全国各省GDP增长与地区居民人民币存储量的关系研究
城乡居民存款和GDP的关联分析(1)
城乡居民存款和GDP的关联分析(聂海春 0811029126 会计2班）摘要：本文从计量经济学角度，利用中国各省份城乡居民08年的储蓄数据以及相应GDP数据，运用最小二乘法分析我国城乡居民储蓄和GDP总额的关系。
以试图了解我国居民储蓄的现状特征和GDP之间的相互影响。
并对其模型进行了异方差性检验，得出了两者之间的关系。
关键词：城乡居民存款 GDP 关联性最小二乘法一·引言现代经济增长理论认为，一些初始人均资本存量较低的经济欠发达国家，通过较高的储蓄率和投资率，将具有比人均资本存量较高的发达国家更为快速的经济增长，从而经过一段时间以后，经济落后的国家将逐渐缩小同经济发达国家的差距。
这样的经济命题被称为经济增长的绝对收敛性假说，它是 Solow 经济增长模型的重要结论。
虽然后来一些研究者相继提出了条件收敛性假说和集团收敛性假说(club convergence hypothesis)，在一定程度上否认了储蓄率和投资率在经济增长当中的决定性作用，但储蓄率的高低仍然被视为影响经济增长速度的重要因素。
由于储蓄率对于经济增长潜在的促进作用，一些经济欠发达国家，特别是第三世界国家纷纷制定和实行一些旨在提高本国居民储蓄率的经济政策，借此来努力提高实际 GDP 的增长率。
但是在开放经济和国际资本流动性较强的情形下，如果一个国家只注重提高国内居民储蓄率，而忽视提高实际产出增长率的有关政策的话，则有可能导致国内资本外溢，外部资本撤出，这时一些国内的储蓄者将逐渐将资本转移到经济增长较快的国家，以寻求更高的资本收益。
另外，如果只追求提高储蓄在实际GDP 当中的份额，长期实行这样的经济政策将会导致经济当中的总消费不足，出现供给过剩的买方市场，进一步失去资本收益超过资本成本的投资改革开放以来，我国社会经济环境发生了巨大的变化，经济的不断发展，人民收入水平的提高，城乡居民的储蓄增长迅速，据初步核算，2008年全年国内总值（GDP）300670亿元，比上年增长9.0%。
基于回归分析的我国货币供应量与GDP关系研究
集宁师范学院学报 / May.2018 / No.3 基于回归分析的我国货币供应量与GDP关系研究陈亓1 胡金蕾1骆雯萱1朱家明2（1. 安徽财经大学金融学院，安徽蚌埠233030；2．安徽财经大学统计与应用数学学院，安徽蚌埠233030）摘要：文章首先基于1990-2016年GDP与M2的数据，通过建立计量经济学模型，对货币供应量与GDP的关系进行实证分析，得到国民经济总量每增加1%，平均来说，相应的货币供应量应该增加1.226%，从而为央行制定货币政策提供一定的参考依据；其次，通过回归模型对我国M2/GDP指标做了时间序列变化趋势分析，得出在1990-2003年与2009-2016这两个阶段M2/GDP大约年平均增长率分别为0.0512%、0.02643%，并根据分析结果，为我国今后的产业结构调整提供相关建议。
关键词：货币供应量；GDP；M2/GDP；货币政策；产业结构中图分类号：F822.2；F822.5 文献识别码：A 文章编号：2095-3771(2018)03-0006-051 引言针对我国货币供应量（M2）与GDP关系这一问题，相关领域的很多学者以此为课题进行了大量的研究与分析。
刘娇(2016) [1]通过数据分析，得到广义货币供给量与GDP总量呈现正相关关系；桂露榕(2010)[2]通过实证分析，研究了我国GDP增长率与货币供应量增长率的缺口带来的一系列问题，如通货膨胀、流动性过剩等。
毛传为等(2014)[3]从货币制度视角分析了我国M2/GDP指标一直居高不下的原因。
William A. Barnet[4]等利用中国M1，M2，M3，M4的数量并通过迪维西亚指数法对GDP的增长速度做出了一系列预测。
由此可见不同的学者采用不同的角度、不同的模型与方法就该问题进行详细的研究。
而本文在采用回归模型对货币供应量与GDP关系进行定量分析的同时，又加入了M2/GDP指标的动态变化分析，其结果可为货币政策的制定以及我国产业结构的调整提供一定的理论依据。
贵州经济增长与居民储蓄关系的实证研究
１ ９ ８ ８
１ ３ ９ ． ５ ７
１ ６５ ． ５
２ｌ １ ７ ９ ２ ３ ５ ８ ４
２ ２Ｉ １
３ ０ ３ ７
３ ４９ ９ ４ ４ ５ ４
４ ． ９ ３ ８ ５ ６ ６
５１ Ｏ８ ９ ７ １
５ ３ ５ ５ ５ ９ ５ ５４ ６ ３ １ ５ ４
６ ７ ５ ５ ０ ５ ９
４ ． ８ ９ １ ５ ５１ ５１ ９ ８ ７ｌ ８ ５ ． ５ １ １ ９ ３ ６ ５ ７ ４ ８ ０ ２ ３ ５ ８ ９ ４ ０ ４ ５
６Ｏ ４ ７ ５ ３ ８
运用计量 经济学软件来分析两者之间的关 系。
１ 、 模 型 建 立
摘要 ： 采 用贵州 １ ９ ８ ２ — ２ ０ １ １ 年 的数 据 ， 对贵州城 乡居 民
储 蓄 与 生 产 总 值 之 间 的 关 系进 行 了 实证 研 究 。使 用 Ｅ ｖ ｉ ｅ ｗｓ
要研究经济增长对居 民储蓄 的影响程度 ， 模型必须体 现 二者之 间变化的弹性关 系 。 因此我们采用双对数模型来进行
抽Ｇ Ｄ Ｐ
４ ３ ７ ４ ３ ７ ２ ４ ． ４ ７ ０ ２ ６ ６ ４６ ８ ４ ６ ２ ８ ４ ８ １ ９ ６ ３ ６
抽Ｓ
１ ． ９ ８ ２ ３ ８ ２ｌ ８ １ ５ ４ ７ ２ ． ５ １ ２ ０ ３ ５ ３ ． ８ １ ７２ ７ ３
１ ９ ８ ６
８ ５ ８ ３９
１ ３ ３１ ６ １ ８１ ０ ４ ２ ４ ７ ６ ３ ３ １ ３ ５ ７ ３ ６ ２ ． ８ ７
４２ ３０ ７
６ ． ０ ３ ４ ７ ４ ６２ ６ ２ ３ ６ ９ ６ ． ４ ５ ５ ５ ２ ９ ６ ５ ８ ３ ６ ５ ８ ６ ６ ９ １ ８ ２ ３
我国居民储蓄与经济增长关系的实证分析
值 之 间的 长 期 均 衡 关 系进 行 了检 验 。
［ 关键词］居 民储蓄 ； 国内生产总值 ； 协整 ［ 中图分类号］Ｆ２ ．６ １３ １ ［ 文献标识码 ］ Ａ ［ 文章编号］１０ —２ ８ （Ｏ６ １ —０７ —０ ０２ ８０ ２Ｏ ）０ ０８ ２
［ 工作研究 ］
我国居民储蓄与经济 增长关 系的实证分析
宋 娟
［ 摘 要］在过去的 ２ ０年里 ， 国居 民的储 蓄持 续增 长 ， 我 国家降 息的政 策也没 有达到效 果 ， 利率连 续下 在
调后 ， 出现 了杠杆效应弱化的现 象， 乡居 民储蓄存款 不但 没有减 少， 而快速 增长。本文分析 了降 息政 策没 城 反
利率 已最 ．１ ．８
为 厂考 察 名 义利 率 和通 货 膨 胀 率对 储 蓄 的 综合 影 响， 将实际利率作 为 自变量引入检 验模 型 ， 其中 Ｒ 为实 际 ｌ 利率 。实际利率 ＝名义利率 一通货膨胀率 。
Ｉｓ ｎ ＝一７３ １ ．１ ｌｇ ＋０ ０８＊Ｊ ．２ ＋１６９＊ ｎ ａ ｄ ．０ Ｒ ，
７８ 一
维普资讯
宋
娟 ： 国居 民储蓄与经济增长关 系的 实证 分析 我 加 ｌ 居民储 蓄将增加 ２ ３７ 由此 可以看得 出来 幽 内 ％， ．１ ％， 生产 总值埘居民储蓄 的影 响程 度 ．
但 Ｄ 统计量 为 ０ ３８ 存在序 列相 关。在模 型 中加 Ｗ ．７ ，
入 Ａ （） ， Ｒ １项 调整后 回归方程为 ： Ｉｓ ．４ ＋ ．０ ｎ ａ ＋０ ０８＊Ｒ一０ ０９＊ ＋ ｎ ：２０ ９ ０ ９４＊ｌ ｄ ｇ 、 ０ ．０ ［ Ｒ １ ＝０ ９８ Ａ （） ． ］ ４
小议中国经济增长与储蓄率之间的关系
小议中国经济增长与储蓄率之间的关系【摘要】高储蓄率一直被认为是持续高增长经济体的共同特征之一，凯恩斯却提出了著名的“节俭的悖论”，即高储蓄率可能会导致国际经济发展的放缓。
本文从凯恩斯理论的局限性入手，从理论上对中国经济增长与储蓄率之间的关系做了探讨，然后结合我国高储蓄率的现实，分别从城乡差异、地区差异以及主体差异的角度分析其对经济增长的影响，得出我国高储蓄率对经济增长影响不大的结论。
最后简要提出政策建议，即只有提高投资效率，增加居民收入，调整经济结构，才能促进经济健康快速增长。
【关键词】经济增长；储蓄率；节俭的悖论；扩大内需在《增长报告：可持续增长和包容性发展的战略》一书中，高储蓄率、高投资率被归结为持续高增长经济体的共同特征之一。
凯恩斯却提出了著名的“节俭的悖论”，即在一个经济体中，如果每个人增加储蓄意欲，社会上所有公司的总收益会减少，这个减少导致经济发展放缓，继而使得薪金增幅减少，甚至出现下跌。
最后整个经济的总储蓄会因为较低的收入和较弱的经济而不会增加甚至会下降。
实际上，储蓄率与经济增长的关系一直是经济学家们长期讨论的问题。
凯恩斯的观点存在其局限性。
他的国民收入决定分析，是在非自愿失业存在的前提下进行的短期、静态分析，但现实经济是一个动态过程。
从长期、动态的角度来看，人们会将节约下来的钱，用于投资，以增加生产能力，从而使经济趋向更加繁荣。
另外，凯恩斯的分析是一种总量分析，没有具体分析消费结构与收入结构。
在凯恩斯看来，只要增加消费在收入中的比例，就能增加国民收入。
其实，产品并不会完全销售出去的原因在于产品结构与需求结构不一致。
单纯地刺激消费或刺激投资，必然徒劳无功。
此时，唯一的出路只能是调整产品结构，使之与需求结构相一致。
必须开发新兴替代产品，使之与消费者潜在的市场需求结构相一致。
这样消费者手里的钱就会转化为现实的购买力，从而使市场走出萧条的困境，逐渐复苏起来，进入新一轮的繁荣佳境。
而要开发新兴替代产品，必须有大量投资支持，从而必须有大量居民储蓄。
我国居民储蓄与经济增长关系研究
215我国居民储蓄与经济增长关系研究丁洁作者简介：丁洁（1998－），女，汉族，安徽淮北人，学生，经济学本科，合肥工业大学经济与贸易系经济学专业。
（合肥工业大学宣城校区经济与贸易系安徽宣城242000）摘要：为探究居民储蓄与经济增长的关系，本文从实证分析的角度，通过对变量进行单位根检验、协整检验、误差修正模型以及格兰杰因果关系检验，得出相关结论。
关键词：储蓄；经济增长；平稳性检验；因果检验一、引言近些年来，我国的居民储蓄一直居高不下，居民人民币存款储蓄余额从1978年的211亿元上升至2017年的643768亿元。
与此同时，我国经济增长迅速，自改革开放以来，我国GDP 增长了近225倍，那么二者的关系如何？居民储蓄与经济增长的问题向来是学者研究的重点，但关于二者之间的关系，经济学界有两种不同的观点，经济学鼻祖亚当斯密在《国富论》中把资本的增加作为国民财富的源泉，而资本的增加又依赖于储蓄。
而宏观经济学之父凯恩斯则认为，储蓄的提高意味着消费不足，进而抑制经济增长。
在此之后的很多学者都做了大量的研究。
本文利用Eviews 软件对我国居民储蓄与经济增长关系进行实证研究并得出结论。
二、模型建立与数据来源对国内生产总值和城乡居民人民币存款储蓄进行趋势图分析，二者均呈现上升趋势，且变动趋势基本一致，这初步表明两变量之间存在着一定的相关关系。
为克服变量之间的相关关系，采用双对数模型来进行研究。
设立以下回归关系模型：LNS t =b 0+b 1LNGDP t +u t 。
其中S 为城乡居民人民币储蓄余额；GDP 为国内生产总值；u 是随机干扰项；b 0、b 1为待估参数。
GDP 和S 分别从《2018统计年鉴》和《中国金融年鉴》中的1990到2017年共28年的数据。
三、实证分析（一）单位根检验时间序列回归模型必须以平稳的数据变量为基础，为探究变量是否平稳，采用ADF 法对ln S 和ln GDP 进行平稳性检验。
宁波地区居民银行存款余额与GDP、通货膨胀率模型分析
宁波地区居民银行存款余额与GDP、通货膨胀率模型分析摘要：居民储蓄存款余额关乎着国民经济的发展和社会经济的稳定,对经济增长、投资以及居民的生活等方面都有着不同程度的影响。
鉴于已有研究成果和中国经济现状,本文主要基于GDP的增长指数和通货膨胀率两方面方面作为影响宁波地区居民储蓄存款余额的主要因素。
利用近期1998-2013年数据,分析这些因素对宁波地区居民储蓄存款余额的具体影响程度。
关键词：宁波居民存款储蓄余额 GDP 通货膨胀率计量分析正文：一、问题的提出：1978年以来,随着我国国民经济的飞速发展,我国的居民储蓄也出现高速增长的态势。
进入90年代以后．我国居民储蓄存款余额始终保持在两位数的增长速度。
我国居民储蓄存款持续增长这一经济现象引起国内理论界的广泛关注。
这对我国经济的进一步增长有着有利的一面,但也会带来一定程度的负面影响。
所以国家相继出台了一系列积极的财政和货币政策,以刺激国内消费和投资需求,分流储蓄,但是居民储蓄依然持续增加。
由于居民的储蓄存款直接影响着居民的消费行为，影响着货币的供给量，进而间接影响着国家经济的发展，宏观调控的力度和效果，因此，对我国居民存款储蓄问题的深入研究就显得尤为重要。
虽然我们作为学生对这个问题的理解和研究还不够深入和透彻，但对此问题的探索有利于我们更好的掌握专业知识，了解国情，提高实际操作水平和理论联系实际、发现问题、分析问题、解决问题的能力。
二、变量的选取和分析：要分析各种因素对中国居民储蓄行为的影响，必须立足于中国的国情。
1998年后，中国经济运行进入了一种新的体制约束状态，出现了明显的供给过剩，需求对经济增长的约束与拉动作用明显增强，投资、消费膨胀的内在动力明显不足；同时，由于我国市场机制尚不健全，市场经济发育不成熟，市场体制的控制力还有限，从而不能形成一种有效地传导机制。
市场化的改革对人们的经济行为、心理行为带来了很大影响，银行开始考虑贷款风险，投资者开始考虑投资回报，而消费者也开始考虑最佳的消费时机和预期收入。
居民收入增长变化及其对储蓄存款的影响分析
居民收入增长变化及其对储蓄存款的影响分析居民收入增长是一个重要的经济指标，它反映了居民经济水平的提高和消费能力的增强。
当居民收入增长时，他们有更多的可支配收入来满足各种需求，包括消费、投资和储蓄。
储蓄存款是居民储备资金的一种形式，它可以用于未来的消费、投资或应急情况。
因此，居民收入增长对储蓄存款有着直接和间接的影响。
首先，居民收入增长直接促进了储蓄存款的增加。
当居民收入增加时，他们通常会调整其储蓄行为。
他们可以将更多的资金存入银行，或购买理财产品来增加投资回报。
这些储蓄存款为居民提供了一种安全和稳定的储备资金，可以用于应对未来的不确定性或实现长期目标。
储蓄存款的增加也会增加银行的存款规模，促进银行贷款和投资的扩张，进一步促进经济的增长。
其次，居民收入增长对储蓄存款有间接的影响。
随着居民收入的增加，他们的消费需求也会相应增加。
这可能会导致居民减少储蓄存款的比例，将更多的收入用于消费。
特别是在经济繁荣时期，居民往往倾向于增加消费支出，享受更多的消费品和服务。
然而，这并不意味着居民完全减少储蓄存款，他们依然会保留一部分资金用于储蓄和投资，尤其是在面临经济下行风险时。
居民收入增长对储蓄存款的影响还与储蓄率和利率等因素有关。
储蓄率是指居民收入中用于储蓄的比例。
当收入增长时，如果储蓄率保持不变或增加，储蓄存款将相应增加。
然而，如果储蓄率下降，储蓄存款的增长可能会受到一定的制约。
另外，利率是储蓄存款的重要因素。
较高的利率可以提供更高的储蓄回报，并鼓励居民增加储蓄存款。
因此，货币政策的调整和利率的变化也会对储蓄存款产生影响。
最后，要注意到不同地区、不同群体间储蓄存款的差异。
城市居民通常有较高的储蓄倾向，因为他们拥有更稳定的就业和更高的收入，并且对未来的不确定性有着更多的关注。
而农村居民由于收入水平较低和生活成本较低，储蓄存款的比例可能相对较低。
此外，不同群体的储蓄存款动态也会受到教育、年龄、职业等因素的影响。
因此，在分析居民收入增长对储蓄存款的影响时，需要考虑到不同地区、不同群体的差异。
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全国各省GDP增长与地区居民人民币存储量的关系研究作者：贡小妹黄帅来源：《经济师》2016年第05期摘要：文章主要考虑各省的GDP变化对于各省居民人民币存储量的变化影响。
文章中的数据来源于中国统计年鉴2004-2013年的数据。
文章采用计量的方法对我国31个省近10年的GDP变化数据和当地居民人民币存储量的变化数据进行面板数据模型的分析，主要采用Eviews8.0软件进行分析检验，包括单位根的检验、协整检验和F检验。
研究发现，地区GDP 的增长会明显带动居民人民币存储量的增长，两者是呈正相关的关系。
经济发达省份和经济不发达省份的GDP增长对于当地居民人民币存储量的增加影响尤为明显。
经济发展中省份的GDP增长对于当地居民人民币存储量的影响较小。
针对地区经济发展的差异，文章提出居民投资理财的建议。
关键词：各省GDP 地区居民人民币存储量面板数据投资理财中图分类号：F830 文献标识码：A文章编号：1004-4914（2016）05-010-04一、引言进入21世纪，随着我国的综合国力的提升，全面建设小康社会成为了党和国家工作的关注点。
我国各省居民的生活水平得到了提高，越来越多人的理财观念发生了变化，居民正在逐渐接受基金、股票等投资理财方式，但是储蓄一直是我国居民理财的根本。
各省GDP的增加对于各地区居民的人民币存储量的变化是否存在明显的相关关系，是本文所要研究的重点。
本文从计量经济学面板数据模型的角度，对全国各省GDP增长与地区居民人民币存储量的关系进行研究，探讨全国GDP的增长与人们的投资理财观念的变化。
二、理论基础（一）计量经济学理论基础及基本模型本文研究31个省2004-2013年间的GDP情况和各省居民的人民币存储量，属于在时间序列上选取多个截面所得的样本数据，故采用计量经济学面板数据模型对两者关系进行分析研究。
要判断所选模型的具体形式（变截距模型、变系数模型以及动态模型），在进行模型估计前必须进行F检验。
F检验基于单方程面板数据模型的三种情形及两个假设。
单方程的面板数据模型的三种情形及两个假设：其中Yit是因变量，Xit是K*1维解释变量向量，n为截面成员个数，T为每个截面成员的观测时期总数。
参数αit表示模型的常数项，βit为对应于回归向量Xit的系数向量。
随机误差项uit相互独立，且满足零均值、等方差的假设。
在成员截面上，该模型共含有n个截面成员方程，在时间截面上，该模型共含有T个时间截面方程。
情形1：横截面上无个体影响，无结构变化。
即：αi=αj；βi=βj。
情形2：变截距模型，在横截面上个体影响不同，又分为固定影响和随机影响两种。
即：αi≠αj；βi=βj。
情形3：变系数模型，除了存在个体影响外，在横截面上还存在变化的经济结构。
即：αi≠αj；βi≠βj。
假设H1：斜率在不同的横截面样本点上和时间点上都相同，但是截距不同。
假设H2：截距和斜率在不同的横截面样本点和时间点上都相同。
如果接受了假设H2则检验停止，采用情形1的模型；如果拒绝了假设H2，则应继续检验假设H1，判断斜率是否都相等。
如果拒绝假设H1，则应采用情形3的模型；如果接受假设H1，则采用情形2的模型。
在确定模型类型之后，进行参数估计，建立模型。
（二）数据收集本文选取全国31个省2004-2013年GDP变化和居民人民币存储量变化的数据，研究我国31个省近10年的GDP变化与居民人民币存储的关系。
所选数据来源于《中国统计年鉴》2004-2013年的统计数据。
三、实证分析（一）模型设定基于理论模型（1）建立各省GDP对于地区居民人民币存储影响之间的回归模型。
考虑到经济发展和居民人民币存储量都随时间有指数增长的趋势，为了消除变量可能存在的异方差和便于变量之间的长短期分析，故采取双对数线性模型：其中lnGDPit是解释变量，表示各地区GDP年度数量的对数，单位是亿元；lnRMBsavingit是被解释变量，表示各地区居民人民币年度存储量的对数，单位是亿元；i为截面成员个数，t为每个截面成员的观测时期总数。
本文中，成员截面上，该模型共含有31个截面成员方程，在时间截面上，该模型共含有10个时间截面方程。
βit为对应于回归向量lnGDPit的系数向量，参数αit是截距项的常数项部分，随机误差项uit相互独立，且满足零均值、等方差的假设。
（二）取自然对数后数据的描述性统计取自然对数后的变量描述性统计如下表1所示。
四、各省GDP增长与地区居民人民币存储量关系模型的检验（一）单位根检验利用面板数据进行具体的回归分析之前，首先需要进行单位根检验，以判断各变量序列的平稳性，从而防止回归得到的估计量是有偏的（即：伪回归）。
对于单位根检验分为：相同单位根过程下的检验（有LLC检验、Breiting检验、Hadri检验）和不同单位根过程下的检验（有IPS检验、Fisher-ADF检验、Fisher-PP检验）。
为了避免单种单位根检验方法的局限性，本文在Eviews8.0操作界面中采用LLC检验、IPS检验、Fisher-ADF检验和Fisher-PP检验进行综合分析。
根据面板数据单位根检验的方法，依次按照有截距有趋势、有截距无趋势和无影响三种关系分别进行水平分析、一阶差分、二阶差分的分析。
只有这三种（有截距有趋势、有截距无趋势和无影响）模型都不能拒绝原假设，认为该面板序列是非平稳的。
表2是在只含截距的一阶差分条件下得到的检验结果。
由表2的单位根检验结果来看，在显著性水平为5%下，各检验方法所得的P值均小于5%，所以拒绝原假设（H0：存在单位根，不稳定）。
说明无论是在同质面板（LLC检验）还是异质面板（IPS检验、Fisher-ADF检验和Fisher-PP检验）的检验下，都显示各水平变量存在单位根，其一阶差分序列都不存在单位根。
该序列是一阶单整的。
（二）协整检验由于单位根检验的结果显示该序列的水平变量存在单位根，其一阶差分序列不存在单位根，说明该序列是不平稳的。
对于面板数据模型，如果变量序列是不平稳的，在进行回归估计之间需要进行协整检验，以防止虚假回归或者伪回归。
在Eviews8.0中，本文采用Kao和Pedroni进行面板数据的协整检验，该方法是建立在Engle和Granger二步法检验基础上的面板协整检验。
（如下表3）由表3可知，在Pedroni检验方法下，除Panel rho-Statisic和Group rho-Statisic的P值不显著外，其余统计量分别在5%和1%的显著性水平上拒绝原假设（不存在协整关系）。
在PP检验和ADF检验方法下，都显示在1%的显著性水平上拒绝原假设（H0：不存在协整关系）。
而Kao检验的t-Statisic在1%的显著性水平上也拒绝原假设。
本文研究主要依据Panel ADF-Statisic、Panel PP-Statisic和Group ADF-Statisic、Group PP-Statisic的统计结果，其他统计量作为参考。
检验结果表明变量之间存在协整关系，可以进行对面板数据回归模型的估计。
（三）面板数据模型的估计—F检验为了确定面板数据模型的具体形式（变截距模型、变系数模型以及动态模型），在进行模型估计前必须进行F检验。
本文运用Eviews8.0软件计算得S1=0.745228（变系数模型）；S2=1.448625（变截距模型）；S3=13.52186（无影响模型）。
按照如下公式，基于单方程的面板数据模型的三种情形及两个假设进行分析：计算得：F1=7.802643665；F2=70.86432465F[（N-1）K，（N（T-K-1））]=F（30，248）=1.505316F[（N-1）（K+1），（N（T-K-1））]=F（60，248）=1.372769因为F2=70.86432465>F[（N-1）（K+1），（N（T-K-1））]=F（60，248）=1.372769，所以拒绝假设H2，又因为F1=7.802643665> F[（N-1）K，（N（T-K-1））]=F（30，248）=1.505316，所以拒绝假设H1，所以接受假设情形3：变系数模型，除了存在个体影响外，在横截面上还存在变化的经济结构。
即：αi≠αj；βi≠βj。
五、模型结果根据F检验的结果进行回归分析，建立GDP与人民币存储之间的关系为固定影响变截距，变系数模型。
通过Eviews8.0对模型（2）进行计算，估计结果如下：lnRMBsavingit=αit+βitlnGDPit-0.316319R2=0.998073，F-statistic=2105.804得到的回归拟合优度R2=0.998073，较为接近1，说明GDP和人民币存储具有较高的拟合程度，F-statistic=2105.804相对较高，说明本次回归结果具有较高的可信度。
系数βit和截距αit的估计结果如下表4所示。
表4是依据各省弹性系数βit的大小进行的排名结果。
六、结果分析本文采用Eviews8.0软件进行面板数据分析。
由于各地区GDP发展和居民人民币存储量都随时间有指数增长的趋势，故采取双对数线性模型。
为了防止虚假回归，在计算回归模型之前，首先进行单位根检验，研究发现取对数后的变量在一阶差分上是不存在单位根，说明变量序列是非平稳的。
进一步进行协整检验，本文研究采用Kao和Pedroni进行面板数据的协整检验。
检验结果拒绝原假设（变量序列不存在协整关系）。
说明各省GDP与当地居民人民币存储之间存在协整关系。
因而可以直接进行面板数据模型的估计，在此选择F检验来确定面板数据模型具体的影响形式，发现回归模型的影响形式是固定影响变截距、变系数模型。
最后根据以上实验所得结论，建立人民币存储和各地区GDP之间的回归模型。
从表4可以看出，各省人民币居民存储量的截距项明显不同，说明由于各省的GDP增长量不同，会导致不同地区居民人民币存储量有不同程度的增加。
一方面，反映了我国各地区经济发展不平衡；另一方面，说明各地区居民在理财观念上的差异。
研究发现，尽管各地区的人民币存储存在一定的差异，但是人民币存储和地区GDP的增长总体上是呈正相关的关系，回归模型的系数显示各省之间存在差异，但是回归系数全部为正，说明各省GDP的增长对于居民人民币存储量的影响是正相关的关系。
拟合优度为0.99807说明国家经济的发展会明显带动居民储蓄的增加。
弹性系数βit，反映各省GDP增长对于当地居民人民币存储量的影响大小。
弹性系数大，说明经济发展对于居民人民币存储影响较大；弹性系数小，说明经济发展对于居民人民币存储影响较小。
在各省的弹性系数中，发现上海（弹性系数1.215652087）、浙江（弹性系数1.179852716）、北京（弹性系数1.142657909）等经济发达的省份的弹性系数较大，说明这些省份的GDP每增长1%，该地区的居民人民币存储就会明显增加。