馬曉君

摘要：文章使用2002-2014年中國(guó)居民儲(chǔ)蓄、人均GDP、老年撫養(yǎng)比、少兒撫養(yǎng)比、居民消費(fèi)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(duì)居民儲(chǔ)蓄的影響效應(yīng). 分析結(jié)果顯示，人均GDP和受教育程度對(duì)于居民儲(chǔ)蓄的增加起著顯著的正向作用，而居民消費(fèi)水平、老年撫養(yǎng)比和少兒撫養(yǎng)比對(duì)于低儲(chǔ)蓄家庭起著顯著的負(fù)向作用，對(duì)于中高儲(chǔ)蓄家庭則不顯著。

關(guān)鍵詞：居民儲(chǔ)蓄；居民消費(fèi)水平；老年撫養(yǎng)比；分位數(shù)回歸

一、引言

我國(guó)居民儲(chǔ)蓄高增長(zhǎng)已經(jīng)是一個(gè)不容爭(zhēng)辯的事實(shí)。居民儲(chǔ)蓄存款可通過(guò)金融市場(chǎng)和政府向企業(yè)提供資金，促進(jìn)企業(yè)發(fā)展。但是居民儲(chǔ)蓄的高增長(zhǎng)也會(huì)抑制經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。居民儲(chǔ)蓄過(guò)高會(huì)造成銀行存貸差不斷增大，由于我國(guó)的金融改革沒(méi)有到位，銀行的貸款主要是發(fā)放給企業(yè)，導(dǎo)致儲(chǔ)蓄轉(zhuǎn)化投資的效率低，下而造成銀行業(yè)非系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)增加，大量資金聚集在銀行使銀行成為主要的貨幣市場(chǎng)，這樣會(huì)抑制債券和股票市場(chǎng)的籌資融資，不僅為銀行帶來(lái)更高的金融風(fēng)險(xiǎn)，還對(duì)金融市場(chǎng)的其他業(yè)務(wù)造成發(fā)展滯后的影響。居民儲(chǔ)蓄過(guò)高也會(huì)導(dǎo)致資金周轉(zhuǎn)速度降低，大量資金閑置在銀行，資金利用率降低. 儲(chǔ)蓄低也會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生負(fù)面影響，如美國(guó)消費(fèi)和借貸容量很高但是儲(chǔ)蓄很低，導(dǎo)致信貸擴(kuò)張和虛假繁榮，次貸危機(jī)的產(chǎn)生與低儲(chǔ)蓄的形成是一個(gè)不可忽視的關(guān)系。所以，儲(chǔ)蓄過(guò)高或過(guò)低在一個(gè)國(guó)家的經(jīng)濟(jì)具有負(fù)面影響。因而研究一個(gè)國(guó)家居民儲(chǔ)蓄的變化及決定儲(chǔ)蓄的影響因素，具有極其重要的經(jīng)濟(jì)意義。

目前，由于影響居民儲(chǔ)蓄的因素很多，各種計(jì)量方法已被提出并使用。如林玲和王虹（2012）利用相關(guān)經(jīng)濟(jì)變量在1978-2009年間的時(shí)間序列數(shù)，基于協(xié)整理論和誤差修正模型，對(duì)我國(guó)城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄及其影響因素之間的長(zhǎng)、短期關(guān)系進(jìn)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(duì)中國(guó)城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款的影響，通過(guò)數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)各因素對(duì)儲(chǔ)蓄存款的影響程度不同，其中收入因素對(duì)其影響最大。葉允最（2016）研究了新常態(tài)下我國(guó)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄影響因素問(wèn)題。施衛(wèi)兵（2016）依據(jù)1992-2013年的數(shù)據(jù)，從多個(gè)維度對(duì)影響我國(guó)居民儲(chǔ)蓄率的因素進(jìn)行了實(shí)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(guó)居民儲(chǔ)蓄的儲(chǔ)蓄，而我國(guó)是一個(gè)人口大國(guó)，地域遼闊，東中西部及南北的經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡，消費(fèi)水平也不平衡，因而運(yùn)用均值回歸方法，不能完全分析出各經(jīng)濟(jì)變量對(duì)我國(guó)居民儲(chǔ)蓄的影響. 本文將采用分位數(shù)回歸模型，更深入細(xì)致地研究影響我國(guó)居民儲(chǔ)蓄的經(jīng)濟(jì)因素。

二、中國(guó)人口老齡化與居民儲(chǔ)蓄之間關(guān)系的模型

本影響居民儲(chǔ)蓄水平的變量非常多， 根據(jù)宏觀經(jīng)濟(jì)理論， 本文選取下述5個(gè)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(fèi)水平（COMP）和平均受教育年限（EDU），其中，平均受教育年限采用分段函數(shù)的計(jì)量方法，即：

[EDU=小學(xué)學(xué)歷人數(shù)×6+初中學(xué)歷人數(shù)×9+高中學(xué)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(guó)居民儲(chǔ)蓄余額S，本文收集的資料為2002-2012年大陸地區(qū)31個(gè)省市區(qū)的面板資料，調(diào)查數(shù)據(jù)來(lái)自于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》（2002—2014）為消除異方差性，我們對(duì)居民儲(chǔ)蓄、人均GDP、居民消費(fèi)水平分別取了自然對(duì)數(shù)。

建立分位數(shù)回歸模型為：

[QT（LS）=β0（τ）+β1（τ）LPGDP+β2（τ）ER+β3（τ）YR+β4（τ）LCOMP+β5（τ）EDU]

其中[Qτ（·）]表示因變量的[τ]分位數(shù)，[τ∈（0，1）]為概率水平，回歸系數(shù)[β0τ，···，β5τ，]依賴(lài)于概率

水平[τ].這正是分位數(shù)回歸優(yōu)于最小二乘回歸之處，對(duì)于不同的[τ]，我們可以得到不同回歸系數(shù)估計(jì)，從而能夠更細(xì)致地分析各解釋變量對(duì)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(duì)面板數(shù)據(jù)做單位根檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)，表1和表2分別列出了運(yùn)用Eviews給出的單位根檢驗(yàn)結(jié)果和協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果.易見(jiàn)，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(guò)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(gè)協(xié)整關(guān)系，因而可以繼續(xù)做回歸分析。

我們選取五個(gè)分位數(shù)點(diǎn)0.1，0.25，0.5，0.75，0.9. 運(yùn)用Eviews做分位數(shù)回歸，所得結(jié)果見(jiàn)表3，同時(shí)，作為對(duì)比，我們亦列出了最小二乘回歸模型的結(jié)果.

經(jīng)過(guò)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(duì)居民儲(chǔ)蓄均有著顯著的正向影響效應(yīng)，國(guó)家經(jīng)濟(jì)的增強(qiáng)，必然會(huì)促進(jìn)居民儲(chǔ)蓄的增加，同時(shí)，教育的增強(qiáng)，亦對(duì)居民儲(chǔ)蓄的增加有著促進(jìn)作用. 居民消費(fèi)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(duì)于低分位點(diǎn)是顯著的，起著負(fù)向作用，而對(duì)于中高分位點(diǎn)，則不顯著. 這是因?yàn)閷?duì)于低收入家庭，消費(fèi)水平的增加，必然會(huì)導(dǎo)致消費(fèi)支出的增加，從而使得儲(chǔ)蓄的減少，而對(duì)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，而在分位數(shù)回歸中，對(duì)于低儲(chǔ)蓄家庭來(lái)說(shuō)，起著顯著的正向作用，而對(duì)于中高儲(chǔ)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(duì)于超低儲(chǔ)蓄家庭，起著顯著的正向作用，而對(duì)于其他分位點(diǎn)，則不顯著。

三、結(jié)論與建議

在眾多經(jīng)濟(jì)因素中，人均GDP和教育水平，對(duì)于國(guó)民儲(chǔ)蓄起著正向的顯著影響，而這兩個(gè)經(jīng)濟(jì)指標(biāo)都是國(guó)民經(jīng)濟(jì)水平的正向指標(biāo)，這些指標(biāo)增長(zhǎng)則代表著國(guó)民經(jīng)濟(jì)水平的提升，因而，我們要大力發(fā)展國(guó)民經(jīng)濟(jì)，注重科技創(chuàng)新，提高生產(chǎn)技術(shù)水平和人文素質(zhì)，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(shí)加大教育投資，提高我國(guó)國(guó)民的教育程度和教育素質(zhì)。

居民消費(fèi)水平對(duì)于居民儲(chǔ)蓄起著負(fù)向作用，雖然對(duì)于中高儲(chǔ)蓄的影響不顯著，但考慮到我國(guó)的具體國(guó)情，經(jīng)過(guò)不斷改革開(kāi)放，我國(guó)已脫離貧困階段，不斷奔向小康生活，但由于我國(guó)人口多，資源有限，大多數(shù)國(guó)民的經(jīng)濟(jì)收入，與發(fā)達(dá)國(guó)家相比，還比較低. 因而我們要有效地控制居民消費(fèi)水平地增加。

少兒撫養(yǎng)比和老年撫養(yǎng)比，對(duì)于低儲(chǔ)蓄家庭起著正向作用，因?yàn)閷?duì)于低儲(chǔ)蓄，一方面國(guó)家在財(cái)力和政策上給予大力支持，同時(shí)低儲(chǔ)蓄家庭也注重資金的積累，所以我們要有效地控制這兩個(gè)撫養(yǎng)比，同時(shí)加大對(duì)純收入家庭的支持。

參考文獻(xiàn)：

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