| 这也可以从其概率P=0.1782远大于其他变量的的概率看出。而国民收入的增长率Y和城镇居民三大支出比Y这两个因素对储蓄率影响的显著性很高的，其概率0.0001和0.0003也远小于其他因素的概率。下面再来看回归模型的总体的显著性检验。
给定a=0.05,则F=15.10182>Fa（k,n-k-1)=F(5,9)=3.48,这说明我们选取的这五个因素对储蓄率的共同影响总体上是显著的。这从P值为0.000379可以明显的看出。
至于d统计量，在给定a=0.01的显著性水平下，查表得n=15,k'=5时,dL=0.49,du=1.70。所以du=1.70这表明该模型不存在一阶自相关。用偏相关系数（PAC）对模型（3）进行检验，也不存在高阶自相关。
用残差项进行异方差检验（White检验），结果见下表：
异方差检验结果
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F-statistic
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0.626417
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Probability
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0.750366
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Obs*R-squared
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9.154420
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Probability
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0.517514
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检验统计量nR=9.154420(11)=30.144,因此在5%的显著性水平上，无法拒绝原假设，故不存在异方差。
模型（3）中的变量的系数的符号也和理论分析的结果相一致：我国的社会保障水平(Y)与我国的储蓄率水平存在着显著的反比关系。因为社保水平越高，人们越无后顾之忧，就难形成居民的预防性储蓄预期，所以更愿意消费，从而可以降低储蓄率。其他四个解释变量都与储蓄率成正比例变化，这也符合我国的经济现实。
从以上的检验与论述可以看出，这个回归模型不但能顺利通过各种检验，而且能较好的解释我国的储蓄率为何如此之高。因此我们可以说这个模型在解释我国高储蓄现象方面是可以接受的。
四、结语
我们通过一个模型的新视角对储蓄问题的定性分析得出：我国的储蓄率已经高于我国经济均衡增长所需要的最优储蓄率，这已经造成了我国经济体系内的诸多失衡，特别是对内经济的不平衡引起了对外经济的不平衡。要解决这种失衡，就必须要采取措施来化解形成高储蓄的内在因素。医疗、住房、教育三方面“被动性支出”的大幅增加，使得我国居民储蓄倾向快速提高，形成了大量的“存量消费需求”。再加上我国的社会保障水平偏低，进一步提高了居民的预防性储蓄预期。这与前文所述的预防性储蓄理论的解释是一致的。刘金全、邵欣炜和崔畅（2003）通过ARCH模型检验了预防性储蓄动机的显著性，他们发现我国居民储蓄增量中有20%可以用预防性储蓄动机来解释。龙志和与周浩明（2000）的研究显示，1991-1998年间，我国城镇居民存在着显著的预防性储蓄动机。这些都与本文的研究结论相一致。幼年依赖系数的降低与老年依赖系数的上升表明我国正处于经济学中所称的“人口红利”阶段。高储蓄一定程度上是“人口红利”的具体变现。
通过以上分析，笔者建议政府要尽快的采取措施来提高我国的社会保障水平，加快养老、医疗、失业等社会保险制度改革，形成比较完善的独立于企业之外的社会保障体系，确保国有企业下岗职工的基本生活，确保企业离退休人员养老金的按时足额发放。此外，政府还要进一步加大宏观调控力度，抑制房价的过快上涨。政府只有通过采取以上的综合措施，才能降低居民的预防性储蓄预期，解决过高储蓄率的问题。
参考文献
1 国家统计局:2009年GDP最终核实数据调整为9.2%[EB/OL].新华网:http://news.xinhuanet.com
2 游敏常.2008年A股资金供给透视[N].证券日报,2008.03.07
3 袁志刚,宋铮.人口年龄结构、养老保险制度与最优储蓄率[J].经济研究,2000(11)
4 张明.透视中国居民高储蓄现象:效率损失和因素分析[J].上海经济研究,2005(8)
5 龙志和.西方预防性储蓄假说评述[J].经济学动态,2000(1)
6 刘金全,邵欣炜,崔畅.“预防性储蓄”动机的实证检验[J].数量经济技术经济研究,2003(1)
7 龙志和,周浩明.中国城镇居民预防性储蓄实证研究[J].经济研究,2000(11) 3/3 首页 上一页 1 2 3 |
