1978-2006名义与实际利率数据
1952~2009中国历年GDP(CPI通货膨胀)数据1003251223697090803369cfe8
2.05% 0.58% 2.61% 6.91% 4.17% 3.23% 7.98% 11.36% -1.76%
100.70 99.20 101.20 103.90 101.80 101.50 104.80 105.90 99.30
0.70% -0.80% 1.20% 3.90% 1.80% 1.50% 4.80% 5.90% -0.70%
100.70 3.58% 3.79% 2.29% -0.25% 1.00% 4.94% 10.21% 4.75% 5.16% 12.08% 8.51% 5.84% 6.85% 8.24% 15.12% 20.61% 13.74% 6.44% 1.51% -0.86% -1.26% 2.06% 106.00 102.40 101.90 101.50 102.80 109.30 106.50 107.30 118.80 118.00 103.10 103.40 106.40 114.70 124.10 117.10 108.30 102.80 99.20 98.60 100.40
名义GDP （亿元人民币）
GDP实际增长率 （相对上一年）
国内生产总 国内生产总 值指数 值指数 上年=100 1978年=100
276.00
467.00
916.00
2,683.00 3,332.00
3,638.00
6,913.00
10,801.00
679.00 824.00 859.00 910.00 1,028.00 1,068.00 1,307.00 1,439.00 1,457.00 1,220.00 1,149.30 1,233.30 1,454.00 1,716.10 1,868.00 1,773.90 1,723.10 1,937.90 2,252.70 2,426.40 2,518.10 2,720.90 2,789.90 2,997.30 2,943.70 3,201.90 3,645.22 4,062.58 4,545.62 4,891.56 5,323.35 5,962.65 7,208.05 9,016.04 10,275.18 12,058.62 15,042.82 16,992.32 18,667.82 21,781.50 26,923.48 35,333.92 48,197.86 60,793.73 71,176.59 78,973.04 84,402.28 89,677.05 99,214.55
1978-2012年中国1年期实际储蓄存款利率的变化
1978-2012年中国1年期实际储蓄存款利率的变化一、实验目的1、掌握实际利率的两种计算方法，并分析1978-2012年中国1年期实际储蓄存款利率的变化特点。
2、比较两种实际利率测算方法的差异性及科学性。
二、实验背景利率是国家调控经济的重要杠杆之一，特定的宏观经济目标和微观经济目标可以通过利率调整实现。
利率调整是在一定的经济运行环境下进行的，它的调整对经济增长、居民消费、居民储蓄、市场投资等都会产生直接或是简洁的影响。
而自从1978年改革开放以来，我国连续23次使用利率政策对宏观经济进行调整，可见利率在我国经济政策中的地位亦是至关重要的。
实际利率(Effective Interest Rate/Real interest rate) 是指剔除通货膨胀率后储户或投资者得到利息回报的真实利率。
研究实际利率对经济发展有很大的作用，本实验就1978年至2012年中国1年期实际储蓄利率的变化特点进行探讨，并比较分析实际利率的计算方法。
三、实验类型验证型实验。
分析1978-2012年中国1年期实际储蓄存款利率的变化特点，运用名义利率、通货膨胀率和物价指数的数据用两种方法来计算并分析哪种方法更科学。
四、实验环境本实验属于自主实验，由学员课后自主完成，主要使用Excel软件。
数据来源：通过国家统计局网站、中国人民银行网站获取数据。
五、实验原理1、实际利率=名义利率-通货膨胀率。
2、实际利率=（名义利率-通货膨胀率）/（1+通货膨胀率）。
六、实验步骤1、采集实验基础数据。
通过网上登录国家统计局网站查看中国统计年鉴，以及登录中国人民银行网站获取相应数据。
数据样本区间为1978-2012年。
2、利用Excel软件分别按照两种方法计算实际利率。
3、做出实际储蓄存款利率的变化以及两种不同算法下实际利率变化的折线图。
4、分析图表，考察实际存款利率变化特点并比较两种计算方法的科学性。
七、实验结果及分析1、实验结果年份一年期存款名义年利率(%)通货膨胀率（%）CPI（以1977年为基年）实际利率（第一种）实际利率（第二种）1978 3.24 0.7 100.7 2.54 2.52 1979 3.78 2 102 1.78 1.32 1980 5.04 6 106 -0.96 -2.16 1981 5.4 2.4 102.4 3 2.98 1982 5.67 1.9 101.9 3.77 3.75 1983 5.76 1.5 101.5 4.26 4.23 1984 5.76 2.8 102.8 2.96 2.95 1985 6.72 9.3 108.8 -2.58 -2.06 1986 7.2 6.5 106 0.7 0.9 1987 7.2 7.3 107.3 -0.1 0.18 1988 7.68 18.8 118.5 -11.12 -9.36 1989 11.11 18 108.5 -6.89 -5.84 1990 9.91 3.1 102.1 6.81 6.61 1991 7.89 3.4 102.9 4.49 4.34 1992 7.56 6.4 105.4 1.16 1.09 1993 9.46 14.7 113.2 -5.24 -4.57 1994 10.98 24.1 121.7 -13.12 -10.57 1995 10.98 17.1 114.8 -6.12 -5.23 1996 9.16 8.3 106.1 0.86 0.79 1997 7.12 2.8 100.8 4.32 4.2 1998 5.03 -0.8 97.4 5.83 5.88 1999 2.92 -1.4 97 4.32 4.38 2000 2.25 0.4 98.5 1.85 1.84 2001 2.25 0.7 99.2 1.55 1.54 2002 2.02 -0.8 98.7 2.82 2.84 2003 1.98 1.2 99.9 0.78 0.77 2004 2.03 3.9 102.8 -1.87 -1.8 2005 2.25 1.8 100.8 0.45 0.44 2006 2.35 1.5 101.5 0.85 0.84 2007 3.87 4.8 104.8 -0.93 -0.86 2008 4.14 5.9 105.9 -1.76 -1.65 2009 2.25 -0.7 99.3 2.95 2.97 2010 2.25 3.3 103.3 -1.05 -1.03 2011 3.5 4 104 -0.5 -0.2 2012 3 2.6 102.6 0.4 0.62、实验结果分析（1）1978年1978-2012年中国1年期实际储蓄存款利率的变化特点分析我国存款利率的变化主要由中央银行根据我国金融市场和宏观经济状况来进行调整。
利息与利率
名义利率与实际利率的换算关系
r为名义利率，i为实际利率
精确计算：r= (i-π)/(1+π)
概略计算：r=i-π
其中:π表示通货膨胀率（物价变动率）
均衡利率决定的理论
1、古典利率理论
原理：
a.投资（I）是利率（r）的减函数
b.储蓄（S）是利率的增函数
c.投资与储蓄的均衡决定市场均衡利率
古典利率理论图示
当S＝I时，达到均衡，此时的利率为均衡利率。
2、凯恩斯的流动性偏好理论
凯恩斯认为，利率由货币的供求关系决定。
①货币需求（Md）是收入的增函数，是利率的减函数。
②货币供给（Ms）由中央银行直接控制。
③当货币需求等于货币供给时，所决定的利率为均衡利率。
示图
收入增加或物价上涨引起货币需求曲线右移
3、可贷资金理论
基本观点：
①借贷资金的供给是利率的增函数
②借贷资金的需求是利率的减函数
③市场均衡利率取决于借贷资金的供给和需求
利率的结构
M=期限差额 D=违约风险差额 L=流动性差额 T=税收差额 C=选择性差额
可贷资金理论图示
＝预期通货膨胀率
C
T L D M r i e ++++++=πe π。
分配理论
人们为了生存和发展，满足个人的欲望，才需要商品，这 种需求是直接的需求。生产要素的需求是从商品需求引伸 出来的间接需求，一般情况下不是直接用来满足人的某种 欲望。从对商品需求而产生出对生产要素的需求，从需求 产生的来源看，生产要素的需求是派生需求。
生产要素往往不能单独发挥作用，生产某商品不可能只使 用一种生产要素，而是各种生产要素的不同组合，从需求 生产要素的使用看，对生产要素的需求又是一种联合需求 或相互依赖的需求。所以，生产要素需求是一种间接的、 派生的和联合的需求。
按照联合国有关组织规定：基尼系数若低于0.2表示收入 绝对平均；0.2-0.3表示比较平均；0.3-0.4表示相对合理； 0.4-0.5表示收入差距较大；0.5以上表示收入差距悬殊。 中国的基尼系数如何呢?据，自2000年开始越过0.4的警戒线， 并逐年上升，2004年超过了0.465。此后，国家统计局竟 然不再公布国内的基尼系数。此后的基尼系数大都是经济 学者的估计。中国社科院一份报告称，2006年中国的基尼 系数已经达到了0.496。2010年，新华社两位研究员更判 断我国的基尼系数实际上已超过了0.5。据世界银行的测 算，欧洲与日本的基尼系数也不过在0.24-0.36之间。
这两种效应同时存在，哪种效应更大则要看工
资水平的高低：
在工资水平较低时，替代效应较强，工资的上
升会诱使劳动者增加工作时数；
在工资水平较高时，收入效应较强，这时工资
上升允许劳动者减少工作时间而不影响其生活 消费水平。
因此，供给曲线成为一条向后弯曲的曲线。
时尚一族的收入观
深圳市为数不少的白领对赚钱的观念发生了巨大 变化，很多白领宁愿放弃高薪的职位来换取更多的 休息时间从而达到一种“可持续发展”，而不是像 以往拼命工作，发疯赚钱。 李玲是该市一家著名电脑公司的职员，她负责公司 的销售，几年下来，凭借聪明和努力，她每个月的 薪水在1万元以上，今年春天，公司的销售经理升职 了，总经理提出由她来做销售公司的经理。谁知却 被她婉言谢绝了。其理由是，一旦出任这个职位， 势必要花费更多的精力和时间，这样自己的生活质 量就会下降，如果不能好好休息的话，工作质量也 会下降。她对记者说：“如果当经理，我每月薪水 增加3000多元，可是我却会失去更多的东西，我宁 愿不要这3000多元，而维持一种生活质量。”
我国不同模式下生猪养殖的成本与收益对比_基于1988_2006年统计数据分析---统计学研究性论文
1引言改革开放以来，我国的生猪生产和猪肉消费得到了较快发展。
2006年，我国肉类总产量为8051万t ，连续16年居世界第1位，其中猪肉产量占总产量的比重达64.6%。
猪肉成为我国居民肉类消费的主要形式，在我国肉类消费结构中所占比例一直稳定在65%左右。
2007年5月以来，由于多方面因素的共同影响，我国国内猪肉（去皮带骨）平均价格连续大幅度上涨。
据国家统计局统计，2007年上半年我国肉禽及其制品上涨了20.7%，7月份达到了45.2%，其中猪肉价格的上涨更具代表性。
这对以猪肉为主要肉类消费的我国居民的生活造成了不利影响。
关于我国生猪市场成本与收益的研究，国内有较多基于各地价格主管部门成本调查机构的调查分析。
王济民等[1]在对1980—1996年的数据进行分析后，认为饲养规模越大，人工费用所占比例越低，物质费用逐步增大，劳动对资本的替代作用越来越小。
于潇萌等[2]比较分析了我国生猪主产省、主产区散养农户的成本收益状况。
罗增海等[3]通过分析期内各地区仔猪价格回归函数分析，得出肉价波动是肉价变动的一部分，而理解国内猪肉价格波动乃至整个养猪业问题的关键在于关注农民养猪意愿。
本文运用成本收益法对1988—2006年的数据进行了比较完整的分析，不但对不同模式下的各项指标进行了较为全面的分析，而且选取两种模式下的重要指标进行了比较，以期能够准确分析猪肉价格上涨的原因，并提出相应的政策建议。
2两种模式下生猪养殖的成本收益分析采用成本收益分析法对中国猪肉市场的成本收我国不同模式下生猪养殖的成本与收益对比———基于1988—2006年统计数据分析李静，张昕欣*，费本飞（合肥工业大学人文经济学院，安徽合肥230009）作者简介：李静（1978-），男，安徽人，副教授，在站博士后，硕士生导师，主要从事环境经济与农村贫困等方面的研究*通讯作者摘要：本文针对我国生猪散养和专业养殖的差异对比，运用成本收益法，对两种模式下各项指标进行了较为全面的分析，同时选取两种模式下的重要指标进行比较，找出两者不同的成本收益构成以及历年来的变化情况。
影响中国税收增长率变动的经济因素分析——基于1978—2006年中国税收收入时间序列数据
当前税收的快速增长 ，是许多临时性 因素 的作用 ， 并不代表长期趋势。若去掉这些临时性 因素 ， 税收 增长 和经济增长是大体合适 的。曾 国安 、胡 晶晶 （０６ 考察了不 同税种 与Ｇ Ｐ ２０ ） Ｄ 的协调增长关 系 ， 提
出税 收收入的增长应该服从 于社会 福利水 平 的提 高， 如果税收收入 的增 长最终导致社会福利水平 的
响。 实证分析表 明， 经济波动决定 税收增长 率的变动， 经济 波动与税 收增长 率变动存在长期均衡变动关系 ， 价格对税
收增 长率也有较 大影响。
关键词 ： 税收增长率； 价格 ； 经济增 长率 中图分类号 ： ８０４ Ｆ １． ２ 文献标识码 ： Ａ 文章编号 ：０ ３ ３ ９ （０ ８ ０ — ０５ ０ １０ — ８ Ｏ ２ ｏ ）７ ０ １— ５
经济 与管理 （ 月刊 ）
２ ０ 年第 ７期 ０８
有的研究仅仅基于纯理论 的角度 ， 或者即便运用 了 某种技术分析 ， 也只是在选取多种影响因素的情况
下对税收增长状况进行概述。另一方面 ， 很少有学
而１８ 年税收增长率只有４ ％，落差 近３ 个百分 ９６ ． ０ ８ 点。 另一个变动较大的年份出现在１９年 ， 年的 ９３ 这１ 税收增长率为２ ． ８ ％，而１９ 年税收增长率回落到 ６ ９２ １． 落差有１个百分点。 ９ ９ ２０年 ， ０ ％， ５ ８ １９ — ０６ 税收增长 率均高于同期的Ｇ Ｐ Ｄ 增长率 ， 成为 自１７ 年以来税 ９８ 收增长最快最平稳的时期。从Ｇ Ｐ Ｄ 增长率与税收增 长率的关系来看 ，尽管两者差异较大的年份为多 ，
商
凯 ， 志 辉 张
（ 山东大学 经济学 院 ， 山东 济南 ２００ ） ５１０
摘
财政赤字与货币供给——来自中国的经验证据(1978-2003)
第 １ 期 （ 第２５ ０ 总 ７ 期） ２０ 年 １ ０６ ０月
财 经 问 题 研 究
Ｒｅ ｅ ｒ ｈ ｏ ｎ ｎ ｉ ｌａ ｄ Ｅ ｏ ｏ ｃ Ｉｓ ｅ ｓ ａ ｃ ｎ Ｆｉａ ｃａ ｎ ｃ ｎ ｍｉ ｓ ｕ ｓ
Ｎｍｅ１ Ｇｎ ａＮ． ５ ｂ ０（ｅ ｒ 浏 ｌｏ ７） ２
供给的传导机制 ， 并予以实证检验 ， 为有关政策的
制订和实施提供理论依据和实证支持。本文的结
果资源已经充分利用 ， 则预算赤字 的增加对总需 构安排如下 ： 第一部分， 引言 ， 进行理论和实证研
求具有正效应 。总需求的扩张通过乘数效应增加 国民收入 ， 货币交易需求随之增加 ， 央行将不得不 适应货币需求的变化而增加货币供给。
此外 ， ｏｓ ｎ和 Ｃ ｏ ｄｕ ‘ 提出， Ｈｓｉ ａ ｈｗ ｈｒ ８ ｙ 发展中国
究综述 。第二部分 ， 分析我 国财政赤字影 响货币 供给的机制 。第三部分 ， 实证检验及其结果。第 四部分 ， 结论 与政策含义。
二 、 国财 政赤 字影 响货 币供 给 的机制分 析 我
或减少 ， 但一般认为赤字增加导致货币供给增加 。
（ ） ａ ｅｔ Ｗａａｅ １８ ）指 出， ３ Ｓｒ ｎ 和 ｇ ｌ ｃ （９ １ ｌ 若赤 字 是持续性的， 政府最终将不得不增加 基础货 币并
引发通货膨胀 。如果实际利 率超 过经济增 长率， 政府债务将 以快 于实 际收入 的速度增长。此 时， 货币当局被迫通过货 币创造为政府赤字融资 。 （） ４ 赤字可能提 高利率水平 ， 当货币 当局追 求的是低利率 目标 时 ， 央行将进行公 开市场业务 以稳定利率 ， 就会增加货币供给 以抵消赤字支出 增加对利率的影响。 （ ） 内生货币供 给理论 的框架货膨胀税作为赤字融资 的方式 ， 财 政当局与货币当局联合决策。当宏观经济政策存
我国利率市场化渐进改革进程分析
我国利率市场化渐进改革进程分析本文通过对我国利率市场化改革的演进过程的回顾，分析其路径发展的特点，并对今后利率市场化攻坚阶段的诸如利率上下限的放开、利率是否会大幅度攀升的问题进行了探讨。
关键词：利率市场化改革历程未来展望利率市场化的理论准备与对发展中国家的实证检验我国自1978年开始渐进式改革，逐步放开价格，搞活经济。
但金融领域的改革却显得相对滞后，尤其是利率市场化改革，是在改革推进到一定阶段之后才进行的。
究其原因，一是金融机构自身的形成和发展相对滞后。
二是因为金融领域的失败具有扩散效应。
一旦采取利率市场化改革，在管制阶段所潜伏的风险必然显现，而且可能激化，会波及整个国民经济。
因此，利率市场化改革比商品价格改革具有更大的风险，管理当局自然慎之又慎。
麦金农和肖的金融深化理论给广大发展中国家进行市场化改造提供了一个理论指导。
该理论认为，政府规定名义利率上限所引致的金融抑制，减少了资本积累，降低了实际经济增长和金融发展。
而解除管制可以在两个方面增进效率：首先，解除管制后，无效率的金融机构无法再利用管制来屏蔽现实的和潜在的竞争，失去其生存保护伞，面临破产出局的危险，因而可提高整体效率。
其次，解除管制可减少那些运行良好的金融机构为维持无效机构所承担的额外的租金或费用，扩大了投资机会，可减轻风险，增进社会福利。
解除对利率的管制，使利率作为配置资源的手段和信号，发挥其应有的作用。
另一方面，一些国家的利率市场化改革实践也证明了利率管制解除后的确经济增长了。
Fry的实证研究表明，在亚洲，平均实际利率向均衡的自由市场利率每上涨1%，经济增长将快0.5%。
Lanyi和Saracoglu对21个发展中国家在1971—1980年中的实证研究发现：实际利率和金融资产增长率与国内生产总值增长率之间是正相关的。
世界银行的研究结果也是类似的，实际利率为正的国家，其投资效率比负的实际利率国家高4倍。
Gelb也发现1965—1985年间34个国家的实际利率与经济增长之间具有正的相关关系。
我国实际利率与经济增长率相关关系的实证分析
金融自由化理论对影响我国经济增长的实证分析摘要：金融自由化理论认为实际利率与经济增长之间存在正相关关系，较高的实际利率有助于提高一国的经济增长水平。
通过对我国1986年至今的经济数据进行分析，认为经济增长与前一期的利率水平存在显著的正相关关系，但在我国用利率作为经济增长的主要因素的看法值得商榷。
关键词：金融自由化，实际利率，经济增长在金融发展与经济增长的关系上一直存在着著名的帕特里克难题，也就是金融发展促进了经济增长，还是相反。
对此问题西方经济学家的意见一直是不统一的，熊彼特强调一国金融部门的发展对经济增长的意义，与此相反，罗宾逊则认为经济增长是金融发展的根源，金融发展只是作为前者的附属物而出现。
进入20世纪60、70年代后，戈德史密斯、麦金农、爱德华.肖等人提出了“金融自由化”理论，引起了广泛的关注。
他们认为发展中国家金融发展的滞后，低利率的信贷配给制严重地扭曲了资金的配置，而长期的负实际利率也打击了居民储蓄的积极性，进一步使得资本积累缓慢。
“金融抑制”的存在严重地阻碍了经济发展，而其主要表现就是长期的负的实际利率。
所以，他们建议这些国家逐步采取措施推行以利率自由化为主要内容的“金融自由化”。
此后，在世界银行和国际货币基金组织倡导下，该理论在一些发展中国家和地区，如智利、阿根廷、韩国、台湾、马来西亚等得到应用，并取得了丰硕的成果。
可是，金融自由化在许多国家也给人们留下了痛苦的回忆，如1997年在亚洲爆发的金融危机，都给这些国家的经济发展带来极大的消极作用。
因此，许多人又开始怀疑金融自由化对经济发展的必要性和积极意义。
我国自1978年改革开放以来，逐步由计划经济向市场经济转轨。
目前我们已初步建立了市场经济体系，市场在资源配置中已起到基础作用，计划经济的色彩逐步从各领域中淡出。
但是我们在金融体质改革方面的步伐相对还是滞后的，这不仅是因为金融体制改革的复杂性，更是由于金融体制改革牵扯国民经济的稳定，事关重大，所以其步骤措施必须格外谨慎。
人民币升值压力与中国的对策
人民币升值压力与中国的对策一、人民币名义汇率由贬值到升值的历史性转折（一）名义汇率长期决定——购买力平价货币的价格有两种，国内价格是利率，国外价格是汇率。
汇率是以本币表示的外汇价格，或者是以外币表示的本币价格。
汇率有直接标价和间接标价两种，人民币汇率采取直接标价，单位是：人民币／美元，如1988年，一美元等于元人民币，或元人民币／美元。
货币的国内外价值在长期是统一的，这是购买力平价理论的主要假设。
长期名义汇率由购买力平价(PPP)决定，就是说，两国货币在国内的购买力决定其之间的比价，而国内物价的变化使购买力发生变化，就要求汇率做相应的调整，通货膨胀的国家汇率贬值，通货紧缩的国家汇率升值。
购买力平价分为绝对和相对两种，绝对购买力平价把汇率定义为两个国家价格水平的比率。
国际上从20世纪50年代开始使用PPP方法比较各国收入，最早对中国进行比较的是克拉维斯。
郭熙保的计算结果是：1994年中国GDP总量购买力平价的几何平均数是，GDP 是46481亿元人民币，人均3878人民币，按PPP折合为，GDP20567亿美元，人均1716美元，比按照汇率折合的450美元高倍。
按照GDP结构，资本形成的PPP最高，为；个人消费类，政府支出为。
价格相差最远的是住房，在相同质量的前提下，中国住房价格是美国的14%，教师工资是美国的16%。
易纲和范敏在1997年估计，1995年中美两国PPP为1:。
相对购买力平价表示，在任何一段时间内，两种货币汇率变化的百分比，将等于同一时期两国国内价格水平变化率之差。
货币的国内购买力，就是物价指数的倒数，关键是采取什么样的物价指数来反映货币购买力：消费品物价指数反映居民收入的购买力，批发价格指数反映企业对于工业品的购买力，可贸易品价格指数是进出口商品价格，反映国内外企业的购买力，几种指数对于汇率决定，各自有其理论意义。
（二）人民币名义汇率与国内购买力的关系按照有关计算，美元与人民币的购买力平价在1975年为1:，1987年为1:，1994年为1:，1995年为1:，1998年或许在1:4-5之间。
我国刺激消费政策的实证检验 数量经济技术经济研究 2004 04
《数量经济技术经济研究》2004年第4期我国刺激消费政策的实证检验耿同劲(西安交通大学经济与金融学院) 【摘要】 本文对消费和储蓄关系的实证检验证明二者并不存在长期稳定的关系,分流储蓄也不一定能刺激消费,并合理解释了该结论。
在此基础上实证检验了我国刺激消费政策的有效性:提高职工平均工资和扩大政府投资都有助于消费的增加,而前者对消费的扩张效果更为显著。
因此,刺激消费的切入点应是努力提高广大居民的收入水平,而不是抑制和分流居民储蓄。
关键词 消费政策 有效性 实证检验中图分类号 F22410 文献标识码 A国内理论界普遍认为,要扩大内需、拉动经济回升,就必须抑制我国居民的过度储蓄,挤出消费。
理论界主流思路也影响了决策层,国家相继采取开征利息税、连续下调利率等一系列政策措施,以期达到分流储蓄、刺激消费的目的。
但如果理论偏颇,则由此引申出的政策很难对经济产生积极影响,因此,从理论上进一步探讨储蓄与消费的关系,在理论基础上检验了我国刺激消费政策的有效性,也就显得尤为必要。
并本文数据均来源于有关《中国金融年鉴》、《中国统计年鉴》或由其计算而得。
一、居民消费与储蓄的协整检验考虑到人口的自然增长,不用社会消费品零售总额表示消费,而用人均社会消费品零售额来表示,记作C t;同样,不用储蓄存款余额、而用人均储蓄存款余额表示储蓄,记作S t。
如果变量C t与S t在协整关系,则消费C t与储蓄S t存在长期稳定的比例关系,否则,表明二者不存在长期稳定的关系,对消费和储蓄的定量回归分析即使可决系数很高,顺利通过经济检验和统计检验,也很可能是假性回归,并不能真实反映消费和储蓄的内在逻辑。
由于我国的经济改革1978年启动,所以,我们选取1978～2000年的人均社会消费品零售额(单位元)和人均储蓄存款余额(单位元)作为样本数据,数据可由历年《中国统计年鉴》计算得到。
首先用ADF检验法分别对时间序列变量C t与S t进行单整检验,应用SPSS统计软件,给定显著性水平5%,C t为二阶单整,而S t为平稳序列,即零阶单整。
广东外语外贸大学南国商学院
＝（货币现值＋货币现值×利息率）－货币现值
＝货币现值×利息率
从公式中可看出，利息率或折现率对于货币的时间价值具有很重要的意义，这是因为资金未来的增殖，即利息大小是根据利息率计算，反之，未来资金折现成现值，其贴现利息的大小是根据折现率（一般为利息率）计算。
2）终值和现值的计算
2）信用的产生：是在私有制和商品交换的基础上产生。
前提条件：私有财产的出现——为满足在不改变所有权条件下的财富调剂的需要，产生了借贷行为。
存在和发展的经济基础——商品货币经济的发展（社会经济活动中，存在广泛的“余缺”现象，即同时存在收>支的盈余主体，收<支的赤字主体，需要借助信用来调剂，并产生专门从事资金余缺调剂的中介机构，进一步促进了信用制度的发展）。
2）利息是收益的一般形式：无论贷出与否，借入与否，利息都被当作一种机会成本而存在。但利息并不是一个反映资金价格水平的概念（利息率才是货币资本的价格）
二、利息率：
应让学生了解和掌握的概念和理解的问题
1）利息率定义：是指借贷期内所形成的利息额与预付借贷资本价值或所贷资金额的比率
△g（利息额）
r（利息率）= --------------------
4）消费信用
消费信用定义：是工商企业和金融机构对消费者提供的，用以满足其消费方面的货币需求的信用。包括分期付款；消费贷款；信用卡.
消费信用作用：对消费者来说，解决了消费者消费欲望与购买力不足的矛盾；对整个社会来说，消费品促销，扩大了消费需求，促进耐用消费品生产和发展，带动国民经济的发展；促进新技术的应用、新产品的推销和产品的更新换代；但可能使未来消费缩小，增加债务负担；容易助长信用膨胀，造成市场虚假繁荣，加剧生产与消费，市场供求的矛盾。
我国利率调整对消费作用的实证分析
我国利率调整对消费作用的实证分析从理论上讲，利率调整对消费效应的方向是不确定的，因而其大小很可能是不显著的，只有在比较特殊的情况下，才能断定升息减少消费，降息增加消费，但其程度还需要实证分析确定。
研究表明，对于我国城市居民，利率调整对其消费的影响是不显著的，而对于农村居民，利率调整对其消费有显著性的反向影响；而且农村居民消费水平与利率之间的关系相对弱于城市居民消费水平与利率间的关系，但两者消费的变化都主要由收入变化来解释。
可见，利率机制目前还不是中国调解消费的理想工具，增强消费对GDP的拉动作用，应考虑更多地使用非利率的其他金融手段。
标签：利率城市消费农村消费收入一、基本模型根据理性消费者假说，在一定的收入(或财富)、存款利率和其他约束条件下，消费者将选择适当的消费水平，使自身效用达到最大。
由此推导出消费水平可以记为如下函数形式：C=C（y，r）（1）其中C表示消费、高代表收入或财富之类的规模变量、r为储蓄的平均收益率。
(1)式表明，消费量取决于规模变量y和消费的机会成本变量r。
r变化对消费的总效应是替代效应与收入效应之和。
替代效应的产生是由于r变化改变了消费的机会成本（价格），从而引起现期消费与未来消费之间的替代，其方向应是负的，即消费量变化与利率变化的方向相反。
收入效应是指r变化使得收入发生同向变化，但这种同向收入变化对消费的影响却是可正可负的。
一般情况下，收入效应是正的，因为可以认为现期消费是某种意义上的“正常物品”，这样总消费效应的符号取决于替代效应和收入效应的相对大小，其方向是不确定的，其大小有待经验确定。
总之，从理论上讲，利率调整对消费效应的方向是不确定的，因而其大小很可能是不显著的，只有在比较特殊的情况下，才能断定升息减少消费，降息增加消费，但其程度还需要实证分析确定。
利率与消费之间是否存在着某种均衡关系? 国内学者肖刚(1996)认为，通过调整存款利率，对保持储蓄存款的稳定有比较明显的效果。
Eviews操作习题练习.
1.中国居民人均消费模型从总体上考察中国居民收入与消费支出的关系。
表2.1给出了1990年不变价格测算的中国人均国内生产总值（GDPP）与以居民消费价格指数（1990年为100）所见的人均居民消费支出（CONSP）两组数据。
表2.1 中国居民人均消费支出与人均GDP （单位：元/人）年份CONSP GDPP 年份CONSP GDPP 1978 395.8000 675.1000 1990 797.1000 1602.300 1979 437.0000 716.9000 1991 861.4000 1727.200 1980 464.1000 763.7000 1992 966.6000 1949.800 1981 501.9000 792.4000 1993 1048.600 2187.900 1982 533.5000 851.1000 1994 1108.700 2436.100 1983 572.8000 931.4000 1995 1213.100 2663.700 1984 635.6000 1059.200 1996 1322.800 2889.100 1985 716.0000 1185.200 1997 1380.900 3111.900 1986 746.5000 1269.600 1998 1460.600 3323.100 1987 788.3000 1393.600 1999 1564.400 3529.300 1988 836.4000 1527.000 2000 1690.800 3789.700 1989 779.7000 1565.900Eviews操作：File——new——workfileQuick----empty group录入数据：（1）画散点图Quick---group点击ok进入选择scatter，点击确定（2）OLS估计Quick—estimate equation得出输出结果如图：由输出结果可以看出，对应的回归表达式为：^^=-+503.6995 2.5706gdpp consp（-10.704）（53.47）2R=0.9927 F=2859.544 DW=0.5434（3）在consp=2000下模型的样本外预测方法首先修改工作文件范围将工作文件范围从1978-2000改为1978-2001确定后将工作文件的范围改为包括24个观测值，然后修改样本范围将范围样本改为1978 2001打开consp的数据文件，利用Edit+/-给consp的2001年观测值赋值为2000。