第一篇：計量經濟學論文(關于我國城鎮居民儲蓄存款模型的計量經濟分析)

關于我國城鎮居民儲蓄存款模型的計量經濟分析

（我的姓名等信息就省略了啊 呵呵）

內容摘要：本文利用我國1978年以來的統計數字建立了可以通過各種檢驗的城鎮居民儲蓄率的模型，對我國城鎮居民儲蓄存款情況進行實證分析。通過對該模型的經濟含義分析得出各種主要因素對我國城鎮居民儲蓄存款數量的影響程度，并針對我國城鎮居民存款儲蓄現狀提出自己的一些建議。

關鍵詞：居民儲蓄存款 實證分析 主要因素

一、問題的提出

1978年以來,隨著我國國民經濟的飛速發展,我國的居民儲蓄也出現高速增長的態勢。進入90年代以后．我國居民儲蓄存款余額始終保持在兩位數的增長速度。我國居民儲蓄存款持續增長這一經濟現象引起國內理論界的廣泛關注。這對我國經濟的進一步增長有著有利的一面,但也會帶來一定程度的負面影響。所以國家相繼出臺了一系列積極的財政和貨幣政策,以刺激國內消費和投資需求,分流儲蓄,但是居民儲蓄依然持續增加。由于居民的儲蓄存款直接影響著居民的消費行為，影響著貨幣的供給量，進而間接影響著國家經濟的發展，宏觀調控的力度和效果，因此，對我國居民存款儲蓄問題的深入研究就顯得尤為重要，這有助于幫助大家認清現狀，做出合理的決策。雖然我們作為本科階段的學生對這個問題的理解和研究還不夠深入和透徹，但對此問題的探索有利于我們更好的掌握專業知識，了解國情，提高實際操作水平和理論聯系實際、發現問題、分析問題、解決問題的能力。

二、文獻綜述

我國有很多學者建立了許多的儲蓄模型來分析各因素對居民儲蓄的影響程度,但分析結論的差異很大。整理以前的研究成果,一個社會的儲蓄總量受很多因數的影響，根據經典西方宏觀經濟學理論，儲蓄水平主要受收入因數、利息率、物價水平、收入分配等因數的影響：

1.收入因數

收入是決定儲蓄的重要因數，收入的變化會直接決定著儲蓄的變化。在其他條件不變的情況下，儲蓄與可支配收入之間存在著正方向的變化關系，即居民的可支配收入增加，儲蓄量增加；個人可支配收入減少，儲蓄量減少。可支配收入是指居民戶在支付個人所得稅之后，余下的全部實際現金收入。

2.利息率

傳統經濟學認為，在收入即定的條件下，較高的利息率會使儲蓄增加。在本文中，我們選用的利息率是根據當年變動月份加權平均后的一年期儲蓄存款加權利率。

3.物價水平

物價水平會導致居民戶的消費傾向的改變，從而也就會改變居民戶的儲蓄傾向。本文用通貨膨脹率來考察物價水平對儲蓄率的影響。

4.收入分配

凱恩斯認為，收入分配的均等化程度越高，社會的平均消費傾向就會越高，社會的儲蓄傾向就會越低。在國際上，衡量收入分配平均狀況最常用的指數是基尼系數。

三、變量的選取及分析

目前我國正處于改革時期，各種不確定性因素很多。因而，要分析各種因素對中國居民儲蓄行為的影響，必須立足于中國的國情。1998年后，中國經濟運行進入了一種新的體制約束狀態，出現了明顯的供給過剩，需求對經濟增長的約束與拉動作用明顯增強，投資、消費膨脹的內在動力明顯不足；同時，由于我國市場機制尚不健全，市場經濟發育不成熟，市場體制的控制力還有限，從而不能形成一種有效地傳導機制。市場化的改革對人們的經濟行為、心理行為帶來了很大影響，銀行開始考慮貸款風險，投資者開始考慮投資回報，而消費者也開始考慮最佳的消費時機和預期收入。這說明，我們的微觀經濟層面已生長出一種內在的約束機制，然而社會各個方面對這些積極的因素還很不適應，微觀主體內在約束機制較強與宏觀經濟市場傳導機制不暢之間的矛盾，導致了投資行為受阻、消費行為審慎和儲蓄持續穩定增長。當前影響我國居民儲蓄的因素有很多，概括起來有以下幾點：居民對社會經濟形勢的預期、可選擇的投資渠道、信貸消費的發展、利率因素的影響、“假性”存款的影響、消費領域的信用等級、高收入階層消費狀況、就業形勢壓力、體制改革、居民收入水平等。

由于我現在的時間和能力有限，只能綜合考慮，選取一部分變量進行研究，而且為了方便查找數據，只建立我國城鎮居民儲蓄存款模型進行研究。本文選用當年的收入增長率來考察收入因數對儲蓄率的影響。用城鎮居民的儲蓄率作為被解釋變量。另外還選取了中國1979年到2002年的各年的城鎮居民收入的基尼系數、一年期儲蓄利率和通貨膨脹率作為解釋變量。

四、數據及處理

本文模型數據樣本為從1979-2002年。

年份 城鎮居民儲蓄率 城鎮居民收入增長率 一年期儲蓄利率 通貨膨脹率 城鎮居民基尼系數

1979 0.06368087 0.264869934 3.78 0.02 0.16

1980 0.08740586 0.220385089 5.04 0.059804 0.15

1981 0.07093626 0.104176446 5.4 0.024052 0.15

1982 0.08105586 0.139165412 5.67 0.01897 0.15

1983 0.09963501 0.093723563 5.76 0.015071 0.16

1984 0.13025584 0.245357008 5.76 0.027948 0.19

1985 0.15161502 0.184241122 6.72 0.08836 0.19

1986 0.17454542 0.280700971 7.2 0.060109 0.2

1987 0.2175453 0.167515864 7.2 0.072901 0.23

1988 0.17862152 0.219728929 7.68 0.185312 0.23

1989 0.2721202 0.199827095 11.12 0.177765 0.23

1990 0.32760614 0.123579703 9.92 0.021141 0.24

1991 0.31032443 0.163667824 7.92 0.028888 0.25

1992 0.3016907 0.228819425 7.56 0.053814 0.27

1993 0.3199061 0.311233327 9.26 0.131883 0.3

1994 0.42486435 0.397210898 10.98 0.216948 0.28

1995 0.44898036 0.261076104 10.98 0.147969 0.28

1996 0.40903477 0.198208003 9.21 0.060938 0.29

1997 0.30935015 0.127739779 7.17 0.007941 0.31998 0.25777978 0.108852141 5.02-0.026 0.295

1999 0.21234608 0.134557035 2.89-0.02993 0.3

2000 0.1239205 0.125688358 2.25-0.01501 0.32

2001 0.24155306 0.14364071 2.25-0.0079 0.33

2002 0.29897822 0.173106495 2.03-0.01308 0.319

數據來源：各年份的《中國統計年鑒》

注：Y代表城鎮居民儲蓄率

X1代表城鎮居民收入增長率

X2代表一年期儲蓄利率

X3代表通貨膨脹率

X4代表城鎮居民基尼系數

五、模型及處理

基于以上數據，建立的模型是：

Y=β1+β2X1+β3X2+β4X3+β5X4+u

β1度量了截距項，它表示在沒有收入的時候人們也要花錢消費，儲蓄率為負。β2度量了當城鎮個人可支配收入率變動1%時，儲蓄增長率的變動。β3度量了當利率變動一個單位，其實也就是1%時，儲蓄的增量的變動。β4度量了當通貨膨脹率變動一個單位，儲蓄增量的變動。

β5度量了基尼系數對儲蓄率的影響。這也是本文的重點變量。

u是隨機誤差項。

對Y做回歸

利用eviews最小二乘估計結果如下

Variable Coefficient Std.Error t-Statistic Prob.C-0.264646 0.045525-5.813154 0.0000

X1 0.317426 0.175678 1.806864 0.0875

X2 0.024054 0.003688 6.523093 0.0000

X3 0.024476 0.205508 0.119099 0.9065

X4 1.127523 0.149318 7.551127 0.0000

R-squared 0.897971 Mean dependent var 0.234065

Adjusted R-squared 0.875298 S.D.dependent var 0.116109

S.E.of regression 0.041002 Akaike info criterion-3.360748

Sum squared resid 0.030260 Schwarz criterion-3.113901

Log likelihood 43.64860 F-statistic 39.60525

Durbin-Watson stat 1.541473 Prob(F-statistic)0.000000

根據以上結果，初步得出的模型為

Y=-0.264646+0.317426X1+0.024054X2 +0.024476X3+1.127523X4.1.經濟意義的檢驗

該模型可以通過初步的經濟意義的檢驗，系數的符號符合經濟理論。

2.統計檢驗

從表中可以看出，顯然通貨膨脹率的系數通不過T檢驗，R2=0.897971，2值為0.875298，模型的擬合情況較好。F檢驗的值為39.60525，整個模型對儲蓄率的增長影響是顯著的。

3.多重共線性的檢驗

從F值可知此模型整體顯著，但是分析各個變量后發現X1和X3不顯著，可能存在多重共線性，運用消除多重共線性的逐步回歸方法我們可以得到要放棄X3 這個變量，重新做回歸分析得到：

Y=β1+β2X1+β3X2+β5X4+u

Variable Coefficient Std.Error t-Statistic Prob.C-0.271487 0.041322-6.570056 0.0000

X1 0.314787 0.113799 2.766177 0.0119

X2 0.024487 0.003178 7.704986 0.0000

X4 1.145280 0.137886 8.305987 0.0000

R-squared 0.897094 Mean dependent var 0.229740

Adjusted R-squared 0.881658 S.D.dependent var 0.115517

S.E.of regression 0.039739 Akaike info criterion-3.461967

Sum squared resid 0.031583 Schwarz criterion-3.265624

Log likelihood 45.54360 F-statistic 58.11739

Durbin-Watson stat 1.556309 Prob(F-statistic)0.000000

從新模型的整體效果來看，R值和F值都很好，而且各個變量的t統計量也表明各個變量對儲蓄率的增長都有顯著影響。

因此模型可設為Y=-0.271487+0.314787X1+0.024487X2+1.145280X4

4.異方差性檢驗

對新模型進行異方差性的檢驗，運用white檢驗，得到如下結果：

White Heteroskedasticity Test:

F-statistic 2.669433 Probability 0.054505

Obs*R-squared 11.50596 Probability 0.073942

Obs*R-squared的計算結果是11.50596，由于選用的沒有交叉乘積項的方式，所以自由度為7，在0.05的顯著水平下，查表得（7）=12.59〉11.50596，所以接受原假設，即該模型不存在異方差性。

5.自相關性的檢驗

從上表可知DW值為1.556309，且樣本容量n=24，有三個解釋變量的條件下，給定顯著性水平=0.01，查D-W表得，d =0.882,d =1.407,這時有d

6.最終結果

從上面的計量分析中最后得到我國城鎮居民的儲蓄存款模型：

Y=-0.271487+0.314787X1+0.024487X2+1.145280X4

(0.041322)(0.113799)(0.003178)(0.137886)

t=(-6.570056)(2.766177)(7.704986)(8.305987)

R2= 0.897094 df=20 F=58.11739 DW=1.556309

六、結論與建議

1.模型的實證分析

城鎮居民的收入增長率變化對居民的儲蓄率變化的影響還是比較明顯的，儲蓄率對收入增長率的彈性為0.314787, 在其他條件不變的情況下，居民的收入變化1%，儲蓄率同方向變化0.314787%。

利率變動對實際的儲蓄率變動的影響并不是十分的重要，彈性僅為0.024487。這方面有很多的原因，其中對未來預期的不確定性是一個很重要的原因，尤其是1998年以后，隨著住房、醫療、教育等方面的改革，人們的儲蓄傾向受預期的影響更大。這方面從人民銀行數次通過降息來調整儲蓄量，但是效果并不明顯也可以看出來。

基尼系數對儲蓄率的影響非常大，彈性達到了1.145280。這里可以看出，收入分配的均等程度對儲蓄的影響非常明顯。這是由于收入高的群體的儲蓄傾向要明顯的高于收入低的群體。

2.對宏觀經濟的政策建議

基于基尼系數對儲蓄率的很大的影響，因此，國家應該重視對分配領域的調節，加大對低收入的者的轉移支付，切合中國實際的對稅收領域進行改革，縮小社會的貧富差距：

1）不要“逼”老百姓花錢，而要針對不同收入階層，采取不同對策，引導居民消費

首先，增加中低收入居民的個人相對收入，在分配政策上進一步縮小收入差距；進行微觀層面的改革和合適的福利體系改革，大力提高人們的收入預期；控制教育和醫療費用，降低人們的支出預期，減少公眾的焦慮；積極發展消費信貸，尤其是助學貸款，減少人們為教育而儲蓄的需要，讓其“有錢花”。

其次，引導高收入居民向更高層次的消費過渡，努力提高其消費傾向，增加消費供給，讓其“有地方花錢”，從而抑制儲蓄傾向的進一步提高。

2）不要“逼”老百姓投資，而要不斷增加金融創新，努力改善投資環境，刺激居民投資

目前的儲蓄高增長主要是由于居民收入的持續增長、消費和投資的增速緩慢、居民手持現金的逐步減少而引起，充分暴露出我國經濟架構的嚴重失衡。因此，必須采取相應的措施緩解儲蓄增長的勢頭，并積極引導儲蓄向投資轉化：

第一，提供多樣化的金融工具，不斷開發新的金融產品，大力發展商業保險和社會保險，拓寬居民投資渠道，引導居民儲蓄資金的合理分流。

第二，進一步發展和完善股票市場，規范上市公司的市場行為，逐步建立完善的、公開的信息披露制度，增強居民的投資信心。

第三，大力發展債券市場，尤其是企業債券市場，充分發揮債券融資的優勢，加大企業從資本市場直接融資的比重。

第四，積極引導民間投資，用新型的融資方式拓寬民間投融資的渠道。穩定發展民營金融機構；建立民間投資退出機制；加強民間投資的信用體系建設。

3.模型的不足

在實際經濟活動中，人們的預期對儲蓄率的影響是非常明顯的。由于這方面的影響很難用數據來描述以及礙于本文作者水平有限，所以本模型沒有反映人們的預期對儲蓄率的影響。

參考文獻

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9.韓漢君：中國的居民儲蓄存款及其利率彈性[J].上海經濟研究，1999(9)

10.龐皓：計量經濟學.科學出版社，2008-1

第二篇：關于我國城鎮居民儲蓄存款模型的計量經濟分析

關于我國城鎮居民儲蓄存款模型的計量經濟分析

內容摘要本文利用我國1978年以來的統計數字建立了可以通過各種檢驗的城鎮居民儲蓄率的模型，對我國城鎮居民儲蓄存款情況進行實證分析。通過對該模型的經濟含義分析得出各種主要因素對我國城鎮居民儲蓄存款數量的影響程度，影響著貨幣的供給量，宏觀調控的力度和效果，因此，這有助于幫助大家認清現狀，但對此問題的探索有利于我們更好的掌握專業知識，了解國情，根據經典西方宏觀經濟學理論，收入的變化會直接決定著儲蓄的變化。在其他條件不變的情況下，即居民的可支配收入增加，儲蓄量減少。可支配收入是指居民戶在支付個人所得稅之后，在收入即定的條件下，我們選用的利息率是根據當年變動月份加權平均后的一年期儲蓄存款加權利率。

3.物價水平

物價水平會導致居民戶的消費傾向的改變，收入分配的均等化程度越高，社會的儲蓄傾向就會越低，在國際上各種不確定性因素很多，因而必須立足于中國的國情。

1998年后出現了明顯的供給過剩，投資、消費膨脹的內在動力明顯不足，同時市場經濟發育不成熟，從而不能形成一種有效地傳導機制，市場化的改革對人們的經濟行為、心理行為帶來了很大影響。

投資者開始考慮投資回報，我們的微觀經濟層面已生長出一種內在的約束機制，微觀主體內在約束機制較強與宏觀經濟市場傳導機制不暢之間的矛盾，概括起來有以下幾點居民對社會經濟形勢的預期、可選擇的投資渠道、信貸消費的發展、利率因素的影響、假性存款的影響、消費領域的信用等級、高收入階層消費狀況、就業形勢壓力、體制改革、居民收入水平等。

由于我現在的時間和能力有限，選取一部分變量進行研究，只建立我國城鎮居民儲蓄存款模型進行研究。本文選用當年的收入增長率來考察收入因數對儲蓄率的影響。用城鎮居民的儲蓄率作為被解釋變量。另外還選取了中國1979年到2002年的各年的城鎮居民收入的基尼系數、一年期儲蓄利率和通貨膨脹率作為解釋變量。

四、數據及處理

本文模型數據樣本為從1979-2002年。

年份 城鎮居民儲蓄率 城鎮居民收入增長率 一年期儲蓄利率 通貨膨脹率 城鎮居民基尼系數

1979 0.06368087 0.264869934 3.78 0.02 0.16

1980 0.08740586 0.220385089 5.04 0.059804 0.15

1981 0.07093626 0.104176446 5.4 0.024052 0.15

1982 0.08105586 0.139165412 5.67 0.01897 0.15

1983 0.09963501 0.093723563 5.76 0.015071 0.16

1984 0.13025584 0.245357008 5.76 0.027948 0.19

1985 0.15161502 0.184241122 6.72 0.08836 0.19

1986 0.17454542 0.280700971 7.2 0.060109 0.2

1987 0.2175453 0.167515864 7.2 0.072901 0.23

1988 0.17862152 0.219728929 7.68 0.185312 0.23

1989 0.2721202 0.199827095 11.12 0.177765 0.23

1990 0.32760614 0.123579703 9.92 0.021141 0.24

1991 0.31032443 0.163667824 7.92 0.028888 0.25

1992 0.3016907 0.228819425 7.56 0.053814 0.27

1993 0.3199061 0.311233327 9.26 0.131883 0.3

1994 0.42486435 0.397210898 10.98 0.216948 0.28

1995 0.44898036 0.261076104 10.98 0.147969 0.28

1996 0.40903477 0.198208003 9.21 0.060938 0.29

1997 0.30935015 0.127739779 7.17 0.007941 0.3

1998 0.25777978 0.108852141 5.02-0.026 0.295

1999 0.21234608 0.134557035 2.89-0.02993 0.3

2000 0.1239205 0.125688358 2.25-0.01501 0.32

2001 0.24155306 0.14364071 2.25-0.0079 0.33

2002 0.29897822 0.173106495 2.03-0.01308 0.319

數據來源各年份的《中國統計年鑒》

注Y代表城鎮居民儲蓄率

X1代表城鎮居民收入增長率

X2代表一年期儲蓄利率

X3代表通貨膨脹率

X4代表城鎮居民基尼系數

五、模型及處理

基于以上數據，它表示在沒有收入的時候人們也要花錢消費，儲蓄增長率的變動。β3度量了當利率變動一個單位，儲蓄的增量的變動。

β4度量了當通貨膨脹率變動一個單位，初步得出的模型為

Y=-0.264646+0.317426X1+0.024054X2 +0.024476X3+1.127523X4.1.經濟意義的檢。

該模型可以通過初步的經濟意義的檢驗，顯然通貨膨脹率的系數通不過T檢驗，2值為0.875298，整個模型對儲蓄率的增長影響是顯著的。

3.多重共線性的檢。

從F值可知此模型整體顯著，可能存在多重共線性，重新做回歸分析得到

Y=β1+β2X1+β3X2+β5X4+u

Variable Coefficient Std.Error t-Statistic Prob.C-0.271487 0.041322-6.570056 0.0000

X1 0.314787 0.113799 2.766177 0.0119

X2 0.024487 0.003178 7.704986 0.0000

X4 1.145280 0.137886 8.305987 0.0000

R-squared 0.897094 Mean dependent var 0.229740

Adjusted R-squared 0.881658 S.D.dependent var 0.115517

S.E.of regression 0.039739 Akaike info criterion-3.461967

Sum squared resid 0.031583 Schwarz criterion-3.265624

Log likelihood 45.54360 F-statistic 58.11739

Durbin-Watson stat 1.556309 Prob(F-statistic)0.000000

從新模型的整體效果來看，而且各個變量的t統計量也表明各個變量對儲蓄率的增長都有顯著影響。

因此模型可設為Y=-0.271487+0.314787X1+0.024487X2+1.145280X4

4.異方差性檢。

對新模型進行異方差性的檢驗，得到如下結果

White Heteroskedasticity Test

F-statistic 2.669433 Probability 0.054505

ObsR-squared的計算結果是11.50596，所以自由度為7，查表得 =12.59〉11.50596，即該模型不存在異方差性。

5.自相關性的檢。

從上表可知DW值為1.556309，有三個解釋變量的條件下，查D-W表得，儲蓄率對收入增長率的彈性為0.314787, 在其他條件不變的情況下，儲蓄率同方向變化0.314787%。利率變動對實際的儲蓄率變動的影響并不是十分的重要，其中對未來預期的不確定性是一個很重要的原因，隨著住房、醫療、教育等方面的改革，但是效果并不明顯也可以看出來。基尼系數對儲蓄率的影響非常大，收入分配的均等程度對儲蓄的影響非常明顯。這是由于收入高的群體的儲蓄傾向要明顯的高于收入低的群體。

2.對宏觀經濟的政策建議

基于基尼系數對儲蓄率的很大的影響，因此，加大對低收入的者的轉移支付，縮小社會的貧富差距

1不要逼老百姓花錢，采取不同對策，增加中低收入居民的個人相對收入，大力提高人們的收入預期；控制教育和醫療費用，減少公眾的焦慮；積極發展消費信貸，減少人們為教育而儲蓄的需要，引導高收入居民向更高層次的消費過渡，增加消費供給，從而抑制儲蓄傾向的進一步提高。

2不要逼老百姓投資，努力改善投資環境，充分暴露出我國經濟架構的嚴重失衡。因此，并積極引導儲蓄向投資轉化

第一，不斷開發新的金融產品，拓寬居民投資渠道，進一步發展和完善股票市場，逐步建立完善的、公開的信息披露制度，大力發展債券市場，充分發揮債券融資的優勢，積極引導民間投資，人們的預期對儲蓄率的影響是非常明顯的。由于這方面的影響很難用數據來描述以及礙于本文作者水平有限，.2.屈宏斌居民儲蓄高增長堪憂。經濟觀察報，.4.郭樹清深化投融資體制改革與完善貨幣政策傳導機制.金融研究，2002，保證經濟持續快速增長.金融研究，2003，2003

7.劉雋亭,喬瑞紅我國居民儲蓄持續增長的原因及特點分析.天津商學院學報，1999(11)9韓漢君中國的居民儲蓄存款及其利率彈性上海經濟研究，2008-1

第三篇：關于我國城鎮居民儲蓄存款模型的計量經濟分析

關于我國城鎮居民儲蓄存款模型的計量經濟分析

內容摘要：本文利用我國1978年以來的統計數字建立了可以通過各種檢驗的城鎮居民儲蓄率的模型，對我國城鎮居民儲蓄存款情況進行實證分析。通過對該模型的經濟含義分析得出各種主要因素對我國城鎮居民儲蓄存款數量的影響程度，并針對我國城鎮居民存款儲蓄現狀提出自己的一些建議。

關鍵詞：居民儲蓄存款 實證分析 主要因素

一、問題的提出

1978年以來,隨著我國國民經濟的飛速發展,我國的居民儲蓄也出現高速增長的態勢。進入90年代以后．我國居民儲蓄存款余額始終保持在兩位數的增長速度。我國居民儲蓄存款持續增長這一經濟現象引起國內理論界的廣泛關注。這對我國經濟的進一步增長有著有利的一面,但也會帶來一定程度的負面影響。所以國家相繼出臺了一系列積極的財政和貨幣政策,以刺激國內消費和投資需求,分流儲蓄,但是居民儲蓄依然持續增加。由于居民的儲蓄存款直接影響著居民的消費行為，影響著貨幣的供給量，進而間接影響著國家經濟的發展，宏觀調控的力度和效果，因此，對我國居民存款儲蓄問題的深入研究就顯得尤為重要，這有助于幫助大家認清現狀，做出合理的決策。雖然我們作為本科階段的學生對這個問題的理解和研究還不夠深入和透徹，但對此問題的探索有利于我們更好的掌握專業知識，了解國情，提高實際操作水平和理論聯系實際、發現問題、分析問題、解決問題的能力。

二、文獻綜述

我國有很多學者建立了許多的儲蓄模型來分析各因素對居民儲蓄的影響程度,但分析結論的差異很大。整理以前的研究成果,一個社會的儲蓄總量受很多因數的影響，根據經典西方宏觀經濟學理論，儲蓄水平主要受收入因數、利息率、物價水平、收入分配等因數的影響：

1.收入因數

收入是決定儲蓄的重要因數，收入的變化會直接決定著儲蓄的變化。在其他條件不變的情況下，儲蓄與可支配收入之間存在著正方向的變化關系，即居民的可支配收入增加，儲蓄量增加；個人可支配收入減少，儲蓄量減少。可支配收入是指居民戶在支付個人所得稅之后，余下的全部實際現金收入。

2.利息率

傳統經濟學認為，在收入即定的條件下，較高的利息率會使儲蓄增加。在本文中，我們選用的利息率是根據當年變動月份加權平均后的一年期儲蓄存款加權利率。

3.物價水平

物價水平會導致居民戶的消費傾向的改變，從而也就會改變居民戶的儲蓄傾向。本文用通貨膨脹率來考察物價水平對儲蓄率的影響。

4.收入分配

凱恩斯認為，收入分配的均等化程度越高，社會的平均消費傾向就會越高，社會的儲蓄傾向就會越低。在國際上，衡量收入分配平均狀況最常用的指數是基尼系數。

三、變量的選取及分析

目前我國正處于改革時期，各種不確定性因素很多。因而，要分析各種因素對中國居民儲蓄行為的影響，必須立足于中國的國情。1998年后，中國經濟運行進入了一種新的體制約束狀態，出現了明顯的供給過剩，需求對經濟增長的約束與拉動作用明顯增強，投資、消費膨脹的內在動力明顯不足；同時，由于我國市場機制尚不健全，市場經濟發育不成熟，市場體制的控制力還有限，從而不能形成一種有效地傳導機制。市場化的改革對人們的經濟行為、心理行為帶來了很大影響，銀行開始考慮貸款風險，投資者開始考慮投資回報，而消費者也

開始考慮最佳的消費時機和預期收入。這說明，我們的微觀經濟層面已生長出一種內在的約束機制，然而社會各個方面對這些積極的因素還很不適應，微觀主體內在約束機制較強與宏觀經濟市場傳導機制不暢之間的矛盾，導致了投資行為受阻、消費行為審慎和儲蓄持續穩定增長。當前影響我國居民儲蓄的因素有很多，概括起來有以下幾點：居民對社會經濟形勢的預期、可選擇的投資渠道、信貸消費的發展、利率因素的影響、“假性”存款的影響、消費領域的信用等級、高收入階層消費狀況、就業形勢壓力、體制改革、居民收入水平等。由于我現在的時間和能力有限，只能綜合考慮，選取一部分變量進行研究，而且為了方便查找數據，只建立我國城鎮居民儲蓄存款模型進行研究。本文選用當年的收入增長率來考察收入因數對儲蓄率的影響。用城鎮居民的儲蓄率作為被解釋變量。另外還選取了中國1979年到2002年的各年的城鎮居民收入的基尼系數、一年期儲蓄利率和通貨膨脹率作為解釋變量。

四、數據及處理

本文模型數據樣本為從1979-2002年。

年份 城鎮居民儲蓄率 城鎮居民收入增長率 一年期儲蓄利率 通貨膨脹率 城鎮居民基尼系數

1979 0.06368087 0.264869934 3.78 0.02 0.16

1980 0.08740586 0.220385089 5.04 0.059804 0.15

1981 0.07093626 0.104176446 5.4 0.024052 0.15

1982 0.08105586 0.139165412 5.67 0.01897 0.15

1983 0.09963501 0.093723563 5.76 0.015071 0.16

1984 0.13025584 0.245357008 5.76 0.027948 0.19

1985 0.15161502 0.184241122 6.72 0.08836 0.19

1986 0.17454542 0.280700971 7.2 0.060109 0.2

1987 0.2175453 0.167515864 7.2 0.072901 0.23

1988 0.17862152 0.219728929 7.68 0.185312 0.23

1989 0.2721202 0.199827095 11.12 0.177765 0.23

1990 0.32760614 0.123579703 9.92 0.021141 0.24

1991 0.31032443 0.163667824 7.92 0.028888 0.25

1992 0.3016907 0.228819425 7.56 0.053814 0.27

1993 0.3199061 0.311233327 9.26 0.131883 0.3

1994 0.42486435 0.397210898 10.98 0.216948 0.28

1995 0.44898036 0.261076104 10.98 0.147969 0.28

1996 0.40903477 0.198208003 9.21 0.060938 0.29

1997 0.30935015 0.127739779 7.17 0.007941 0.3

1998 0.25777978 0.108852141 5.02-0.026 0.295

1999 0.21234608 0.134557035 2.89-0.02993 0.3

2000 0.1239205 0.125688358 2.25-0.01501 0.32

2001 0.24155306 0.14364071 2.25-0.0079 0.33

2002 0.29897822 0.173106495 2.03-0.01308 0.319

數據來源：各年份的《中國統計年鑒》

注：Y代表城鎮居民儲蓄率

X1代表城鎮居民收入增長率

X2代表一年期儲蓄利率

X3代表通貨膨脹率

X4代表城鎮居民基尼系數

五、模型及處理

基于以上數據，建立的模型是：

Y=β1+β2X1+β3X2+β4X3+β5X4+u

β1度量了截距項，它表示在沒有收入的時候人們也要花錢消費，儲蓄率為負。

β2度量了當城鎮個人可支配收入率變動1%時，儲蓄增長率的變動。

β3度量了當利率變動一個單位，其實也就是1%時，儲蓄的增量的變動。

β4度量了當通貨膨脹率變動一個單位，儲蓄增量的變動。

β5度量了基尼系數對儲蓄率的影響。這也是本文的重點變量。

u是隨機誤差項。

對Y做回歸

利用eviews最小二乘估計結果如下

Variable Coefficient Std.Error t-Statistic Prob.C-0.264646 0.045525-5.813154 0.0000

X1 0.317426 0.175678 1.806864 0.0875

X2 0.024054 0.003688 6.523093 0.0000

X3 0.024476 0.205508 0.119099 0.9065

X4 1.127523 0.149318 7.551127 0.0000

R-squared 0.897971 Mean dependent var 0.234065

Adjusted R-squared 0.875298 S.D.dependent var 0.116109

S.E.of regression 0.041002 Akaike info criterion-3.360748

Sum squared resid 0.030260 Schwarz criterion-3.113901

Log likelihood 43.64860 F-statistic 39.60525

Durbin-Watson stat 1.541473 Prob(F-statistic)0.000000

根據以上結果，初步得出的模型為

Y=-0.264646+0.317426X1+0.024054X2 +0.024476X3+1.127523X4.1.經濟意義的檢驗

該模型可以通過初步的經濟意義的檢驗，系數的符號符合經濟理論。

2.統計檢驗

從表中可以看出，顯然通貨膨脹率的系數通不過T檢驗，R2=0.897971，2值為0.875298，模型的擬合情況較好。F檢驗的值為39.60525，整個模型對儲蓄率的增長影響是顯著的。

3.多重共線性的檢驗

從F值可知此模型整體顯著，但是分析各個變量后發現X1和X3不顯著，可能存在多重共線性，運用消除多重共線性的逐步回歸方法我們可以得到要放棄X3 這個變量，重新做回歸分析得到：

Y=β1+β2X1+β3X2+β5X4+u

Variable Coefficient Std.Error t-Statistic Prob.C-0.271487 0.041322-6.570056 0.0000

X1 0.314787 0.113799 2.766177 0.0119

X2 0.024487 0.003178 7.704986 0.0000

X4 1.145280 0.137886 8.305987 0.0000

R-squared 0.897094 Mean dependent var 0.229740

Adjusted R-squared 0.881658 S.D.dependent var 0.115517

S.E.of regression 0.039739 Akaike info criterion-3.461967

Sum squared resid 0.031583 Schwarz criterion-3.265624

Log likelihood 45.54360 F-statistic 58.11739

Durbin-Watson stat 1.556309 Prob(F-statistic)0.000000

從新模型的整體效果來看，R值和F值都很好，而且各個變量的t統計量也表明各個變量對儲蓄率的增長都有顯著影響。

因此模型可設為Y=-0.271487+0.314787X1+0.024487X2+1.145280X4

4.異方差性檢驗

對新模型進行異方差性的檢驗，運用white檢驗，得到如下結果：

White Heteroskedasticity Test:

F-statistic 2.669433 Probability 0.054505

Obs*R-squared 11.50596 Probability 0.073942

Obs*R-squared的計算結果是11.50596，由于選用的沒有交叉乘積項的方式，所以自由度為7，在0.05的顯著水平下，查表得（7）=12.59〉11.50596，所以接受原假設，即該模型不存在異方差性。

5.自相關性的檢驗

從上表可知DW值為1.556309，且樣本容量n=24，有三個解釋變量的條件下，給定顯著性水平=0.01，查D-W表得，d =0.882,d =1.407,這時有d

6.最終結果

從上面的計量分析中最后得到我國城鎮居民的儲蓄存款模型：

Y=-0.271487+0.314787X1+0.024487X2+1.145280X4

(0.041322)(0.113799)(0.003178)(0.137886)

t=(-6.570056)(2.766177)(7.704986)(8.305987)

R2= 0.897094 df=20 F=58.11739 DW=1.556309

六、結論與建議

1.模型的實證分析

城鎮居民的收入增長率變化對居民的儲蓄率變化的影響還是比較明顯的，儲蓄率對收入增長率的彈性為0.314787, 在其他條件不變的情況下，居民的收入變化1%，儲蓄率同方向變化0.314787%。

利率變動對實際的儲蓄率變動的影響并不是十分的重要，彈性僅為0.024487。這方面有很多的原因，其中對未來預期的不確定性是一個很重要的原因，尤其是1998年以后，隨著住房、醫療、教育等方面的改革，人們的儲蓄傾向受預期的影響更大。這方面從人民銀行數次通過降息來調整儲蓄量，但是效果并不明顯也可以看出來。

基尼系數對儲蓄率的影響非常大，彈性達到了1.145280。這里可以看出，收入分配的均等程度對儲蓄的影響非常明顯。這是由于收入高的群體的儲蓄傾向要明顯的高于收入低的群體。

2.對宏觀經濟的政策建議

基于基尼系數對儲蓄率的很大的影響，因此，國家應該重視對分配領域的調節，加大對低收入的者的轉移支付，切合中國實際的對稅收領域進行改革，縮小社會的貧富差距：

1）不要“逼”老百姓花錢，而要針對不同收入階層，采取不同對策，引導居民消費

首先，增加中低收入居民的個人相對收入，在分配政策上進一步縮小收入差距；進行微觀層面的改革和合適的福利體系改革，大力提高人們的收入預期；控制教育和醫療費用，降低人們的支出預期，減少公眾的焦慮；積極發展消費信貸，尤其是助學貸款，減少人們為教育而儲蓄的需要，讓其“有錢花”。

其次，引導高收入居民向更高層次的消費過渡，努力提高其消費傾向，增加消費供給，讓其“有地方花錢”，從而抑制儲蓄傾向的進一步提高。

2）不要“逼”老百姓投資，而要不斷增加金融創新，努力改善投資環境，刺激居民投資目前的儲蓄高增長主要是由于居民收入的持續增長、消費和投資的增速緩慢、居民手持現金的逐步減少而引起，充分暴露出我國經濟架構的嚴重失衡。因此，必須采取相應的措施緩解儲蓄增長的勢頭，并積極引導儲蓄向投資轉化：

第一，提供多樣化的金融工具，不斷開發新的金融產品，大力發展商業保險和社會保險，拓寬居民投資渠道，引導居民儲蓄資金的合理分流。

第二，進一步發展和完善股票市場，規范上市公司的市場行為，逐步建立完善的、公開的信息披露制度，增強居民的投資信心。

第三，大力發展債券市場，尤其是企業債券市場，充分發揮債券融資的優勢，加大企業從資本市場直接融資的比重。

第四，積極引導民間投資，用新型的融資方式拓寬民間投融資的渠道。穩定發展民營金融機構；建立民間投資退出機制；加強民間投資的信用體系建設。

3.模型的不足

在實際經濟活動中，人們的預期對儲蓄率的影響是非常明顯的。由于這方面的影響很難用數據來描述以及礙于本文作者水平有限，所以本模型沒有反映人們的預期對儲蓄率的影響。

第四篇：9.關于我國城鎮居民儲蓄存款模型的計量經濟分析

一、原文介紹

題目：關于我國城鎮居民儲蓄存款模型的計量經濟分析

作者：武占云(復旦大學)

關鍵字：居民儲蓄存款 實證分析 主要因素

二、研究問題

本文利用我國1978年以來的統計數字建立了可以通過各種檢驗的城鎮居民儲蓄率的模型，對我國城鎮居民儲蓄存款情況進行實證分析。通過對該模型的經濟含義分析得出各種主要因素對我國城鎮居民儲蓄存款數量的影響程度，并針對我國城鎮居民存款儲蓄現狀提出自己的一些建議。

三、可能影響因素

收入因數

利息率

物價水平

收入分配

四、理論模型

Y=β1+β2X1+β3X2+β4X3+β5X4+u

β1度量了截距項，它表示在沒有收入的時候人們也要花錢消費，儲蓄率為負。β2度量了當城鎮個人可支配收入率變動1%時，儲蓄增長率的變動。

β3度量了當利率變動一個單位，其實也就是1%時，儲蓄的增量的變動。

β4度量了當通貨膨脹率變動一個單位，儲蓄增量的變動。

β5度量了基尼系數對儲蓄率的影響。這也是本文的重點變量。

u是隨機誤差項。

對Y做回歸

五、結論

基于基尼系數對儲蓄率的很大的影響，因此，國家應該重視對分配領域的調節，加大對低收入的者的轉移支付，切合中國實際的對稅收領域進行改革，縮小社會的貧富差距：

六、感想

不要“逼”老百姓投資，而要不斷增加金融創新，努力改善投資環境，刺激居民投資不要“逼”老百姓花錢，而要針對不同收入階層，采取不同對策，引導居民消費

第五篇：對我國城鎮居民儲蓄存款影響因素的實證分析

對我國城鎮居民儲蓄存款影響因素的實證分析

內容摘要：進入90年代以后,我國居民儲蓄存款余額始終保持在兩位數的增長速 度。我國居民儲蓄存款持續增長這一經濟現象引起國內理論界的廣泛關注。本文首先從理論 角度對影響我國居民儲蓄因素進行分析。其次從現實出發，建立多元線形回歸模型，將收集 1991～2004年的數據代入模型進行修正檢驗，剔除不顯著因素，并分析原因,從而最終確定 影響我國城鎮居民儲蓄存款持續的主要因素。

關鍵詞:居民儲蓄存款；實證分析；主要因素

改革開放以來,我國經濟獲得快速發展,人民生活水平普遍提高。進入90年代以后,我國居民

儲蓄存款余額始終保持在兩位數的增長速度。截至2004年底，我國城鎮居民儲蓄存款余額為 119555.4億元，與1991年相比，14年間我國城鎮居民儲蓄存款余額增長了近17倍。我國居民 儲蓄持續增長這一經濟現象引起國內理論界的廣泛關注。本文將從現實出發對影響居民儲蓄

主要因素進行實證分析。

一、對影響我國城鎮居民儲蓄余額的主要因素分析

現實中，影響我國城鎮居民儲蓄存款的因素有很多，其中主要的有：

首先，城鎮居民的收入水平。根據凱恩斯基本心理定律，邊際消費傾向(MPC)是遞減的。相 應可推知邊際儲蓄傾向(MPS)是呈遞增的趨勢，即隨著收入的增加，儲蓄以更大的比率增加。

其次，消費品的價格。不同的消費品具有不同的需求價格彈性，因此，價格的變化對消費額

也就有著不同的影響。對于需求價格彈性大的消費品，價格上升會降低消費量，價格下降

則反之。由此可見，居民消費商品的結構會影響居民消費額大小，進而影響居民儲蓄額的變

化。

再次，儲蓄利率。按照古典經濟學的觀點：利率對儲蓄的作用是單一的、正方的和十分有力的。其中單一和正方向是指利率對儲蓄的作用只有一個即利率的提高可以刺激儲蓄、抑制消

費；利率的降低則抑制儲蓄、刺激消費。然而，現代經濟理論提出利率對儲蓄的作用可能是

雙重的，既有正向作用也有反向作用。但是，不管古典經濟學還是現代經濟學都指出，利率的變動都會對儲蓄額產生影響，是一個影響儲蓄的重要因素。

第四，證券市場對資金的吸納程度。證券市場的籌資作用一定程度上會對居民儲蓄存款起到

分流的作用。從債券市場來看：我國債券發行主要以國債為主，由于國債發行利率高于目前

銀行存款實際利率水平，一定程度上吸引了居民大量購買，客觀上對居民存款起到分流的作

用；自1990年底上交所和深交所成立以來，我國股票市場籌資額由1991年的5億元增長到200 4年的1151億元，股市的發展客觀上也會對居民的儲蓄額產生一定影響。

第五,其他因素。居民儲蓄行為的決定是一個相當復雜的過程,影響居民儲蓄的因素除了以

上所述的一些主要影響因素以外還有很多。例如,在經濟改革的過程中,國企改革、產業結構

調整以及政策性等因素都會使居民對未來收入和支出的預期發生很大變化。由于這些因素無

法用數據表達,不易進行定量分析，所以用隨機變量(ｕ)來進行處理。

綜上所述，我國城鎮居民儲蓄存款理論函數方程可表示為：

S=f(Y,CPI,R,T,B,u)

>0,<0,>0,<0,<0

式中S表示城鎮居民儲蓄存款量，CPI表示居民消費物價指數，R表示一年期存款利率，T表示 股票籌資額，B表示國債發行額，u為隨機擾動項。其中Y,R的一階偏導大于0表明和S呈正相 關關系；CPI,T,B的一階偏導小于0表明和S呈負相關關系；u的符號不確定。

二、城鎮居民儲蓄的實證分析

根據1991年～2004年我國城鎮居民儲蓄有關統計數據(如表二)，建立多元線形回歸模型，利用計量經濟學軟件Eviews，采用普通最小二乘法(OLS)，對我國城鎮居民儲蓄函數進行

多元回歸分析，進而分析出影響我國城鎮居民儲蓄行為的主要因素。

表二：1991年～2004年我國城鎮居民儲蓄有關統計數據一覽表

年份〖〗城鎮居民儲蓄存款額S(億元)〖〗城鎮居民家庭人均可支配收入Y(億元)〖 〗居民消費物價指數CPI〖〗一年期存款實際利率R(%)〖〗A股籌資額T(億元)〖 〗國債發行額B(億元)

1991〖〗6790.9〖〗1700.6〖〗100.0〖〗3.81〖〗5.00〖〗281.25

〖BH〗1992〖〗8678.1〖〗2026.6〖〗106.4〖〗1.16〖〗50.00〖〗460.78

〖BH〗1993〖〗11627.3〖〗2577.4〖〗122.0〖〗-3.68〖〗194.83〖〗381.31

〖BH〗1994〖〗16702.8〖〗3496.2〖〗151.4〖〗-13.12〖〗49.62〖〗1137.55

〖BH〗1995〖〗23466.7〖〗4283.0〖〗177.3〖〗-6.13〖〗22.68〖〗1510.86

〖BH〗1996〖〗38520.8〖〗4838.9〖〗192.0〖〗-0.73〖〗224.45〖〗1847.77

〖BH〗1997〖〗46289.8〖〗5160.3〖〗197.4〖〗3.46〖〗655.06〖〗2411.79

〖BH〗1998〖〗53407.5〖〗5425.1〖〗195.8〖〗6.03〖〗443.05〖〗3808.77

〖BH〗1999〖〗59621.8〖〗5854.0〖〗193.0〖〗3.68〖〗572.63〖〗4015.00

〖BH〗2000〖〗64332.4〖〗6280.0〖〗193.8〖〗1.84〖〗1007.41〖〗4657.00

〖BH〗2001〖〗71188.7〖〗6859.6〖〗195.1〖〗1.58〖〗751.50〖〗4884.00

〖BH〗2002〖〗86910.7〖〗7702.8〖〗193.6〖〗2.75〖〗723.14〖〗5934.30

〖BH〗2003〖〗103617.7〖〗8472.2〖〗195.9〖〗0.79〖〗744.77〖〗6280.10

〖BH〗2004〖〗119555.4〖〗9421.9〖〗203.5〖〗-1.63〖〗626.68〖〗7022.00〖BG)〗

資料來源：《中國統計年鑒》1991年～2004年；中國人民銀行網站http:///。注：1居民消費物價指數是以1991年為基期經過計算得到的。

2一年期存款實際利率R(%)是根據公式：存款實際利率=存款名義利率－通貨膨脹率

計算得出

(一)模型建立。建立多元線性回歸模型為:S=+Y+CPI+R+T+B+ｕ。式中S是被解釋變量，(i=1, 2,…,6)是回歸參數，ｕ是隨機擾動項，Y、CPI、R、T、B是解釋變量，而且隨機擾動項ｕ滿 足同方差和無自相關的假定。

(二)顯著性檢驗。下面利用多重可決系數Ｒ

2、統計量ｔ服從ｔ(ｎ-ｋ)分布,統計量Ｆ服從 Ｆ(ｋ-1,ｎ-ｋ)分布,分別對模型的擬合優度,回歸系數以及回歸方程的顯著性進行檢驗。運 用Eviews軟件對表二中的具體數據進行回歸得出的分析結果整理如下：

Ｓ=-3289.720+18.62651Y-245.4106CPI+723.5842R-0.666275T-0.551063B

(-0.66611)(6.038548)(-3.874749)(3.466079)(-0.198790)(-0.666110)

=0.9962,2=0.9939, Ｆ=421.8471

上式中，括號內的數值為ｔ檢驗值。首先我們觀測到解釋變量所對應的參數符號與經濟意義

上應變量和解釋變量的關系相一致。再次從回歸方程的各項數據可以看出,該回歸方程對我國居民儲蓄行為具有較強的解釋能力，居民儲蓄中99.4%的部分都可以從該回歸方程中得到

說明。取顯著性水平為0.05，即置信度為95%,查表得到的統計量ｔ和統計量Ｆ的臨界值分別

為(8)=2.3006和(5,8)=3.69。由于Ｆ>(5,8),所以認為回歸方程顯著成立，擬合優

度比較好。分析t值我們發現解釋變量Y、CPI、R所對應的∣t∣均大于(8),說明解釋變量

Y、CPI、R對居民儲蓄存在顯著影響；而解釋變量T、B及截據項C所對應的∣t∣小于ｔ的臨 界值,說明解釋變量T、B及截據項C對居民儲蓄影響不顯著。因此須剔除解釋變量T、B進行回 歸，得到如下回歸結果：

Ｓ=-2582.307+17.98528Y-242.3026CPI+670.5245R

(-0.618027)(39.20434)(-17.39394)(-3.874749)

Ｒ2=0.9960,2=0.9950,Ｆ=859.2744

從新建立回歸方程的各項數據可以看出：Ｒ2接近于1，表明模型的擬合優度較好。

選擇顯著性水α＝0.05，查表得到的統計量ｔ和統計量Ｆ的臨界值分別為(10)=2.228和

(3,10)=3.71。由于Ｆ>(3,10),所以認為回歸方程的顯著性較強。同時解釋變量Y、CP

I、R所對應∣t∣值均大于ｔ的臨界值，說明解釋變量Y、CPI、R對居民儲蓄存在顯著影響

。綜上所述，可以看出新建方程的擬合優度較好，對應變量城鎮居民儲蓄額S具有較強的解

釋力。

(三)異方差性檢驗

由于所選用的樣本數據為時間序列數據，可利用ARCH方法進行檢驗,，檢驗異方差性的核心

問題是判斷隨機誤差項的方差與解釋變量觀測值之間的相關性。選取滯后期間為3,即ARCH過

程的階數p=3。利用Eviews軟件計算結果：(n-p)R2的值為0.8905。給定α＝0.05的條

件下，查分布表得臨界值(3)=7.8147。因為(n-p)R2=1.475<(3),所以接收原假設，表

明模型中不存在異方差。

(四)自相關檢驗

利用杜賓—瓦特森檢驗法進行自相關性檢驗。利用Eviews軟件計算得到ＤW的值為1.5945。

在給定顯著性水平α＝0.01的條件下，查表得到DW的臨界值的上下界分別為=0.547和=1

.490，因為ＤW>，所以認為回歸方程的擾動項不存在自相關。

(五)多重共線性檢驗

利用多元相關分析法,計算各個解釋變量之間的相關系數，結果如下：Y和CPI的相關系數為0

.8526；Y和R的相關系數為0.2093；CPI和R相關系數為0.1986。從數據看,認為回歸方程的解 釋變量間不存在多重共線性，回歸方程較為真實地反映了解釋變量之間的關系。

(六)樣本數據標準化。

在經濟分析和決策中，我們需要了解各個解釋變量的相對重要性，由于偏回歸系數與變量的原來單位都有直接關系，單位不同，彼此不能直接進行比較，這就涉及到對樣本數據進行標

準化的問題。下面我們對變量S、Y、CPI、R的樣本數據進行標準化，得到如下結果：

SS=0.7495YY+0.1586PP+0.0901RR+0.0740

其中SS、YY、PP、RR分別對應S、Y、CPI、R標準化后的數值。由此可看出在城鎮居民儲蓄存 款模型中，解釋變量對應變量S的影響程度按降序排列依次為：Y、CPI、R。

三、結論

通過以上分析，我們可以得出如下結論：

1目前的城鎮居民儲蓄持續增長主要是由于城鎮居民收入的不斷提高所引起的。改革開放

以來，經濟快速發展使人民生活日益改善，相應的居民收入水平不斷提高。今后隨著經濟不

斷向前發展，收入水平對我國居民儲蓄存款的作用將更加顯著。

2消費品的價格水平對城鎮居民儲蓄額具有反向影響。自1992年以來，我國居民消費物價 指數的增幅呈減緩趨勢，這客觀上對城鎮居民儲蓄額的不斷增加起到了一定的推動作用。

3實際利率對城鎮居民儲蓄額增加作用也是不可忽視的。雖然2003年以來居民儲蓄存款的實際利率較上年略有下降，2004年居民儲蓄存款的實際利率曾一度達到負值，但縱觀十多年

變化趨勢，我們可以看出實際利率總體水平是呈上升趨勢的，從而支撐著城鎮居民儲蓄額的不斷增加。

4在檢測中我們也發現，A股籌資額和國債發行額對城鎮居民儲蓄存款的影響并不顯著，這 與前面的理

論分析存在不一致。究其原因：由于目前我國的社會福利保障體系還不健全，隨 著我國勞動就業、養老、醫療、教育、住房制度改革的深入，個人負擔的比例越來越大，加 之社會保險的發展還有待于進一步完善，這些因素使得我國城鎮居民的儲蓄存款呈現剛性。另外由于我國股市起步較晚，在現實運行中還存在許多問題有待于解決，這使得居民入市的 風險加大，居民個人出于理性考慮，不會輕易將積蓄投入股市。現實中股市籌資額的逐年增 加更多是來自于機構投資者。從國債市場來看，盡管國債發行額逐年上升，但增加額更多體 現為向金融機構發行的記賬式國債的增加，而針對居民個人的憑證式國債的發行額增幅并不 十分顯著。參考文獻：

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(5)中國統計年鑒.中國統計出版社1991-2004