我国居民储蓄影响因素的实证分析.docx
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我国居民储蓄影响因素的实证分析
我国居民储蓄影响因素的实证分析
一、居民储蓄存款的理论基础
在西方经济理论界,关于个人消费——储蓄的理论函数不胜枚举。
其中,比较著名的有斯密西斯的“绝对收入理论”、杜森贝的“相对收入理论”、弗里德曼的“持久收入理论”和莫迪里亚尼的“储蓄生命周期论”。
凡此种种,各有千秋。
但是,总的来说,这些经济学大师的个人消费——储蓄的理论函数都是建立在西方发达国家的经济运行环境基础之上的,与我国的宏观经济环境有一定的差距,不能生搬硬套。
现代经济理论的精髓在于,首先对某一时空的经济运行环境(即前提假设)进行抽象概括,然后建立与该时空的属性贴近的、反映某一经济现象内在数量关系和逻辑关系的理论函数。
只有这样,才能比较准确地反映经济现实,为决策提供依据。
二、问题的提出
改革开放以来,我国的居民储蓄额一直持续且迅速的增长。
据报道,2003年2月末,我国国内全部金融机构(含外资机构)本外币的居民储蓄存款余额已达10.03万亿元;2003年9月末,居民人民币储蓄存款余额又创10万亿元新高。
10万亿元储蓄大体上相当于我国2002年的国内生产总值(GDP),1990年——2001年我国居民存款余额的年增长率达17.8%。
这种储蓄增量可以说是很大一部分来自于我国改革开放后的人民收入的增长,但是居民储蓄的增速略高于居民可支配收入的增速,这表明储蓄增量还有一部分来自于居民的“超储蓄”。
居民“超储蓄”反映居民储蓄意愿在增强。
随着我国住房、医疗、养老等社会福利体制的进一步改革,人们在考虑收入的支配时,防患意识明显提高。
为应对不确定性,许多居民进行预防性储蓄。
而且我国目前的投资市场还并不健全,因此很多居民选择了保守,即传统的储蓄。
近来,居民储蓄存款的迅猛增长势头已有所放缓。
2004年一季度,我国居民储蓄存款余额为11.2万亿元,同比增长18.3%。
而2003年一至四季度同比增幅分别为20.1%、19.5%、19.9%、19.2%。
今年1月份全国居民储蓄增幅同比再度下降,当月居民储蓄存款增加2683亿元,比上年同期少增2924亿元,以百分比来算,同比增长11.9%,增幅比上年12月末下降3.5个百分点,比上年同期低8.6个百分点之多。
那么,究竟都有些什么因素影响了我国的居民储蓄额的变化呢?
尽管前人已经有一些研究这个问题的文献,但是在解释变量的选择上存在着差异,而且在数据的选用上往往采用跨度较长的年度数据,使得拟合的模型缺乏指导性,同时,这些文献的研究已经离现在的时代较远。
针对上述情况,本文收集了我国近4年来的全国数据,并加以实证分析,分析我国居民储蓄增长的影响因素。
三、变量的引入
根据宏观经济学和微观经济学的理论,并结合中国近几年经济发展的实际情况,在最初建立的模型中,可能影响储蓄增长的解释变量有:
1.股票成交额
居民的储蓄资金是作为剩余资金的一种投资渠道,股票作为剩余资金的另一投资渠道,可带来更多的收益,理论上会造成居民储蓄的下降。
由于数据获取的局限性,本文采用股票成交额作为衡量股票这一投资渠道的指标。
2.消费价格指数
物价指数会带来居民消费的变化,从而带来居民储蓄额的变化。
理论上讲商品价格上升会导致居民储蓄的减少,在此选用居民消费物价指数作为衡量商品物价的指标。
3.利率
理论上说,储蓄利率越高,居民的储蓄倾向就会越高。
但由于对于未来不确定性的影响,人们的存款动机主要是备于未来不时之需,而取息增值的动机相对较弱。
虽然近来我国银行存款的实际利率经常为负值,人们为安全和损失最小化起见,仍以银行存款为主要储蓄渠道,城乡居民储蓄存款额还是持续上升的。
由此看来,银行存款利率虽对城乡居民储蓄存款有影响,但影响程度不会很大。
4.人身险
我国住房、医疗、养老等社会福利体制改革在不断深入,总的趋势是许多由单位负担的支出将转由个人承担。
近年来,越来越多的居民选择了投保,这就成为了又一个资金的流出渠道。
理论上说,保险的增加会导致居民储蓄的减少。
由于保险收入中包括财产险等各种险种,而由于近年来福利体制的改变,直接影响到人身险的投保额,因此我们认为人身险较具代表性,本文选择人身险的保费收入作为衡量居民投保额的指标。
5.居民的收入水平。
这些年我国城乡居民储蓄的高速增长尽管是多方面的因素共同作用的结果,但最主要的原因应该还是经济的高速增长所带来的城乡居民收入的大幅度的增长,可以说,城乡居民收入一直是决定居民储蓄的最主要因素。
由于居民的人均可支配收入最具代表性,因此选用此数据。
6.其他影响因素
居民储蓄行为的决定是个相当复杂的过程,影响居民储蓄的因素除了以上所述的主要影响因素以外还有其他一些因素。
从近几年我国经济运行的实际情况来看,产业结构调整、国企改革和政府机构改革以及由三者带来的结果使居民对未来收入和支出的预期发生了变化,但由于这些因素无法用数据表达,且也不能简单的用虚拟变量来模拟,所以用随机变量(μ)来进行处理。
四、模型分析:
1.相关数据收集
为了更好的符合现在的实际情况,我们选用了2001—2004年共4年的季度数据,分析居民储蓄额的影响因素。
搜集的数据现列如下:
日期
股票成交额(亿元)
消费价格指数
利率
人身险(万元)
人均可支配收入(元)
居民存款额(亿元)
2001.1
10058.85
102.7
1.98
2730664
2408.7
4032.75
2001.2
14765.15
101.4
1.98
3702477
2123.39
1263.45
2001.3
7358.17
99.9
1.98
3162485
2262.3
1624.06
2001.4
6123.01
99.7
1.98
4644005
2346.43
2509.79
2002.1
7891.14
99.2
1.71
6709448
2314.51
4965.87
2002.2
8953.43
99.2
1.71
5158271
2267.41
2983.49
2002.3
6425.31
99.3
1.71
6904370
2273.02
2427.26
2002.4
4720.58
99.6
1.71
7503183
2301.5
2771.6
2003.1
6673.85
100.9
1.71
9291829
2759.69
7657.19
2003.2
11353.73
100.3
1.71
7485818
2412.26
3106.73
2003.3
5447.16
101.1
1.71
6904370
2535.54
2790.99
2003.4
8640.54
103.2
1.71
7503183
2635.8
2729.05
2004.1
16415.54
103
1.71
9220453
3196.69
8254.53
2004.2
9620.97
105
1.71
8654484
2698.24
1920.29
2004.3
8337.69
105.2
1.71
6904370
2797.34
1666.27
2004.4
7959.77
102.4
1.71
7503183
2937.76
4096.65
2.模型设定和检验
(1)首先我们设定了一般模型:
Y=α+β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+β5X5+μ
Y——居民储蓄额
α——截距项
——代定参数
X1--------股票成交总额
X2--------消费价格指数
X3--------储蓄利率
X4--------人身险投保额
X5--------人均可支配收入
根据上表的数据利用最小二乘法进行拟合和分析,得出如下显示结果:
DependentVariable:
Y
Method:
LeastSquares
Date:
06/14/05Time:
11:
30
Sample:
2001:
12004:
4
Includedobservations:
16
Variable
Coefficient
Std.Error
t-Statistic
Prob.
C
57351.41
24650.11
2.326619
0.0423
X1
0.145444
0.119224
1.219928
0.2505
X2
-794.4077
241.6983
-3.286773
0.0082
X3
3748.357
5791.974
0.647164
0.5321
X4
0.000249
0.000410
0.608319
0.5565
X5
6.773768
2.187956
3.095934
0.0113
R-squared
0.718069
Meandependentvar
3424.998
AdjustedR-squared
0.577103
S.D.dependentvar
2019.011
S.E.ofregression
1312.974
Akaikeinfocriterion
17.47797
Sumsquaredresid
17238995
Schwarzcriterion
17.76769
Loglikelihood
-133.8238
F-statistic
5.093926
Durbin-Watsonstat
1.797255
Prob(F-statistic)
0.013996
从上面的初步拟合结果可见,可决系数R2的值较好,F检验通过,说明模型拟合尚可。
解释变量X2,X5的t值较为显著,从经济意义来分析,当消费价格指数升高时,居民储蓄减少,符合经济意义;人均可支配收入增加,居民储蓄额增加,也符合经济意义。
但X1,X3,X4的t值均不显著,且股票成交额以及人身险的经济意义不符合,说明模型存在着多重共线性。
(2)多重共线性的修正
为了修正多重共线性,我们选择逐步回归法,对X1至X5进行逐步回归,得到的R2的修正值分别为:
ycx1
0.065899
ycx2
0.000108
ycx3
0.099393
ycx4
0.262239
ycx5
0.358475
由上可见,x5的拟合程度最好,继续进行两个解释变量的拟合,得到的R2的修正值分别为:
ycx5x1
0.269844
ycx5x2
0.599979
ycx5x3
0.261566
ycx5x4
0.283995
由上可见,x5与x2的拟合程度最好,继续进行三个解释变量的拟合,得到的R2的修正值分别为:
ycx5x2x1
0.632065
ycx5x2x3
0.581008
ycx5x2x4
0.567485
由上可见,x5、x2和x1的拟合程度最好,继续进行四个解释变量的拟合,得到的R2的修正值分别为:
ycx5x2x1x3
0.601322
ycx5x2x1x4
0.599447
由此可见X3,X4的引入对被解释变量的意义不大,因此删去这两个变量,再对Y=α+β1X1+β2X2+β5X5+μ进行最小二乘回归,得到如下显示结果:
DependentVariable:
Y
Method:
LeastSquares
Date:
06/14/05Time:
12:
33
Sample:
2001:
12004:
4
Includedobservations:
16
Variable
Coefficient
Std.Error
t-Statistic
Prob.
C
65657.80
19739.58
3.326201
0.0060
X1
0.155826
0.106678
1.460712
0.1698
X2
-807.4507
217.3731
-3.714584
0.0030
X5
7.253664
1.433651
5.059575
0.0003
R-squared
0.705652
Meandependentvar
3424.998
AdjustedR-squared
0.632065
S.D.dependentvar
2019.011
S.E.ofregression
1224.684
Akaikeinfocriterion
17.27107
Sumsquaredresid
17998211
Schwarzcriterion
17.46422
Loglikelihood
-134.1686
F-statistic
9.589368
Durbin-Watsonstat
1.757439
Prob(F-statistic)
0.001649
从上边中可以看出,其中X1的t值仍不显著。
我们进行经济意义的分析,发现股票成交额对居民储蓄额的影响不显著可能是因为居民进行股票投资所用的资金应该是储蓄循环外的资金,它与出于谨慎性动机的储蓄存款替代性较小,故去掉X1..再对Y=α+β2X2+β5X5+μ进行最小二乘回归,得到如下显示结果:
.
DependentVariable:
Y
Method:
LeastSquares
Date:
06/14/05Time:
12:
39
Sample:
2001:
12004:
4
Includedobservations:
16
Variable
Coefficient
Std.Error
t-Statistic
Prob.
C
59062.58
20036.64
2.947728
0.0113
X2
-732.1103
220.1803
-3.325049
0.0055
X5
7.383925
1.491961
4.949140
0.0003
R-squared
0.653315
Meandependentvar
3424.998
AdjustedR-squared
0.599979
S.D.dependentvar
2019.011
S.E.ofregression
1276.968
Akaikeinfocriterion
17.30973
Sumsquaredresid
21198412
Schwarzcriterion
17.45459
Loglikelihood
-135.4778
F-statistic
12.24902
Durbin-Watsonstat
1.469082
Prob(F-statistic)
0.001022
此时模型的可决系数R2,F检验值较原来的模型都有所改善,同时,所有剩余的变量的t值都通过了检验。
从上面的分析中可知,各参数估计值也符合经济意义。
(3)Granger因果性检验以及协整误差校正
进一步进行经济变量间的Granger因果性检验,结果显示三阶滞后的消费价格指数是引起居民储蓄额变化的因素,如下:
PairwiseGrangerCausalityTests
Date:
06/14/05Time:
12:
49
Sample:
2001:
12004:
4
Lags:
3
NullHypothesis:
Obs
F-Statistic
Probability
YdoesnotGrangerCauseX2
13
0.59446
0.64130
X2doesnotGrangerCauseY
7.49269
0.01877
于是令解释变量X6=X2(-3)。
而人均可支配收入与居民储蓄增加额之间没有Granger因果关系。
我们认为这能是因为人均可支配收入是在当期影响储蓄,不存在滞后效应,所以Granger因果关系检验不适用,但根据经济理论和其它实证研究可知人均可支配收入是影响居民储蓄额的重要因素。
再对各变量进行平稳性检验,发现X6无趋势项无截距项一阶差分平稳,X5有趋势项有截距项一阶差分平稳,Y有趋势项有截距项一阶差分平稳。
对Y=α+β5X5+β6X6+μ进行最小二乘回归,得到的残差项零阶平稳。
故进行协整误差校正。
DependentVariable:
Y1
Method:
LeastSquares
Date:
06/14/05Time:
13:
16
Sample(adjusted):
2002:
12004:
4
Includedobservations:
12afteradjustingendpoints
Variable
Coefficient
Std.Error
t-Statistic
Prob.
C
-9.85E-14
1.46E-12
-0.067248
0.9483
X51
4.740594
1.00E-14
4.74E+14
0.0000
X61
-640.0257
2.60E-12
-2.46E+14
0.0000
E
1.000000
1.54E-15
6.51E+14
0.0000
E(-1)
-1.000000
1.95E-15
-5.13E+14
0.0000
R-squared
1.000000
Meandependentvar
132.2383
AdjustedR-squared
1.000000
S.D.dependentvar
3457.328
S.E.ofregression
4.66E-12
Akaikeinfocriterion
-49.05163
Sumsquaredresid
1.52E-22
Schwarzcriterion
-48.84959
Loglikelihood
299.3098
F-statistic
1.51E+30
Durbin-Watsonstat
2.548868
Prob(F-statistic)
0.000000
(4)异方差检验:
对长期模型Y=α+β5X5+β6X6+μ进行ARCH异方差检验:
ARCHTest:
F-statistic
0.832106
Probability
0.383129
Obs*R-squared
0.921822
Probability
0.336997
TestEquation:
DependentVariable:
RESID^2
Method:
LeastSquares
Date:
06/14/05Time:
13:
26
Sample(adjusted):
2002:
12004:
4
Includedobservations:
12afteradjustingendpoints
Variable
Coefficient
Std.Error
t-Statistic
Prob.
C
2835380.
1036847.
2.734617
0.0210
RESID^2(-1)
-0.285434
0.312908
-0.912198
0.3831
R-squared
0.076818
Meandependentvar
2180796.
AdjustedR-squared
-0.015500
S.D.dependentvar
2572708.
S.E.ofregression
2592569.
Akaikeinfocriterion
32.52521
Sumsquaredresid
6.72E+13
Schwarzcriterion
32.60603
Loglikelihood
-193.1513
F-statistic
0.832106
Durbin-Watsonstat
1.362875
Prob(F-statistic)
0.383129
对模型进行WHITE检验:
WhiteHeteroskedasticityTest:
F-statistic
0.635145
Probability
0.651732
Obs*R-squared
3.133369
Probability
0.535760
TestEquation:
DependentVariable:
RESID^2
Method:
LeastSquares
Date:
06/30/05Time:
19:
07
Sample:
2001:
42004:
4
Includedobservations:
13
Variable
Coefficient
Std.Error
t-Statistic
Prob.
C
-7.59E+09
5.14E+09
-1.475629
0.1783
X5
40790.58
51105.23
0.798168
0.4478
X5^2
-7.638740
9.527205
-0.801782
0.4458
X6
1.49E+08
1.01E+08
1.468235
0.1802
X6^2
-735820.5
501560.9
-1.467061
0.1805
R-squared
0.241028
Meandependentvar
2118538.
AdjustedR-squared
-0.138457
S.D.dependentvar
2473387.
S.E.ofregression
2639068.
Akaikeinfocriterion
32.69347
Sumsquaredresid
5.57E+13
Schwarzcriterion
32.91076
Loglikelihood
-207.5076
F-statistic
0.635145
Durbin-Watsonstat
2.428943
Prob(F-statistic)
0.651732
模型的P值大于0.03,且T值小于2,则接受原假设,认为无异方差性。
本模型DW=1.75,无自相关。
对短期模型Y1=α+β51X51+β61X61+e+e(-1)+μ进行ARCH异方差性检验,得:
ARCHTest:
F-statistic
1.845169
Probability
0.207416
Obs*R-squared
1.871512
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- 我国 居民 储蓄 影响 因素 实证 分析