(huì)影響到城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄余額.但由于制度因素不易量化，因此將其作為虛擬變量引入.以1998年為界，1991-1997年取值為0，1998年之后取值為1.

因此本文設(shè)定模型為：

Y=C+β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+β5X5+β6X6+β7X7+μ

2.1.2數(shù)據(jù)說(shuō)明

本文根據(jù)從中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒[5]獲得的我國(guó)1991年到2013年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，對(duì)我國(guó)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄存款影響因素進(jìn)行實(shí)證分析，建立計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型.為了減少數(shù)據(jù)波動(dòng)和減少量綱不一致導(dǎo)致的不利影響，本文對(duì)城鎮(zhèn)居民存款額、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、居民消費(fèi)物價(jià)指數(shù)、股票市場(chǎng)籌資額、城鎮(zhèn)居民家庭恩格爾系數(shù)進(jìn)行對(duì)數(shù)處理，LY表示對(duì)數(shù)處理后的城鎮(zhèn)居民存款額，LX1表示對(duì)數(shù)處理后的城鎮(zhèn)居民人均可支配收入，LX3表示對(duì)數(shù)處理后的居民消費(fèi)物價(jià)指數(shù)，LX4表示對(duì)數(shù)處理后的股票市場(chǎng)籌資額，LX5表示對(duì)數(shù)處理后的城鎮(zhèn)居民家庭恩格爾系數(shù)，模型變?yōu)椋?/p>

LY=C+β1LX1+β2X2+β3LX3+β4LX4+β5LX5+β6X6+β7X7+μ

2.2主成分分析前的多元線性回歸分析

通過(guò)EVIEWS軟件對(duì)經(jīng)過(guò)處理后的數(shù)據(jù)進(jìn)行多元線性回歸，并進(jìn)行多重共線性的檢驗(yàn)，判斷該模型是否具有多重共線性.如果存在多重共線性，則使用主成分分析方法消除多重共線性.基于我國(guó)1991年至2013年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，運(yùn)用EVIEWS軟件對(duì)處理后的各變量進(jìn)行多元回歸分析，得到的回歸方程為：

LY=12.34+1.24LX1+0.02X2-2.38LX3-0.04LX4-0.65LX5+2.10X6-0.03X7

回歸結(jié)果顯示：可決系數(shù)R2為0.9974，說(shuō)明模型的擬合程度較好，即被解釋變量城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄存款額可以由回歸模型來(lái)解釋.同時(shí)，各變量經(jīng)濟(jì)意義通過(guò).F統(tǒng)計(jì)量值為824.7713，大于臨界值，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量概率值接近于0，說(shuō)明回歸方程顯著，即列入模型的各個(gè)解釋變量聯(lián)合起來(lái)對(duì)被解釋變量有顯著影響.但模型中的方差膨脹因子VIF大于10，回歸模型中的相關(guān)系數(shù)矩陣中解釋變量之間相關(guān)系數(shù)最高為-0.9792，大于0.8，表明模型存在嚴(yán)重的多重共線性，且這種多重共線性可能會(huì)過(guò)度地影響最小二乘估計(jì).此時(shí)再采用最小二乘法對(duì)模型進(jìn)行回歸分析，回歸參數(shù)估計(jì)值很不穩(wěn)定，假設(shè)檢驗(yàn)容易做出錯(cuò)誤的判斷，因此采用主成分分析方法消除模型中的多重共線性.

2.3主成分分析后的多元線性回歸分析

2.3.1主成分分析

主成分分析是一種消除多重共線性的有效方法，它的基本原理是通過(guò)投影的方法，實(shí)現(xiàn)數(shù)據(jù)的降維，在損失較少數(shù)據(jù)信息的基礎(chǔ)上把多個(gè)指標(biāo)轉(zhuǎn)化為幾個(gè)有代表意義的綜合指標(biāo)，在低維空間將信息分解為互不相關(guān)的部分以獲得更有意義的解釋[6].其中信息涵蓋量的大小用方差貢獻(xiàn)率進(jìn)行衡量，主成分個(gè)數(shù)的選擇以主成分個(gè)數(shù)盡可能少且累計(jì)方差貢獻(xiàn)率不低于85%為標(biāo)準(zhǔn).使用SPSS23.0軟件對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行主成分分析，分析之后得到的特征值、方差貢獻(xiàn)率以及累計(jì)方差貢獻(xiàn)率如表1所示，其中第一主成分的方差貢獻(xiàn)率為76.85%，第二主成分方差貢獻(xiàn)率為16.32%，兩者結(jié)合累計(jì)方差貢獻(xiàn)率為93.17%，說(shuō)明兩個(gè)主成分反映了原指標(biāo)93.17%的信息量.在累計(jì)方差貢獻(xiàn)率標(biāo)準(zhǔn)為85%的情況下，已基本反映了原變量的總體情況.

表1　主成分提取結(jié)果

由表2可得，原7個(gè)經(jīng)濟(jì)指標(biāo)對(duì)應(yīng)的兩個(gè)主成分分別為：

FT1=0.39LX1-0.40X2+0.17LX3+0.38LX4-0.43LX5+0.37X6+0.28X7

2.3.2多元線性回歸分析

運(yùn)用EVIEWS軟件對(duì)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄存款額、第一主成分、第二主成分重新進(jìn)行多元回歸分析，得到的回歸方程為：

LY=4.51+0.46FT1+0.67FT2

回歸結(jié)果顯示：可決系數(shù)R2為0.9215，擬合優(yōu)度較高，T檢驗(yàn)均通過(guò)，說(shuō)明解釋變量FT1、FT2對(duì)被解釋變量LY的影響顯著.F統(tǒng)計(jì)量為117.4174，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量概率值接近于0，說(shuō)明模型中被解釋變量與所有解釋變量之間的線性關(guān)系在整體上顯著.模型中的方差膨脹因子VIF小于10，說(shuō)明進(jìn)行主成分分析降維后，消除了原模型的多重共線性.以上均表示該模型能夠很好地解釋每一個(gè)變量對(duì)被解釋變量的反應(yīng)程度，將原來(lái)的數(shù)據(jù)代入到該回歸方程中，得到被解釋變量與解釋變量之間的反應(yīng)方程式為：

LY=4.51+0.34LX1+0.0036X2-0.21LX3-0.02LX4-0.25LX5+0.24X6-0.0253X7

3模型的擬合與檢驗(yàn)

3.1平穩(wěn)性檢驗(yàn)

對(duì)于時(shí)間序列數(shù)據(jù)，在非平穩(wěn)變量存在的情況下，時(shí)間序列的高度相關(guān)可能僅僅因?yàn)閮烧咄瑫r(shí)隨時(shí)間變動(dòng)的趨勢(shì)相同，并沒有真正的內(nèi)在聯(lián)系，這種情況就是偽回歸.因此，為真正反映模型中變量之間的聯(lián)系，避免偽回歸問題的發(fā)生，要對(duì)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄存款額、第一主成分、第二主成分3個(gè)變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，采用單位根檢驗(yàn)方法，結(jié)果如表3.檢驗(yàn)結(jié)果為所有變量水平值都是單位根過(guò)程，而一階差分都是平穩(wěn)序列，即所有變量序列都是一階單整的.那么，它們之間可能存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系.因此，再對(duì)所有變量進(jìn)行Johansen檢驗(yàn).

表3　單位根檢驗(yàn)結(jié)果

注：原假設(shè)為變量存在單位根，檢驗(yàn)形式中的c代表常數(shù)項(xiàng)，t代表趨勢(shì)項(xiàng)，k代表差分次數(shù).

3.2協(xié)整檢驗(yàn)

協(xié)整理論是指，盡管一些經(jīng)濟(jì)變量是非平穩(wěn)的，但在多變量的情況下，這些非平穩(wěn)變量或單整變量的線性組合很可能是平穩(wěn)的.基于此理論對(duì)回歸模型各變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表4、表5所示，可以看出在5%的顯著性水平下，跡統(tǒng)計(jì)量和最大特征值統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)結(jié)果都表明變量間存在一個(gè)協(xié)整方程.

表4　協(xié)整檢驗(yàn)(跡統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn))

表5　協(xié)整檢驗(yàn)(最大特征值統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn))

3.3脈沖響應(yīng)

對(duì)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄存款額LY進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析，結(jié)果如圖1、圖2所示.從圖1可以看出，在本期給FT1一個(gè)正向沖擊后，LY慢慢上升，在第4期后變?yōu)檎担笾饾u穩(wěn)定在1.5附近，響應(yīng)路徑由負(fù)變正且響應(yīng)隨時(shí)間的推移不斷增加，說(shuō)明第一主成分對(duì)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄存款額具有乘數(shù)效應(yīng).從脈沖響應(yīng)上看，第一主成分變動(dòng)對(duì)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄存款額變動(dòng)的影響是先負(fù)向后正向的.從圖2可以看出，在本期給FT2一個(gè)正向沖擊后，LY慢慢下降，在第5期后變?yōu)樨?fù)值，之后穩(wěn)定在0附近，響應(yīng)路徑由正變負(fù)且響應(yīng)隨時(shí)間的推移不斷減少，說(shuō)明第二主成分會(huì)對(duì)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄存款額產(chǎn)生影響，但對(duì)后面各期影響越來(lái)越小，響應(yīng)變化不大.從脈沖響應(yīng)上看，第二主成分變動(dòng)對(duì)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄存款額變動(dòng)的影響是先正向后負(fù)向的.

圖1　FT1沖擊引起LY的響應(yīng)函數(shù)

圖2　FT2沖擊引起LY的響應(yīng)函數(shù)

3.4方差分解

為了分析決定城鎮(zhèn)居民存款額波動(dòng)的各個(gè)因素的作用大小，對(duì)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄存款額LY進(jìn)行方差分解，結(jié)果如圖3、圖4、圖5所示.圖中橫軸表示滯后期數(shù)，縱軸表示該變量變動(dòng)對(duì)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄存款額變動(dòng)的貢獻(xiàn)度.由圖5可知，LY對(duì)自身的方差貢獻(xiàn)度達(dá)到60%以上，即城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄存款額的變動(dòng)具有一定的慣性.由圖3可知，LY對(duì)FT1的方差分解時(shí)間路徑一直為正且不斷增加，說(shuō)明FT1的增長(zhǎng)對(duì)后面LY的增長(zhǎng)貢獻(xiàn)度越來(lái)越大，在滯后10期后達(dá)到了30%左右，中間有個(gè)減速過(guò)程.由圖4可知，LY對(duì)FT2的方差分解時(shí)間路徑一直為正且不斷增加，說(shuō)明FT2的增長(zhǎng)對(duì)后面LY的增長(zhǎng)貢獻(xiàn)越來(lái)越大，最終穩(wěn)定在40%左右，中間有個(gè)減速過(guò)程.方差分解表明，第二主成分對(duì)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄存款額的波動(dòng)性影響要大于第一主成分.

圖3　LY對(duì)FT1的方差分解結(jié)果　　　　圖4　LY對(duì)FT2的方差分解結(jié)果　　　 圖5　LY對(duì)LY的方差分解結(jié)果

4結(jié)果分析及相關(guān)對(duì)策建議

4.1結(jié)果分析

根據(jù)經(jīng)過(guò)修正后的反應(yīng)方程式顯示，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入對(duì)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄存款額的影響最大，其中，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、一年期存款名義利率、基尼系數(shù)是正向影響的，居民消費(fèi)物價(jià)指數(shù)、股票市場(chǎng)籌資額、城鎮(zhèn)居民家庭恩格爾系數(shù)、制度因素是負(fù)向影響的.普遍認(rèn)為利率是對(duì)儲(chǔ)蓄存款影響最大的因素，但其最終結(jié)果并不顯著.

4.2對(duì)策建議

經(jīng)過(guò)對(duì)結(jié)果的分析，說(shuō)明影響我國(guó)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄存款額的因素雖然眾多，但影響程度和作用方向各異.為了能夠有效緩解我國(guó)城鎮(zhèn)居民的高儲(chǔ)蓄率，提出以下對(duì)策建議：

⑴保持經(jīng)濟(jì)持續(xù)均衡增長(zhǎng)，有效提高城鎮(zhèn)居民可支配收入.收入水平是決定城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄水平的最重要因素.不管是在短期還是在長(zhǎng)期，城鎮(zhèn)居民可支配收入對(duì)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄存款額的影響都是最大的.盡管居民消費(fèi)和儲(chǔ)蓄之間是此消彼長(zhǎng)的關(guān)系，但只有城鎮(zhèn)居民的可支配收入增加，才能從源頭上促進(jìn)居民消費(fèi)和儲(chǔ)蓄的同時(shí)增加.保證經(jīng)濟(jì)持續(xù)均衡的增長(zhǎng)，出臺(tái)合理的收入分配政策，努力提高城鎮(zhèn)居民收入水平，才能在居民儲(chǔ)蓄率提高的同時(shí)促進(jìn)居民消費(fèi)，保證投資來(lái)源，促進(jìn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)穩(wěn)定發(fā)展.

⑵加快金融市場(chǎng)改革，擴(kuò)大居民投資渠道.存款利率對(duì)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄存款額的影響在長(zhǎng)期是顯著的，但影響程度較小，在短期的影響不顯著.經(jīng)典經(jīng)濟(jì)學(xué)理論認(rèn)為，利率應(yīng)是決定居民儲(chǔ)蓄水平的重要因素，兩者應(yīng)當(dāng)存在顯著的正相關(guān)關(guān)系.但通過(guò)上述模型分析發(fā)現(xiàn)，利率的變化對(duì)于儲(chǔ)蓄水平的影響不顯著.因此，以降低利率為主的貨幣政策在刺激居民消費(fèi)方面效果并不明顯，政府可以考慮采取加快金融市場(chǎng)改革，擴(kuò)大居民投資渠道的措施刺激居民消費(fèi)[7].城鎮(zhèn)居民投資于比儲(chǔ)蓄存款收益率更高的金融產(chǎn)品，尤其是股票，既可以提高居民收益水平，也能有效增加社會(huì)投資資金，服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展.

⑶建立健全社會(huì)保障制度.居民出于對(duì)未來(lái)收入支出不確定性的預(yù)期，選擇以自我保障的方式理財(cái)，即增加儲(chǔ)蓄存款.社會(huì)保障制度不健全，居民就難以減少儲(chǔ)蓄，增加即期消費(fèi).因此，要抑制儲(chǔ)蓄率的過(guò)快增長(zhǎng)，一個(gè)有效的手段就是擴(kuò)大養(yǎng)老、失業(yè)、醫(yī)療等保險(xiǎn)的覆蓋面，解決與人民利益密切相關(guān)的衣食住行醫(yī)問題[8]，提高社會(huì)福利水平，減少因預(yù)防性動(dòng)機(jī)而增加的居民儲(chǔ)蓄，才能更好地刺激居民即期消費(fèi).

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[責(zé)任編輯：王軍]

The research to the influential factors of urban residents’ savings deposits based on principal component analysis method

ZHANG Tianfeng1，ZHU Jiaming2，ZHANG Kunpeng3

(1.Institute of finance, Anhui University of finance & economics, Bengbu 233030,China;2.School of Statistics and Applied Mathematics, Anhui University of finance & economics, Bengbu 233030,China；3.Academy of Telecommunications Technology, Beijing 100000,China)

Abstract:In view of the influence factors of urban residents’ savings deposit, using principal component dimension reduction method to simplify the many factors that affect savings for a minority of economic factors, eliminate the multicollinearity.We used SPSS & EVIEWS software to build regression model, and conduct stationarity test, cointegration test, impulse response and variance decomposition.In this paper, on the basis of qualitative analysis, the use of some statistical indicators in China since 1991 for multiple regression analysis, quantify the various economic factors that affect urban residents savings direction and degree, the result can provide reference for relevant policy making.

Key words:urban residents’ savings; influencing factors; empirical analysis; principal component analysis

中圖分類號(hào)：F014.5

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1672-3600(2016)06-0006-06

作者簡(jiǎn)介:張?zhí)禅P(1995—)，女，安徽阜陽(yáng)人，安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)在讀本科生，主要從事金融工程的研究；通訊作者:朱家明(1973—)，男，安徽泗縣人，安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)副教授，碩士，主要從事應(yīng)用數(shù)學(xué)與數(shù)學(xué)建模的研究.

基金項(xiàng)目：國(guó)家自然科學(xué)基金資助項(xiàng)目(11301001) ;國(guó)家級(jí)大學(xué)生創(chuàng)新項(xiàng)目(201510378020)

收稿日期：2016-01-01