基于分位數(shù)回歸的我國居民儲蓄影響因素分析

1、    基于分位數(shù)回歸的我國居民儲蓄影響因素分析    馬曉君摘要：文章使用2002-2014年中國居民儲蓄、人均gdp、老年撫養(yǎng)比、少兒撫養(yǎng)比、居民消費水平和受教育程度的省際面板數(shù)據(jù)，利用分位數(shù)回歸模型，分析各因素對居民儲蓄的影響效應. 分析結果顯示，人均gdp和受教育程度對于居民儲蓄的增加起著顯著的正向作用，而居民消費水平、老年撫養(yǎng)比和少兒撫養(yǎng)比對于低儲蓄家庭起著顯著的負向作用，對于中高儲蓄家庭則不顯著。關鍵詞：居民儲蓄；居民消費水平；老年撫養(yǎng)比；分位數(shù)回歸一、引言我國居民儲蓄高增長已經(jīng)是一個不容爭辯的事實。居民儲蓄存款可通過金融市場和政府向企業(yè)提供

2、資金，促進企業(yè)發(fā)展。但是居民儲蓄的高增長也會抑制經(jīng)濟的發(fā)展。居民儲蓄過高會造成銀行存貸差不斷增大，由于我國的金融改革沒有到位，銀行的貸款主要是發(fā)放給企業(yè)，導致儲蓄轉化投資的效率低，下而造成銀行業(yè)非系統(tǒng)風險增加，大量資金聚集在銀行使銀行成為主要的貨幣市場，這樣會抑制債券和股票市場的籌資融資，不僅為銀行帶來更高的金融風險，還對金融市場的其他業(yè)務造成發(fā)展滯后的影響。居民儲蓄過高也會導致資金周轉速度降低，大量資金閑置在銀行，資金利用率降低. 儲蓄低也會對經(jīng)濟產(chǎn)生負面影響，如美國消費和借貸容量很高但是儲蓄很低，導致信貸擴張和虛假繁榮，次貸危機的產(chǎn)生與低儲蓄的形成是一個不可忽視的關系。所以，儲蓄過高或過低

3、在一個國家的經(jīng)濟具有負面影響。因而研究一個國家居民儲蓄的變化及決定儲蓄的影響因素，具有極其重要的經(jīng)濟意義。目前，由于影響居民儲蓄的因素很多，各種計量方法已被提出并使用。如林玲和王虹（2012）利用相關經(jīng)濟變量在1978-2009年間的時間序列數(shù)，基于協(xié)整理論和誤差修正模型，對我國城鄉(xiāng)居民儲蓄及其影響因素之間的長、短期關系進行了研究。張存良（2015）著重分析了收入因素、利率因素、通貨膨脹因素對中國城鄉(xiāng)居民儲蓄存款的影響，通過數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)各因素對儲蓄存款的影響程度不同，其中收入因素對其影響最大。葉允最（2016）研究了新常態(tài)下我國城鎮(zhèn)居民儲蓄影響因素問題。施衛(wèi)兵（2016）依據(jù)1992-2013

4、年的數(shù)據(jù)，從多個維度對影響我國居民儲蓄率的因素進行了實證分析。上述研究大都基于最小二乘回歸模型，研究影響我國居民儲蓄的儲蓄，而我國是一個人口大國，地域遼闊，東中西部及南北的經(jīng)濟發(fā)展不平衡，消費水平也不平衡，因而運用均值回歸方法，不能完全分析出各經(jīng)濟變量對我國居民儲蓄的影響. 本文將采用分位數(shù)回歸模型，更深入細致地研究影響我國居民儲蓄的經(jīng)濟因素。二、中國人口老齡化與居民儲蓄之間關系的模型本影響居民儲蓄水平的變量非常多， 根據(jù)宏觀經(jīng)濟理論， 本文選取下述5個解釋變量：人均gdp （pgdp）、老年撫養(yǎng)比（er）、少兒撫養(yǎng)比（yr）、居民消費水平（comp）和平均受教育年限（edu），其中，平均受教

5、育年限采用分段函數(shù)的計量方法，即：edu=小學學歷人數(shù)×6+初中學歷人數(shù)×9+高中學歷人數(shù)×12+高等教育以上人數(shù)×166歲以上人數(shù)因變量為我國居民儲蓄余額s，本文收集的資料為2002-2012年大陸地區(qū)31個省市區(qū)的面板資料，調(diào)查數(shù)據(jù)來自于中國統(tǒng)計年鑒（20022014）為消除異方差性，我們對居民儲蓄、人均gdp、居民消費水平分別取了自然對數(shù)。建立分位數(shù)回歸模型為：qt（ls）=0（）+1（）lpgdp+2（）er+3（）yr+4（）lcomp+5（）edu其中q（·）表示因變量的分位數(shù)，（0，1）為概率水平，回歸系數(shù)0，·

6、3;·，5，依賴于概率水平.這正是分位數(shù)回歸優(yōu)于最小二乘回歸之處，對于不同的，我們可以得到不同回歸系數(shù)估計，從而能夠更細致地分析各解釋變量對因變量的影響。為防止所建立的模型出現(xiàn)“偽回歸”，我們先對面板數(shù)據(jù)做單位根檢驗和協(xié)整檢驗，表1和表2分別列出了運用eviews給出的單位根檢驗結果和協(xié)整檢驗結果.易見，在5%顯著性水平下，絕大部分原始變量都是非平穩(wěn)序列，但經(jīng)過一階差分后，所有變量序列都平穩(wěn)了。此外，由表2知，在顯著性水平0.05下，各變量之間至少存在一個協(xié)整關系，因而可以繼續(xù)做回歸分析。我們選取五個分位數(shù)點0.1，0.25，0.5，0.75，0.9. 運用eviews做分位數(shù)回歸，

7、所得結果見表3，同時，作為對比，我們亦列出了最小二乘回歸模型的結果.經(jīng)過以上分析，我們發(fā)現(xiàn)，不論是分位數(shù)回歸模型，還是最小二乘回歸模型，人均gdp和教育程度，對居民儲蓄均有著顯著的正向影響效應，國家經(jīng)濟的增強，必然會促進居民儲蓄的增加，同時，教育的增強，亦對居民儲蓄的增加有著促進作用. 居民消費水平在最小二乘回歸模型中是不顯著的，而在分位數(shù)回歸模型中，對于低分位點是顯著的，起著負向作用，而對于中高分位點，則不顯著. 這是因為對于低收入家庭，消費水平的增加，必然會導致消費支出的增加，從而使得儲蓄的減少，而對于中高收入家庭，影響則不大. 此外，少兒撫養(yǎng)比在最小二乘回歸模型中起著顯著的正向作用，而在

8、分位數(shù)回歸中，對于低儲蓄家庭來說，起著顯著的正向作用，而對于中高儲蓄家庭，則不顯著。老年撫養(yǎng)比，在最小二乘回歸模型中不顯著，而在分位數(shù)回歸模型中，對于超低儲蓄家庭，起著顯著的正向作用，而對于其他分位點，則不顯著。三、結論與建議在眾多經(jīng)濟因素中，人均gdp和教育水平，對于國民儲蓄起著正向的顯著影響，而這兩個經(jīng)濟指標都是國民經(jīng)濟水平的正向指標，這些指標增長則代表著國民經(jīng)濟水平的提升，因而，我們要大力發(fā)展國民經(jīng)濟，注重科技創(chuàng)新，提高生產(chǎn)技術水平和人文素質，從而提高生產(chǎn)效率和資源利用率，積累資本，不斷增加gdp，同時加大教育投資，提高我國國民的教育程度和教育素質。居民消費水平對于居民儲蓄起著負向作用，雖然對于中高儲蓄的影響不顯著，但考慮到我國的具體國情，經(jīng)過不斷改革開放，我國已脫離貧困階段，不斷奔向小康生活，但由于我國人口多，資源有限，大多數(shù)國民的經(jīng)濟收入，與發(fā)達國家相比，還比較低. 因而我們要有效地控制居民消費水平地增加。少兒撫養(yǎng)比和老年撫養(yǎng)比，對于低儲蓄家庭起著正向作用，因為對于低儲蓄，一方面國家在財力和政策上給予大力支持，同時低儲蓄家庭也注重資金的積累，所以我們要有效地控制這兩個撫養(yǎng)比，同時加大對純收入家庭的支持。參考文獻：1林玲，王虹.中國居民儲蓄