第一篇：我國稅收對居民儲蓄影響的實證分析（最終版）

《我國稅收對居民儲蓄影響的實證分析》 概括：主要介紹了稅收與居民儲蓄都是反映我國國民收入和消費水平的重要指標。理論上政府對個人征稅,會減少個人的可支配收入,從而導致消費需求與儲蓄要求降低 凱恩斯的絕對收入假說:

S= a+ sYd

即居民儲蓄(s)取決于當前個人可支配收入Yd 和家庭的邊際儲蓄傾向(S)。當前可支配收入是指支付直接稅后的國民收入,因而可以表示為:

Yd= Y(1-t)

在上式中, Y 為國民收入, t為直接稅率, 因而在s與Y既定的情況下,原則上S取決于稅率t的大小。稅率t下降,則Yd 增加,從而家庭儲蓄S增加。

因而稅收對家庭儲蓄行為的影響主要是通過所得稅對個人可支配收入和儲蓄收益率的影響來實現的。呈負相關關系，即稅收增加，儲蓄率降低。

但是通過實證分析,我國的實際情況并非如此。文中分別從稅收制度完善，中國儲戶國情等方面出發尋找原因，并提出建議。

在西方經濟學中的凱恩斯絕對收入假說中提到當稅收增加，個人的可支配收入減少，那個人的消費需求與儲蓄率都會降低，如果增加的稅收里面包含對利息的所征稅，那稅收對儲蓄的影響產生了替代效應，降低了儲蓄率，增加了替代儲蓄的消費需求。因此稅收增加對儲蓄率是負相關。

然而這個理論在我國卻行不通。主要是以下原因：

1.快速發展的經濟。我國稅收增長是建立在快速發展的經濟基礎上的，所以稅收增加的同時居民的個人收入也在增長，甚至個人的可支配收入不減反增，因此儲蓄率也隨之提高。

2.稅法制度的完善。近年來，我國加大了稅收征管力度，同時在偷稅漏稅方面加強執法力度，收回大量違法的稅金，通過這兩方面，使得我國稅收大大增加。

3.中國儲蓄特殊的自身因素。一直以來中國人大多有勤儉持家的傳統美德，正是這種原因，中國人對自己的收入往往傾向于儲蓄，而外國人則是普遍持提前消費的觀念，再加上近幾年國際經濟環境惡化，國內正處于經濟結構轉化的不穩定時期，更加堅定了中國儲戶增加儲蓄決心。

然而稅收與儲蓄率呈正相關同步增加長意味著居民的投資和消費減少，長此以往,不利于我國經濟的發展,以下措施促使我國消費和投資的增長。

1.適當調整稅制結構。應采取更有利于促進消費和投資的稅制結構，如進一步完善增值稅，改進消費稅，降低總體稅負。

2.開創多元化的投資渠道。儲蓄率的增加是因為居民日常的投資渠道狹小，政府應聯合金融機構給居民提供一些相對安全、利息收入高于銀行存款的投資渠道，滿足龐大的儲戶需求。

3.刺激消費，擴大內需。降低存貸款利率，發放消費補貼，鼓勵大家消費投資。提高最低工資標準，增加居民可支配收入，同時改善國內消費環境，增強居民消費信心。

4.健全社會保障體系。只有當基本的生活得到保障時，大家才愿意吧儲蓄的錢轉化為消費和投資，特別是對于老年，殘疾或者失業的人群。

第二篇：我國稅收增加影響因素的實證分析

龍源期刊網 http://.cn

我國稅收增加影響因素的實證分析

作者：尹海祝 袁汝華

來源：《沿海企業與科技》2005年第11期

[摘 要]我國的稅收增長遠遠快于GDP的增長速度，讓很多人感覺是我國的稅賦大高。但事實如何呢?文章通過對稅收增長的三個影響因素進行分析，從中找出對我國的稅收增長影響最大的影響因素，并提出可能的建議。

[關鍵詞]可比價GDP；當年GDP；國稅收入；地稅收入

[中圖分類號]P275

[文獻標識碼]A

第三篇：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：

(1)王麗華、唐五湘.我國居民儲蓄行為實證研究.北京機械工業學院學報.2002,(3)

(2)劉巍.對海南省城鄉居民儲蓄存款總量影響因素的實證分析.海南金融.2003,(9)

(3)李焰.關于利率與我國居民儲蓄關系的探討.經濟研究.1999,(11)

(4)蔡則祥、盧亞娟.我國居民儲蓄存款高增長的經濟學分析.經濟問題.2004,(4)

(5)中國統計年鑒.中國統計出版社1991-2004

第四篇：中間業務對商業銀行收入影響的實證分析

中間業務對商業銀行收入影響的實證分析

2009-4-9

摘要：中間業務對于商業銀行收入的影響是依靠其內部作用和外溢作用實現的。本文利用費德模型對某銀行機構中間業務對銀行收入增長的貢獻進行了實證研究。結論顯示，中間業務的發展對銀行收入的外溢作用顯著為正。

關鍵詞：中間業務，外溢作用，商業銀行收入

中間業務對于商業銀行收入增長的影響是通過其內部作用和外溢作用實現的。內部作用是指中間業務直接帶來的收入，這是由于商業銀行中間業務收入采用收付實現制；外溢作用則是指中間業務通過作用于非中間業務形成外部效益，從而間接促進銀行收入的增長。中間業務長期以來一直被當作商業銀行拓展傳統業務市場的輔助工具存在著，但是，隨著市場經濟的發展和企業內部管理的日臻完善，單一的、低檔次的中間業務已遠遠不能滿足客戶的需要，客戶對銀行的金融服務提出了更高的要求。因此，順應客戶的需求，大力創新中間業務的種類，不僅可以帶來可觀的直接收入，其間接收益更是不可估量。

一、基本模型

由于中間業務對商業銀行收入增長的促進和成本無法詳細計算，不可能具體考察每一分量的外溢作用，因此外溢作用難以精確度量，但可以采用直接測定方法來計算。本文利用費德模型來估計中間業務對商業銀行收入增長的貢獻1，利用該模型分析中間業務對商業銀行收入的影響2，必須作如下三個假定：(1)將國有商業銀行產出分為中間業務和非中間業務；(2)非中間業務的產量不僅取決于本部門的勞動力和資本配置，還受同一期中間業務產量的制約；(3)中間業務產量對非中間業務產量的影響是發生在同一時期的，不考慮中間業務對非中間業務影響的時滯性。

費德模型的理論框架為：

其中I和N分別代表中間業務和非中間業務的收入；L和K分別代表勞動力和資本兩大要素，下標i和下標n分別代表中間業務和非中間業務；方程2式中存在自變量I，說明中間業務的產量水平會影響非中間業務的產量；Y代表商業銀行總產量(收入)，它是由中間業務收入I與非中間業務收入N之和。

將上面(1)-(5)方程變形，可得如下方程：Y=f(Li，Ki)+f(Ln，Kn，I)，將該方程微分，并將兩邊同時除以Y，可得：

其中a表示銀行資本的邊際產品，β表示勞動力的彈性系數，γ表示中間業務收入對銀行收入增長的貢獻率。dY／Y、dL／L和dI／I分別表示商業銀行收入、勞動力(用銀行從業人員代替)和中間業務產量的增長率；I／Y是中間業務收入占商業銀行收入的比例；由于資本存量的增量dK在統計資料中很難獲取，且dK與固定資產投資F在概念和數值上比較接近，因此可以用F替代dK。

因此我們可以建立如下計量經濟模型：

其中Gy、Gl、Gi分別代表經營收入Y的增長率、勞動力乙增長率和中間業務收入I的增長率。

二、數據與方法

本研究通過某銀行機構2004年到2007年的季度數據來進行分析，所有的數據均來自該機構的季度報表。r代表商業銀行總收入，它是由中間業務收入I與非中間業務收入N之和；L和K分別代表勞動力和資本兩大要素，上由銀行職工人數代替，資本存量的增加由固定資產投資F來代替。在將原始數據轉換為計量經濟模型所需數據的過程中，其中為了避免自由度的減少，2004年第一季度的數據根據2003年第4季度的數據調整計算而得。中間業務量的計算按照：中間業務收入二中間業務量，0.5%來進行計算。

傳統的回歸方法通常假定所用的時間序列是平穩的，或者是一個確定性趨勢加上平穩的部分，但實際經濟中許多變量序列是不平穩的，那樣利用普通最小二乘法(OLS)所作的回歸很可能是偽回歸，即模型有很高的R2值和t值，但參數估計卻毫無意義。因此，這里我們進行實證分析的思路和步驟為：先對時間序列變量進行單位根檢驗以考察變量是否平穩或考察其單整階數，如果變量平穩，我們可以利用OLS進行回歸分析，否則將進行協整檢驗(Cointegration Test)，得出協整方程，考察變量之間的長期均衡關系。因此，我們首先必須進行變量的平穩性檢驗。

我們先采用應用比較普遍的ADF檢驗法來檢驗各變量時間序列季度數據的單位根。

檢驗結果表明，只有F／Y在不包含時間趨勢的情況下，是單位根過程。在這里我們要區分平穩序列和有時間趨勢序列，通過上面添加時間趨勢的ADF檢驗，我們可以看出F／Y為包含時間趨勢的平穩序列。因此在做回歸的過程中，必須增加時間趨勢變量，或者可以先將F／Y做去除趨勢變換，然后利用所得的殘差項進行回歸分析。

三、計量模型結果

由于整個ADF檢驗過程中，上述四個序列都是平穩序列，為零階單整，因此無須進行協整分析，因為協整分析的第一步就是考察每個變量單整的階數。如果變量都是平穩時間序列，即它們都是零階單整的，就沒有必要做進一步的檢驗。所以平穩時間序列滿足經典回歸模型，可以直接用最小二乘法估計參數。

首先對變量進行去除趨勢變換，可得如下回歸方程：

R2=0.7814，F值為50.0394，括號內為t值，在1%的水平上顯著。

這樣我們便得到殘差，可用殘差即去除趨勢后的數據進行回歸分析，得到模型(4)，如表2。

首先對模型(4)進行異方差檢驗，我們采用布勞殊—培甘異方差檢驗(Breusch-Pagan Test)，BP檢驗F=1.9780，不能拒絕原假設，即不存在異方差。

然后對模型(4)進行序列相關檢驗，由于在模型(4)中DW=2.9008，根據DW檢驗表，說明存在負的序列相關。

為了克服序列相關，可用科克倫—奧克特(Cochrane-Orcutt)迭代法克服。對模型(4)中的殘差進行無常數項估計，可得：

括號內為t值，在5%的水平上顯著?；貧w系數顯著不為零，說明殘差存在自相關，且ρ=-0.5371為負值，說明存在負的序列相關，與上述DW值查表所得結果一致。利用科克倫—奧克特迭代法，可得如下回歸方程：

對上述模型進行診斷：(1)各回歸系數的t值見表2，F/Y通過10%的顯著性水平檢驗，Gi·I/Y通過5%的顯著性水平檢驗；(2)F=2.6934，整個模型通過了10%的顯著性水平檢驗，說明了整個回歸模型整體的有效性；(3)查DW檢驗表，5%的顯著水平上，du=1.76，du≤DW≤4-du，接受H0，即認為隨機誤差項μt之間不存在序列相關性；(4)同時進行異方差檢驗，BP檢驗F=I.2420，不能拒絕原假設，即不存在異方差；(5)截距項的計算必須用上述模型中的截距項除以1-ρ，得到截距項為0.0806。上述結果如表2中模型(5)所示，因此可得回歸方程式為：

也可對模型(5)中的殘差進行無常數項估計，可得：

回歸系數不顯著，t=-1.2016，再次表明殘差不存在序列相關。因此我們可以認為方程(11)為目前條件下較好的擬合方程。

四、結果分析與解釋

根據上述回歸的結果，現在主要圍繞模型(5)即回歸方程式(11)進行分析。

(一)關于勞動力增加對收入增長的貢獻。在上述樣本條件下，銀行收入的勞動力彈性為14.21，勞動力每增長一個百分比單位，收入就可以增加14.21個百分比單位。對于此系數說明如下：1.該彈性系數沒有通過顯著性水平檢驗。2.顯示了職工人數對收入的貢獻比較明顯。在目前中間業務產品主要是一些勞動密集型產品、結構上仍以銀行卡業務收入、代理保險、代售基金、支付結算等傳統中間業務收入為主的情況下，增加職工人數在目前的樣本條件推斷下可以提高收入。3.由于在利用Feder模型構建計量模型的過程中，利用銀行職工人數度量了勞動力對收入增長的貢獻，忽視了人力資本的貢獻，因此該彈性系數可能包括了人力資本的作用，雖然本文沒有將人力資本單獨列出來求解其對收入的貢獻份額。4.在計量模型中，由于被解釋變量是收入的增長率，因此完善的模型應該包括所有能解釋銀行收入的解釋變量，包括技術進步、制度創新和規模報酬等，但是在上文構建的模型中，這些因素對收入的貢獻可能只能體現在銀行收入的勞動力彈性系數中，比如說節約勞動力的技術進步等。

(二)關于資本增加對收入增長的貢獻。在上述樣本條件下，資本的邊際產品價值為-0.728元，即資本的邊際產品為負，資本投入每增加1元，銀行的收入就減少0.728元。關于資本增加會減少銀行收入，這可能多少與現實有點矛盾。原因可能是該銀行機構目前的經營條件下，固定資產投資的邊際產品曲線已經向下推移，也即已超過了最優資本量，使得投資形成的資本的邊際產品為負。分析該銀行機構的中間業務收入結構，我們可以看到，由于該機構的中間業務收入主要來源于銀行卡業務，新興業務品種如網上銀行、轉賬電話、融資顧問、代客理財等業務仍處于市場培育期，目前對中間業務收入貢獻度幾乎為零；同時現有的傳統業務如銀行卡業務、結算業務等受到行業新業務品種的擠壓，在業務量增長的同時，收益下降，因此部分中間業務品種的投入與產出沒有形成配比，收益效率有待提高。例如目前該機構開辦的代收費項目18個，其中省分行安排代收費項目12個，市分行安排代收費項目6個，07年上半年，該機構代收代付業務收入僅12.44萬元(不含代扣代繳利息稅收入)，占整個中間業務收入的0.4%，這與該機構投入的柜臺資源、網絡資源、人力資源、憑證費用嚴重不配套。同時資本的邊際產品為負，與上述利潤的勞動力彈性較大是一致的。

(三)關于中間業務對收入增長的貢獻。在上述樣本條件下，中間業務收入的增加占經營收入的比例dI／Y每增長1個單位，收入就可以多增加21.73%，即中間業務的邊際產品價值為1.2173元，因此中間業務收入每增加1元，銀行收入就共可增加1.2173元。中間業務對于商業銀行收入的影響是依靠其內部作用和外溢作用實現的。由于商業銀行中間業務收入采用收付實現制，因此中間業務收入增加1個單位就意味總收入可增加1個單位；外溢作用則是通過其外部效益間接促進銀行收入的增長，比如由于中間業務的開展而網羅了一批客戶，而這批客戶可能成為商業銀行的存款來源，也可能成為商業銀行貸款的優質客戶，這樣就可能對非中間業務發展形成推動，進而增加銀行總收入。在本樣本推斷下，中間業務收入的外溢作用為中間業務收入每增加1元，銀行的收入就共可多增加1.2173元，這結果顯示了發展銀行中間業務對銀行收入的貢獻和意義。

五、結語

中間業務對于商業銀行收入增長的影響是依靠其內部作用和外溢作用實現的。本文以某銀行為例，通過收集其中間業務的相關數據信息，運用費德模型估算中間業務對銀行收入的影響。結論顯示，中間業務的發展對銀行收入的外溢作用顯著為正，中間業務的邊際產品價值為1.2173元，即中間業務收入每增加1元，銀行的收入就共可增加1.2173元。這結果體現了中間業務的間接收益及對銀行收入的貢獻。因此，可以通過改變影響中間業務發展的內外部因素，促進中間業務的發展，進而提高商業銀行收入。

注釋：

1.費德模型最早是Feder于1982年提出的，主要用于估計進出口對經濟增長的作用，后來很多學者將其用于研究某個經濟或非經濟現象對經濟增長的影響。

2.本模型的運用主要是參考：陳智遠(2001)；孫林等(2003)。

參考文獻：

[1]Feder.G.On Expoas and Economic Growth[J].Joumal of Development Economics，1982,(12)：59-74.[2]陳智遠.貿易與增長經驗研究[J].世界經濟文匯,2001,(05)：46-51.[3]郭紅珍，張卉.我國商業銀行中間業務的資源配置行為分析[J].國際金融研究,2003,(04)：19-24.[4]連平等.21世紀商業銀行中間業務：機遇、策略、管理與實務[M].北京：中國金融出版社,2003.[5]孫林，王啟仿.對外貿易對中國經濟增長影響——供給角度的分析[J].南京農業大學學報,2003，(03)：35-39.[6]袁春曉.商業銀行中間業務的服務特征研究[J].管理世界,2003,(07)：127-135.作者：南京大學商學院2007級博士生 趙永清 農業銀行徐州市分行 沈江 來源：

《金融縱橫》2009年第2期

責任編輯：李惠杰

第五篇：12.產業結構變動對我國經濟增長影響的實證分析

一、原文介紹

題目：產業結構變動對我國經濟增長影響的實證分析

作者：王玉娟(福州大學管理學院)

關鍵字：經濟增長；三大產業；最小二乘法；產業結構；可持續發展

二、研究問題

經濟發展是以經濟增長為前提的，而經濟增長與產業結構變動又有著密不可分的關系。本文采用1981年至2010年的統計數據，通過建立多元線性回歸模型，運用最小二乘法，研究三大產業增長對我國經濟增長的貢獻，從而得出調整產業結構對轉變經濟發展方式，促進我國經濟可持續發展的重要性。

三、可能影響因素

各產業部門對經濟增長的貢獻

第一、二、三產業的年增長率

經濟固有增長率

各產業部門在經濟增長中的權數

國內生產總值(GDP)的年增長率

四、理論模型

運用eview3.1軟件，采用最小二乘法，對數據進行線性回歸，對所建模型進行估計

五、結論

由模型可知，當第一產業增長1個百分點時，我國經濟增長0.2506個百分點；當第二產業增長1個百分點時，我國經濟增長0.4002個百分點；當第三產業增長1個百分點時，我國經濟增長0.3852個百分點。

六、感想

1、堅持科學發展觀，加快轉變經濟發展方式，推動產業優化升級，形成以高技術產為先導，基礎產業和制造業為支撐、服務業全面發展的產業格局；形成由主要依靠第二產業帶動向依靠第一、第二、第三產業協同帶動轉變的新局面，實現我國經濟可全面協調持續發展。

2、加大對農業的投入，調整農業內部產業結構，提高我國農業的科技化、產業化、現代化水平。

3、要堅持走中國特色新興工業化道路，著重改造提升制造業，培育發展戰略性新興產業，建立創新型國家，提高我國核心競爭力。

4、加快推進服務業發展，把推動服務業大發展作為產業結構優化升級的戰略重點。推進服務業發展，不僅能夠有效改變我國產業結構現狀，更能夠提高就業率，穩定民生，提高人們的生活水平和質量。推進服務業發展，重點是建立健全流通和服務部門，提高流通、服務質量；拓展服務業新領域，發展新業態，培育新熱點，推進規?；⑵放苹?、網絡化經營。推動特大城市形成以服務經濟為主的產業結構。