第一篇：關(guān)于我國城鎮(zhèn)居民儲蓄存款模型的計量經(jīng)濟分析

關(guān)于我國城鎮(zhèn)居民儲蓄存款模型的計量經(jīng)濟分析

內(nèi)容摘要本文利用我國1978年以來的統(tǒng)計數(shù)字建立了可以通過各種檢驗的城鎮(zhèn)居民儲蓄率的模型，對我國城鎮(zhèn)居民儲蓄存款情況進行實證分析。通過對該模型的經(jīng)濟含義分析得出各種主要因素對我國城鎮(zhèn)居民儲蓄存款數(shù)量的影響程度，影響著貨幣的供給量，宏觀調(diào)控的力度和效果，因此，這有助于幫助大家認(rèn)清現(xiàn)狀，但對此問題的探索有利于我們更好的掌握專業(yè)知識，了解國情，根據(jù)經(jīng)典西方宏觀經(jīng)濟學(xué)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(jù)當(dāng)年變動月份加權(quán)平均后的一年期儲蓄存款加權(quán)利率。

3.物價水平

物價水平會導(dǎo)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(xiàn)了明顯的供給過剩，投資、消費膨脹的內(nèi)在動力明顯不足，同時市場經(jīng)濟發(fā)育不成熟，從而不能形成一種有效地傳導(dǎo)機制，市場化的改革對人們的經(jīng)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(jīng)濟層面已生長出一種內(nèi)在的約束機制，微觀主體內(nèi)在約束機制較強與宏觀經(jīng)濟市場傳導(dǎo)機制不暢之間的矛盾，概括起來有以下幾點居民對社會經(jīng)濟形勢的預(yù)期、可選擇的投資渠道、信貸消費的發(fā)展、利率因素的影響、假性存款的影響、消費領(lǐng)域的信用等級、高收入階層消費狀況、就業(yè)形勢壓力、體制改革、居民收入水平等。

由于我現(xiàn)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(zhèn)居民儲蓄存款模型進行研究。本文選用當(dāng)年的收入增長率來考察收入因數(shù)對儲蓄率的影響。用城鎮(zhèn)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(zhèn)居民收入的基尼系數(shù)、一年期儲蓄利率和通貨膨脹率作為解釋變量。

四、數(shù)據(jù)及處理

本文模型數(shù)據(jù)樣本為從1979-2002年。

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

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(shù)據(jù)來源各年份的《中國統(tǒng)計年鑒》

注Y代表城鎮(zhèn)居民儲蓄率

X1代表城鎮(zhèn)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(zhèn)居民基尼系數(shù)

五、模型及處理

基于以上數(shù)據(jù)，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(dāng)利率變動一個單位，儲蓄的增量的變動。

β4度量了當(dāng)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(jīng)濟意義的檢。

該模型可以通過初步的經(jīng)濟意義的檢驗，顯然通貨膨脹率的系數(shù)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(tǒng)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(shè)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(jié)果

White Heteroskedasticity Test

F-statistic 2.669433 Probability 0.054505

ObsR-squared的計算結(jié)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(guān)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(yù)期的不確定性是一個很重要的原因，隨著住房、醫(yī)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(shù)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(jīng)濟的政策建議

基于基尼系數(shù)對儲蓄率的很大的影響，因此，加大對低收入的者的轉(zhuǎn)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(yù)期；控制教育和醫(yī)療費用，減少公眾的焦慮；積極發(fā)展消費信貸，減少人們?yōu)榻逃鴥π畹男枰龑?dǎo)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(huán)境，充分暴露出我國經(jīng)濟架構(gòu)的嚴(yán)重失衡。因此，并積極引導(dǎo)儲蓄向投資轉(zhuǎn)化

第一，不斷開發(fā)新的金融產(chǎn)品，拓寬居民投資渠道，進一步發(fā)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(fā)展債券市場，充分發(fā)揮債券融資的優(yōu)勢，積極引導(dǎo)民間投資，人們的預(yù)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(shù)據(jù)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(jīng)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(dǎo)機制.金融研究，2002，保證經(jīng)濟持續(xù)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(xù)增長的原因及特點分析.天津商學(xué)院學(xué)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(jīng)濟研究，2008-1

第二篇：關(guān)于我國城鎮(zhèn)居民儲蓄存款模型的計量經(jīng)濟分析

關(guān)于我國城鎮(zhèn)居民儲蓄存款模型的計量經(jīng)濟分析

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

關(guān)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(jīng)濟的飛速發(fā)展,我國的居民儲蓄也出現(xiàn)高速增長的態(tài)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(shù)的增長速度。我國居民儲蓄存款持續(xù)增長這一經(jīng)濟現(xiàn)象引起國內(nèi)理論界的廣泛關(guān)注。這對我國經(jīng)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(fù)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(nèi)消費和投資需求,分流儲蓄,但是居民儲蓄依然持續(xù)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(jīng)濟的發(fā)展，宏觀調(diào)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(rèn)清現(xiàn)狀，做出合理的決策。雖然我們作為本科階段的學(xué)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(yè)知識，了解國情，提高實際操作水平和理論聯(lián)系實際、發(fā)現(xiàn)問題、分析問題、解決問題的能力。

二、文獻綜述

我國有很多學(xué)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(jié)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(shù)的影響，根據(jù)經(jīng)典西方宏觀經(jīng)濟學(xué)理論，儲蓄水平主要受收入因數(shù)、利息率、物價水平、收入分配等因數(shù)的影響：

1.收入因數(shù)

收入是決定儲蓄的重要因數(shù)，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(guān)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(xiàn)金收入。

2.利息率

傳統(tǒng)經(jīng)濟學(xué)認(rèn)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(jù)當(dāng)年變動月份加權(quán)平均后的一年期儲蓄存款加權(quán)利率。

3.物價水平

物價水平會導(dǎo)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(rèn)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(shù)是基尼系數(shù)。

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(jīng)濟運行進入了一種新的體制約束狀態(tài)，出現(xiàn)了明顯的供給過剩，需求對經(jīng)濟增長的約束與拉動作用明顯增強，投資、消費膨脹的內(nèi)在動力明顯不足；同時，由于我國市場機制尚不健全，市場經(jīng)濟發(fā)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(dǎo)機制。市場化的改革對人們的經(jīng)濟行為、心理行為帶來了很大影響，銀行開始考慮貸款風(fēng)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(yù)期收入。這說明，我們的微觀經(jīng)濟層面已生長出一種內(nèi)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(yīng)，微觀主體內(nèi)在約束機制較強與宏觀經(jīng)濟市場傳導(dǎo)機制不暢之間的矛盾，導(dǎo)致了投資行為受阻、消費行為審慎和儲蓄持續(xù)穩(wěn)定增長。當(dāng)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(jīng)濟形勢的預(yù)期、可選擇的投資渠道、信貸消費的發(fā)展、利率因素的影響、“假性”存款的影響、消費領(lǐng)域的信用等級、高收入階層消費狀況、就業(yè)形勢壓力、體制改革、居民收入水平等。由于我現(xiàn)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(shù)據(jù)，只建立我國城鎮(zhèn)居民儲蓄存款模型進行研究。本文選用當(dāng)年的收入增長率來考察收入因數(shù)對儲蓄率的影響。用城鎮(zhèn)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(zhèn)居民收入的基尼系數(shù)、一年期儲蓄利率和通貨膨脹率作為解釋變量。

四、數(shù)據(jù)及處理

本文模型數(shù)據(jù)樣本為從1979-2002年。

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

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(shù)據(jù)來源：各年份的《中國統(tǒng)計年鑒》

注：Y代表城鎮(zhèn)居民儲蓄率

X1代表城鎮(zhèn)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(zhèn)居民基尼系數(shù)

五、模型及處理

基于以上數(shù)據(jù)，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(fù)。

β2度量了當(dāng)城鎮(zhèn)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(dāng)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(dāng)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(shù)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(jié)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(jù)以上結(jié)果，初步得出的模型為

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

該模型可以通過初步的經(jīng)濟意義的檢驗，系數(shù)的符號符合經(jīng)濟理論。

2.統(tǒng)計檢驗

從表中可以看出，顯然通貨膨脹率的系數(shù)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(fā)現(xiàn)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(tǒng)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(shè)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(jié)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(jié)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(shè)，即該模型不存在異方差性。

5.自相關(guān)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(jié)果

從上面的計量分析中最后得到我國城鎮(zhèn)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(jié)論與建議

1.模型的實證分析

城鎮(zhèn)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(yù)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(yī)療、教育等方面的改革，人們的儲蓄傾向受預(yù)期的影響更大。這方面從人民銀行數(shù)次通過降息來調(diào)整儲蓄量，但是效果并不明顯也可以看出來。

基尼系數(shù)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(jīng)濟的政策建議

基于基尼系數(shù)對儲蓄率的很大的影響，因此，國家應(yīng)該重視對分配領(lǐng)域的調(diào)節(jié)，加大對低收入的者的轉(zhuǎn)移支付，切合中國實際的對稅收領(lǐng)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(dǎo)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(yù)期；控制教育和醫(yī)療費用，降低人們的支出預(yù)期，減少公眾的焦慮；積極發(fā)展消費信貸，尤其是助學(xué)貸款，減少人們?yōu)榻逃鴥π畹男枰屍洹坝绣X花”。

其次，引導(dǎo)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(chuàng)新，努力改善投資環(huán)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(xù)增長、消費和投資的增速緩慢、居民手持現(xiàn)金的逐步減少而引起，充分暴露出我國經(jīng)濟架構(gòu)的嚴(yán)重失衡。因此，必須采取相應(yīng)的措施緩解儲蓄增長的勢頭，并積極引導(dǎo)儲蓄向投資轉(zhuǎn)化：

第一，提供多樣化的金融工具，不斷開發(fā)新的金融產(chǎn)品，大力發(fā)展商業(yè)保險和社會保險，拓寬居民投資渠道，引導(dǎo)居民儲蓄資金的合理分流。

第二，進一步發(fā)展和完善股票市場，規(guī)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(fā)展債券市場，尤其是企業(yè)債券市場，充分發(fā)揮債券融資的優(yōu)勢，加大企業(yè)從資本市場直接融資的比重。

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

3.模型的不足

在實際經(jīng)濟活動中，人們的預(yù)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(shù)據(jù)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(yù)期對儲蓄率的影響。

第三篇：9.關(guān)于我國城鎮(zhèn)居民儲蓄存款模型的計量經(jīng)濟分析

一、原文介紹

題目：關(guān)于我國城鎮(zhèn)居民儲蓄存款模型的計量經(jīng)濟分析

作者：武占云(復(fù)旦大學(xué))

關(guān)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(tǒng)計數(shù)字建立了可以通過各種檢驗的城鎮(zhèn)居民儲蓄率的模型，對我國城鎮(zhèn)居民儲蓄存款情況進行實證分析。通過對該模型的經(jīng)濟含義分析得出各種主要因素對我國城鎮(zhèn)居民儲蓄存款數(shù)量的影響程度，并針對我國城鎮(zhèn)居民存款儲蓄現(xiàn)狀提出自己的一些建議。

三、可能影響因素

收入因數(shù)

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(fù)。β2度量了當(dāng)城鎮(zhèn)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(dāng)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(dāng)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(shù)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(jié)論

基于基尼系數(shù)對儲蓄率的很大的影響，因此，國家應(yīng)該重視對分配領(lǐng)域的調(diào)節(jié)，加大對低收入的者的轉(zhuǎn)移支付，切合中國實際的對稅收領(lǐng)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(chuàng)新，努力改善投資環(huán)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(dǎo)居民消費

第四篇：計量經(jīng)濟學(xué)論文(關(guān)于我國城鎮(zhèn)居民儲蓄存款模型的計量經(jīng)濟分析)

關(guān)于我國城鎮(zhèn)居民儲蓄存款模型的計量經(jīng)濟分析

（我的姓名等信息就省略了啊 呵呵）

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

關(guān)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(jīng)濟的飛速發(fā)展,我國的居民儲蓄也出現(xiàn)高速增長的態(tài)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(shù)的增長速度。我國居民儲蓄存款持續(xù)增長這一經(jīng)濟現(xiàn)象引起國內(nèi)理論界的廣泛關(guān)注。這對我國經(jīng)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(fù)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(nèi)消費和投資需求,分流儲蓄,但是居民儲蓄依然持續(xù)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(jīng)濟的發(fā)展，宏觀調(diào)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(rèn)清現(xiàn)狀，做出合理的決策。雖然我們作為本科階段的學(xué)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(yè)知識，了解國情，提高實際操作水平和理論聯(lián)系實際、發(fā)現(xiàn)問題、分析問題、解決問題的能力。

二、文獻綜述

我國有很多學(xué)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(jié)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(shù)的影響，根據(jù)經(jīng)典西方宏觀經(jīng)濟學(xué)理論，儲蓄水平主要受收入因數(shù)、利息率、物價水平、收入分配等因數(shù)的影響：

1.收入因數(shù)

收入是決定儲蓄的重要因數(shù)，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(guān)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(xiàn)金收入。

2.利息率

傳統(tǒng)經(jīng)濟學(xué)認(rèn)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(jù)當(dāng)年變動月份加權(quán)平均后的一年期儲蓄存款加權(quán)利率。

3.物價水平

物價水平會導(dǎo)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(rèn)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(shù)是基尼系數(shù)。

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(jīng)濟運行進入了一種新的體制約束狀態(tài)，出現(xiàn)了明顯的供給過剩，需求對經(jīng)濟增長的約束與拉動作用明顯增強，投資、消費膨脹的內(nèi)在動力明顯不足；同時，由于我國市場機制尚不健全，市場經(jīng)濟發(fā)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(dǎo)機制。市場化的改革對人們的經(jīng)濟行為、心理行為帶來了很大影響，銀行開始考慮貸款風(fēng)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(yù)期收入。這說明，我們的微觀經(jīng)濟層面已生長出一種內(nèi)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(yīng)，微觀主體內(nèi)在約束機制較強與宏觀經(jīng)濟市場傳導(dǎo)機制不暢之間的矛盾，導(dǎo)致了投資行為受阻、消費行為審慎和儲蓄持續(xù)穩(wěn)定增長。當(dāng)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(jīng)濟形勢的預(yù)期、可選擇的投資渠道、信貸消費的發(fā)展、利率因素的影響、“假性”存款的影響、消費領(lǐng)域的信用等級、高收入階層消費狀況、就業(yè)形勢壓力、體制改革、居民收入水平等。

由于我現(xiàn)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(shù)據(jù)，只建立我國城鎮(zhèn)居民儲蓄存款模型進行研究。本文選用當(dāng)年的收入增長率來考察收入因數(shù)對儲蓄率的影響。用城鎮(zhèn)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(zhèn)居民收入的基尼系數(shù)、一年期儲蓄利率和通貨膨脹率作為解釋變量。

四、數(shù)據(jù)及處理

本文模型數(shù)據(jù)樣本為從1979-2002年。

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

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(shù)據(jù)來源：各年份的《中國統(tǒng)計年鑒》

注：Y代表城鎮(zhèn)居民儲蓄率

X1代表城鎮(zhèn)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(zhèn)居民基尼系數(shù)

五、模型及處理

基于以上數(shù)據(jù)，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(fù)。β2度量了當(dāng)城鎮(zhèn)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(dāng)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(dāng)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(shù)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(jié)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(jù)以上結(jié)果，初步得出的模型為

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

該模型可以通過初步的經(jīng)濟意義的檢驗，系數(shù)的符號符合經(jīng)濟理論。

2.統(tǒng)計檢驗

從表中可以看出，顯然通貨膨脹率的系數(shù)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(fā)現(xiàn)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(tǒng)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(shè)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(jié)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(jié)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(shè)，即該模型不存在異方差性。

5.自相關(guān)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(jié)果

從上面的計量分析中最后得到我國城鎮(zhèn)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(jié)論與建議

1.模型的實證分析

城鎮(zhèn)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(yù)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(yī)療、教育等方面的改革，人們的儲蓄傾向受預(yù)期的影響更大。這方面從人民銀行數(shù)次通過降息來調(diào)整儲蓄量，但是效果并不明顯也可以看出來。

基尼系數(shù)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(jīng)濟的政策建議

基于基尼系數(shù)對儲蓄率的很大的影響，因此，國家應(yīng)該重視對分配領(lǐng)域的調(diào)節(jié)，加大對低收入的者的轉(zhuǎn)移支付，切合中國實際的對稅收領(lǐng)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(dǎo)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(yù)期；控制教育和醫(yī)療費用，降低人們的支出預(yù)期，減少公眾的焦慮；積極發(fā)展消費信貸，尤其是助學(xué)貸款，減少人們?yōu)榻逃鴥π畹男枰屍洹坝绣X花”。

其次，引導(dǎo)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(chuàng)新，努力改善投資環(huán)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(xù)增長、消費和投資的增速緩慢、居民手持現(xiàn)金的逐步減少而引起，充分暴露出我國經(jīng)濟架構(gòu)的嚴(yán)重失衡。因此，必須采取相應(yīng)的措施緩解儲蓄增長的勢頭，并積極引導(dǎo)儲蓄向投資轉(zhuǎn)化：

第一，提供多樣化的金融工具，不斷開發(fā)新的金融產(chǎn)品，大力發(fā)展商業(yè)保險和社會保險，拓寬居民投資渠道，引導(dǎo)居民儲蓄資金的合理分流。

第二，進一步發(fā)展和完善股票市場，規(guī)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(fā)展債券市場，尤其是企業(yè)債券市場，充分發(fā)揮債券融資的優(yōu)勢，加大企業(yè)從資本市場直接融資的比重。

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

3.模型的不足

在實際經(jīng)濟活動中，人們的預(yù)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(shù)據(jù)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(yù)期對儲蓄率的影響。

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第五篇：對我國城鎮(zhèn)居民儲蓄存款影響因素的實證分析

對我國城鎮(zhèn)居民儲蓄存款影響因素的實證分析

內(nèi)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(shù)的增長速 度。我國居民儲蓄存款持續(xù)增長這一經(jīng)濟現(xiàn)象引起國內(nèi)理論界的廣泛關(guān)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(xiàn)實出發(fā)，建立多元線形回歸模型，將收集 1991～2004年的數(shù)據(jù)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(zhèn)居民儲蓄存款持續(xù)的主要因素。

關(guān)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(jīng)濟獲得快速發(fā)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(shù)的增長速度。截至2004年底，我國城鎮(zhèn)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(zhèn)居民儲蓄存款余額增長了近17倍。我國居民 儲蓄持續(xù)增長這一經(jīng)濟現(xiàn)象引起國內(nèi)理論界的廣泛關(guān)注。本文將從現(xiàn)實出發(fā)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(zhèn)居民儲蓄余額的主要因素分析

現(xiàn)實中，影響我國城鎮(zhèn)居民儲蓄存款的因素有很多，其中主要的有：

首先，城鎮(zhèn)居民的收入水平。根據(jù)凱恩斯基本心理定律，邊際消費傾向(MPC)是遞減的。相 應(yīng)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(jié)構(gòu)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(jīng)濟學(xué)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(xiàn)代經(jīng)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(jīng)濟學(xué)還是現(xiàn)代經(jīng)濟學(xué)都指出，利率的變動都會對儲蓄額產(chǎn)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(fā)行主要以國債為主，由于國債發(fā)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(fā)展客觀上也會對居民的儲蓄額產(chǎn)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(dāng)復(fù)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(jīng)濟改革的過程中,國企改革、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)

調(diào)整以及政策性等因素都會使居民對未來收入和支出的預(yù)期發(fā)生很大變化。由于這些因素?zé)o

法用數(shù)據(jù)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(zhèn)居民儲蓄存款理論函數(shù)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(zhèn)居民儲蓄存款量，CPI表示居民消費物價指數(shù)，R表示一年期存款利率，T表示 股票籌資額，B表示國債發(fā)行額，u為隨機擾動項。其中Y,R的一階偏導(dǎo)大于0表明和S呈正相 關(guān)關(guān)系；CPI,T,B的一階偏導(dǎo)小于0表明和S呈負(fù)相關(guān)關(guān)系；u的符號不確定。

二、城鎮(zhèn)居民儲蓄的實證分析

根據(jù)1991年～2004年我國城鎮(zhèn)居民儲蓄有關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù)(如表二)，建立多元線形回歸模型，利用計量經(jīng)濟學(xué)軟件Eviews，采用普通最小二乘法(OLS)，對我國城鎮(zhèn)居民儲蓄函數(shù)進行

多元回歸分析，進而分析出影響我國城鎮(zhèn)居民儲蓄行為的主要因素。

表二：1991年～2004年我國城鎮(zhèn)居民儲蓄有關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù)一覽表

年份〖〗城鎮(zhèn)居民儲蓄存款額S(億元)〖〗城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入Y(億元)〖 〗居民消費物價指數(shù)CPI〖〗一年期存款實際利率R(%)〖〗A股籌資額T(億元)〖 〗國債發(fā)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(tǒng)計年鑒》1991年～2004年；中國人民銀行網(wǎng)站http:///。注：1居民消費物價指數(shù)是以1991年為基期經(jīng)過計算得到的。

2一年期存款實際利率R(%)是根據(jù)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(shù)，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(guān)的假定。

(二)顯著性檢驗。下面利用多重可決系數(shù)Ｒ

2、統(tǒng)計量ｔ服從ｔ(ｎ-ｋ)分布,統(tǒng)計量Ｆ服從 Ｆ(ｋ-1,ｎ-ｋ)分布,分別對模型的擬合優(yōu)度,回歸系數(shù)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(shù)據(jù)進行回歸得出的分析結(jié)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(nèi)的數(shù)值為ｔ檢驗值。首先我們觀測到解釋變量所對應(yīng)的參數(shù)符號與經(jīng)濟意義

上應(yīng)變量和解釋變量的關(guān)系相一致。再次從回歸方程的各項數(shù)據(jù)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(tǒng)計量ｔ和統(tǒng)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(rèn)為回歸方程顯著成立，擬合優(yōu)

度比較好。分析t值我們發(fā)現(xiàn)解釋變量Y、CPI、R所對應(yīng)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?fù)?jù)項C所對應(yīng)的∣t∣小于ｔ的臨 界值,說明解釋變量T、B及截?fù)?jù)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(jié)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(shù)據(jù)可以看出：Ｒ2接近于1，表明模型的擬合優(yōu)度較好。

選擇顯著性水α＝0.05，查表得到的統(tǒng)計量ｔ和統(tǒng)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(rèn)為回歸方程的顯著性較強。同時解釋變量Y、CP

I、R所對應(yīng)∣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(yōu)度較好，對應(yīng)變量城鎮(zhèn)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(shù)據(jù)為時間序列數(shù)據(jù)，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(guān)性。選取滯后期間為3,即ARCH過

程的階數(shù)p=3。利用Eviews軟件計算結(jié)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(shè)，表

明模型中不存在異方差。

(四)自相關(guān)檢驗

利用杜賓—瓦特森檢驗法進行自相關(guān)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(rèn)為回歸方程的擾動項不存在自相關(guān)。

(五)多重共線性檢驗

利用多元相關(guān)分析法,計算各個解釋變量之間的相關(guān)系數(shù)，結(jié)果如下：Y和CPI的相關(guān)系數(shù)為0

.8526；Y和R的相關(guān)系數(shù)為0.2093；CPI和R相關(guān)系數(shù)為0.1986。從數(shù)據(jù)看,認(rèn)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(guān)系。

(六)樣本數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化。

在經(jīng)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(shù)與變量的原來單位都有直接關(guān)系，單位不同，彼此不能直接進行比較，這就涉及到對樣本數(shù)據(jù)進行標(biāo)

準(zhǔn)化的問題。下面我們對變量S、Y、CPI、R的樣本數(shù)據(jù)進行標(biāo)準(zhǔn)化，得到如下結(jié)果：

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

其中SS、YY、PP、RR分別對應(yīng)S、Y、CPI、R標(biāo)準(zhǔn)化后的數(shù)值。由此可看出在城鎮(zhèn)居民儲蓄存 款模型中，解釋變量對應(yīng)變量S的影響程度按降序排列依次為：Y、CPI、R。

三、結(jié)論

通過以上分析，我們可以得出如下結(jié)論：

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

以來，經(jīng)濟快速發(fā)展使人民生活日益改善，相應(yīng)的居民收入水平不斷提高。今后隨著經(jīng)濟不

斷向前發(fā)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(zhèn)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(shù)的增幅呈減緩趨勢，這客觀上對城鎮(zhèn)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(zhèn)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(fù)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(zhèn)居民儲蓄額的不斷增加。

4在檢測中我們也發(fā)現(xiàn)，A股籌資額和國債發(fā)行額對城鎮(zhèn)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(yè)、養(yǎng)老、醫(yī)療、教育、住房制度改革的深入，個人負(fù)擔(dān)的比例越來越大，加 之社會保險的發(fā)展還有待于進一步完善，這些因素使得我國城鎮(zhèn)居民的儲蓄存款呈現(xiàn)剛性。另外由于我國股市起步較晚，在現(xiàn)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(fēng)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(xiàn)實中股市籌資額的逐年增 加更多是來自于機構(gòu)投資者。從國債市場來看，盡管國債發(fā)行額逐年上升，但增加額更多體 現(xiàn)為向金融機構(gòu)發(fā)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(fā)行額增幅并不 十分顯著。參考文獻：

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