计量经济论文-我国城镇居民储蓄存款影响因素分析

98.50 99.20 98.70 99.90 102.80 100.80 101.00 103.80 105.90 98.80 103.10 104.90
434.00 437.00 433.50 438.70 455.80 464.00 471.00 493.60 522.70 519.00 536.10 565.00
4
F-statistic Prob(F-statistic)
643.3489 Durbin-Watson stat 0.000000
2.289440
5.1 相关性检验
R2=0.996283,调整的 R2=0.994735 表明方程拟和度很高，F 统计量也明显显著 表明模型,总体是显著的。
5.2 经济意义上的检验：
X1
X2
X3
0.777284
882.403
X4
X5
R2
0.991575
(41.79740) (1.31197)
我国城镇居民储蓄存款影响因素分析 1 问题提出
近年来，随着中国经济的飞速发展，一直保持在高水平上的中国储蓄率受 到了越来越多国内外经济学家的关注。高储蓄率给我国经济发展带来充裕资金来 源，是支持经济快速增长的重要因素。更为重要的是，源源不断的资金流保证了 金融机构的流动性，增强了银行的稳定性。与此同时,也给我国经济发展带来前 所未有的挑战，因为，过高的储蓄,必然伴随着投资或消费的不足。所以对影响 居民储蓄的主要因素进行分析,才能在制定宏观政策上采取适当的措施使储蓄率 保持在一个适当的水平，促进经济增长。本文利用我国1992年以来的统计数字建 立了可以通过各种检验的城镇居民储蓄率的模型。探讨中国居民储蓄行为的规 律，找出主要决定因素，并在此基础上对储蓄的变化趋势做初步预测，成为 确定本论文研究题目的宗旨之一。
0.996283 Mean dependent var 0.994735 S.D. dependent var 6134.816 Akaike info criterion 4.52E+08 Schwarz criterion -178.8829 Hannan-Quinn criter.
109415.8 84546.17 20.54255 20.83934 20.58347
1.000000
-0.583171
-0.193813
X4
0.835329
-0.269387
-0.583171
1.000000
0.675972
X5
0.859121
0.206727
-0.193813
0.675972
1.000000
由相关系数矩阵可以看出：X1 与 X4、X5 的相关关系数较高，存在多重共线性。
3 经济理论陈述 3.1收入水平
收入水平是影响储蓄的主要因素之一，由于居民可支配收入数据的不可获得 性，本文将国内生产总值（GDP） 作 为 衡 量 居 民 收 入 水 平 的 指 标 。 只 有 收 入 达 到 一 定 水 平 之 后 才 能 进 行 储 蓄 ， 而 且 根 据凯恩斯的理论，边 际消费倾向是递减的，收入水平越高，边际消费倾向越低，消费越少，储蓄 越多。
由 C=123353.9，C1=0.908111，C2=-784.9414，C3=-743.3196 C4=-165.1074 C5=-0.88520可以看出，模型符合经济意义。
5.3 显 著 性 检 验
根据查询 t 分布表得：t0.025（14）=2.145，可见 X1，X3，X4，X5 的 t 统计 量绝对值均大于 2.160，但是 X2 的 t 统计量绝对值小于 2.160。所以推断模型 中解释变量可能存在多重共线性。
2
物价水平也可以影响储蓄和消费，物价水平越高，相同消费水平所支出的 货币就越多，在货币收入一定的情况下，能供储蓄的货币就越少。同时，物 价水平决定了实际利率，既定的名义利率下，物价水平与实际利率负相关。 3.4通 货 膨 胀 率
是货币超发部分与实际需要的货币量之比,用以反映通货膨胀、货币贬值的 程度；而价格指数则是反映价格变动趋势和程度的相对数。在实际中,一般不直接、 也不可能计算通货膨胀,而是通过价 格 指 数 的 增 长 率 来 间 接 表 示 。 由 于 消 费 者 价 格 是 反 映 商 品 经 过 流 通 各 环 节 形 成 的 最 终 价 格 ,它 最 全 面 地 反映了商品流通对货币的需要量,因此,消费者价格指数是最能充分、全面反 映通货膨胀率的价格指数。目前,世 界 各 国 基 本 上 均 用 消 费 者 价 格 指 数 (我 国 称 居民消费价格指数),也即 CPI 来反映通货膨胀的程度。
X3
-743.3196 337.7354 -2.200893 0.0481
X4
-156.1074 65.00809 -2.401354 0.0334
X5
-0.088520 0.030271 -2.924291 0.0127
来自百度文库
R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood
121.70 339.00 3690.62
1995 29622.30 60793.03 2.63
114.80 396.90 3474.28
1996 38520.80 71176.59 3.22
106.10 429.90 9842.39
1997 46279.80 78973.03 3.47
100.80 441.90 17529.24
1
响。居民消费支出。居民消费支出对储蓄存款的影响比较微妙：当居民的收 入不变时，消费支出增加了，可以用来储蓄的资金自然会减少；另一方面， 居民消费支出也受到收入的影响，所以，把可支配收入和居民消费支出同时 引进回归方程时，会引起复共线性；最后，居民消费支出还受到通货膨胀及 其预期的影响。总而言之，把居民消费支出引进方程时，要十分谨慎。鉴于 数据的可得性，本文用社会消费品零售总额表示居民消费支出。关于金融投 资渠道及收益，一方面，我国居民的金融投资意识越来越强；另一方面，随 着我国证券市场的发展，可供居民选择的投资渠道越来越多，如股票、国债 以及多种多样的基金等金融资产不断进入居民的资产组合之中。本文选取相 应期间股票指数来反映金融投资对储蓄存款的影响。居民储蓄存款总额是我 国评价经济运行情况的一个重要总量指标，它与许多宏观经济指标之间都存在 着密切联系。为了解释居民储蓄变动的原因，有必要引进居民储蓄函数，从 数量上分析相关变量对居民储蓄变动的影响。
居民储蓄存款的变动直接受到可支配收入和储蓄率的影响，而储蓄率的变化 受到以下因素的影响：通货膨胀率以及通货膨胀预期造成实际利率的变化，居 民消费支出、房地产投资、金融投资收益及渠道的变化。我国居民的平均边 际消费倾向是缓慢下降的，所以，个人可支配收入越大，储蓄存款增加越多； 反之也成立。实际利率。我国居民存款对名义利率下调的利率弹性小，而对 名义利率上调的弹性大；而样本期间的绝大多数时间里，我国名义利率是下 降 的 且 在 调 整 以 前 名 义 利 率 是 不 变 的 ， 所 以 从 实 际 情 况 来 看 ， 我 国居民存款 变化受到名义利率变化的影响很小，主要受到通货膨胀引起的实际利率变化的影
的股市是20世纪90年代初才刚刚起步，上海证券交易所是1990年成立，深圳证券
交易所是1991年成立，成立初期的股票市值未必能够真实反映实际的情况，因而
选取1994年以后的数据。
年份 居民储蓄
国内生产总 值
一年期定 期存款利 率 Rate
零售价格 消费物价指 股票市价总
指数 RPI 数 CPI
市值
1994 21518.80 48197.86 10.98
2 经济现状综述
居民储蓄的快速增长，成为我国经济发展的主要资金来源，但过高的储 蓄，必然伴随着投资或消费的不足。所以对影响居民储蓄的主要因素进行分 析，才能在制定宏观政策上采取适当的措施，使储蓄率保持在一个适当的水 平，促进经济增长。可我国的资本存量已经远远超过了黄金律水平。也就是 说，当前我国的储蓄率和投资水平已经偏高，而消费率则偏低。所以我们应 该降低储蓄率，减少投资，把收入的更大份额用于消费，这样就会立即提高 消费水平，并最终达到更高消费水平的稳定状态。
Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
C
123353.9 49798.26 2.477073 0.0291
X1
0.908111 0.041953 21.64574 0.0000
X2
-784.9414 765.9189 -1.024836 0.3257
5.4.2 采用逐步回归的方法，检验和解决多重共线问题。分别作 Y 对 X1、X2、
X3、X4、X5 的一元回归，结果如下：
变量
X1
X2
X3
X4
X5
参数估计值 0.773994
2866.652
-3890.952
1120.180
0.714763
T 统计量 R2
41.08180 0.990609
0.409813 0.010388
5.4 多重共线性检验
5.4.1 计算个解释变量的相关系数，得到相关系数矩阵：
X1
X2
X3
X4
X5
X1
1.000000
0.133362
-0.274705
0.835329
0.859121
X2
0.133362
1.000000
0.608336
-0.269387
0.206727
X3
-0.274705
0.608336
1.301249 0.095700
6.002331 0.692473
5.906357 0.685566
5
调整的 R2 0.990022
0.051463
0.039182
0.673253
0.665914
其中 X1 得到调整的 R2 最大，以 X2 为基础，顺次加入其他变量逐步回归。结果 如下：
变量
X1 X2
4 模型设定
4.1 模型方程：Y= C+C1X1+C2X2+C3X3+C4X4+C5X5+U 其中, Y 为居民储蓄总额, X1为国内生产总值, X2为一年期存款利率,X3为
零售物价指数,X4为消费物价指数，X5为各期股市市值, 。
4.2 数据的收集
本文采用的是1995年-2011年的数据，所有数据来源于国家统计局。介于中国
3.2利 率 水 平
利率作为消费的机会成本也会对储蓄产生影响， 从 理 论 上 说 利 率 水 平 越 高 ， 消 费 的 机 会成本就越大，居民就会压缩当前消费，增加储蓄。 反之，利率水平越低，消费的机会成本就越小，当前消费就会增加，储蓄就 会减少。本文采用一年期存款利率水平作为指标。
3. 3 物价水平
48090.94 43522.20 38329.13 42457.72 37055.57 32430.28 89403.89 327141.00 121366.43 243939.12 256423.00 214758.10
5 模型的估计与调整 回归结果:
Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 12/20/13 Time: 08:37 Sample: 1994 2011 Included observations: 18
1998 53407.47 84402.28 2.52
97.40 438.40 19521.81
1999 59621.83 89677.05 2.39
97.00 432.20 26167.18
3
2000 64332.38 99214.55 2.25 2001 73762.43 109655.17 1.98 2002 86910.65 120332.69 1.98 2003 103617.65 135822.76 2.25 2004 119555.39 159878.34 2.25 2005 141050.99 184937.37 2.25 2006 161587.30 216314.43 4.59 2007 172534.19 265810.31 5.67 2008 217885.35 314045.43 8.33 2009 260771.66 340902.81 9.00 2010 303302.49 401512.80 2.50 2011 343635.89 473104.05 3.50