城镇居民储蓄存款模型
证券市场对我国城镇居民储蓄的影响分析
ＣＩ Ｐ 表示商品零售价格环比指数 ，用以衡量物价水平用 ；１ ｂ
度量 了当商品零售价格环 比指数变动一个单位 ， 储蓄的增加额 。
Ａ表示 Ａ股筹资额 ，用 以衡量证券市场对 资金 的吸纳程度 ， ｂ 度量 了当 Ａ股筹资额增 加一个单位 ， 储蓄 的增 加额 ， 也是本 文
的重点。
数 、 率 及 证 券 市场 的 资金 吸 纳 程度 对 我 国城 镇 居 民储 蓄 的 影 响 进 行 实证 分析 ， 出证 券 市 场 对居 民储 蓄 的 影 响 显 著 。 利 得
关键 词 ： 民储 蓄； 价 水 平 ； 券 市场 ； 率 居 物 证 利
中图分 类号 ：８ ０ ８ Ｆ３ ． ４
民储蓄存款 的制约因素 ： 收入 水平 ： ① 根据凯恩斯 的理论 ， 际消 边 费倾 向是递减 的 ， 随着收入 水平 的不 断提高 ， 边际 消费倾 向会越 来越低 ， 这样居 民的储 蓄就增 多了。因此收入 是影 响储蓄增长 的 重要因素 ， 收人 的变化会 直接决 定着储 蓄的变 化。在其他条件不 变的情 况下 ， 储蓄与可支 配收入 之间存在着 正方 向的变化关 系。 ②物价水平 ： 物价 水平会 导致居 民户 的消费倾 向的改变 ， 从而也 就会改变居民的储蓄倾 向。在货 币收入一定 的情况下 ， 物价水平 越高 ， 同消费水 平所需 支出 的货 币越 多 ， 相 能供储 蓄的货币就越 少。同时 ， 物价水平也决定 了实际利率 ， 在名义利率不变情 况下 ， 物价水 平的上涨会 导致实际利率下降 。因此 ， 物价上涨会导致储 蓄减少 。③ 利息率 ： 利率作 为消费的机会成本 也对 储蓄产生一定
Ｓ ３ ９ ６ ８ ２ ８ ５ Ｙ ２ ２１＂一 ５ ． ８ ＂ Ｐ～ ．１ １Ａ （ ） ＝ ０ ５ ． ＋ ． ２ ＂ ＋ ９ ．１ Ｉ３ ３ ８ ７ Ｃ Ｉ３１８ ＊ １ ３ ４ ０ （．８ １ （１ ６ １ （．５ ８ （２１８ ） （ ６ １４ ２１８ ） ４ ． ４ ） ０ ２ ） － ．８ ２ 一 ． ３ ） ９ ６ ４ Ｒ： ． ８ ＿ ’０９ ８ Ｆ ２ ５ ． ５ － ９ ＇０９ ７ ＝． ２ ９ ＝ ２ ３０ ２ Ｄ ２４在西方经济学理论 中有斯密西斯 的“绝对收人假说 ” 杜 森贝利 的“ 、 相对 收入假说 ” 以及莫迪 里亚
中国城乡居民储蓄存款的计量模型分析
中国城乡居民储蓄存款的计量模型分析
引言：
一、理论背景
居民储蓄存款的规模和变化受到多种因素的影响，包括个人收入、利率水平、通货膨胀预期、家庭负债水平等。
理论上，储蓄存款量应该与平均人均收入水平正相关，但可能与利率有负相关关系。
二、计量模型
建立一个计量模型可以帮助我们分析储蓄存款的影响因素及其关系。
一般来说，可以采用多元线性回归模型来分析储蓄存款与影响因素之间的关系。
储蓄存款量=β0+β1*人均收入+β2*利率+β3*通货膨胀预期+β4*家庭负债水平+ε
利率也是一个重要的影响因素，较高的利率可以鼓励居民将闲置资金存放在银行，从而增加储蓄存款的规模。
因此，我们预计利率与储蓄存款量呈正相关关系。
通货膨胀预期是另一个可能影响储蓄存款的因素，由于通货膨胀将导致消费能力下降，居民可能增加储蓄以应对未来的购买力下降，因此预计通货膨胀预期与储蓄存款量呈正相关关系。
最后，家庭负债水平也可能对储蓄存款产生影响。
过高的负债水平可能增加居民的压力，降低其储蓄存款的能力。
因此，我们预计家庭负债水平与储蓄存款量呈负相关关系。
三、数据和方法。
中国居民储蓄函数模型的实证分析
毛 肖雯 李默 洁 山 东大学威 海 分校 商 学院
【 摘 要】 改革 开放 三 十 余年 来 ，随 着 国民 收入 水平 的 持 续增 加 ，居 民储 蓄存 款 更是 出现 了持 续 上升 的 长期 态 势 。“ 储蓄 ，低 消 费 ” 高 的结 构 性 矛盾 下 ，分 析影 响我 国居 民储蓄 的诸 因素 及其 作 用 比例 显得 尤 为必 要 。 文章 基 于 １９９２至 ２００９年 统 计数据 ，运 用计量 经 济 学研 究 方 法 ， 得 到 我 国 居 民 储 蓄 函 数 模 型 ， 并 对 各 因 素 作 用 原 因 做 现 实 分 析 。 【 键 词 】 居 民 储 蓄 函 数 计 量 经 济 学 实 证 分 析 关 中图分 类号 ：Ｆ８ ２ ２ ３ ． ２文献标 识码 ：Ａ 文章编 号 ：１ ９ ４０ （ ０ ） ６ ２１ ． — ６７ ２ １ ｏ － ０１ ００ ｏ ２
Ｙ＝ｃ ＋ｃ ｛ ＋ｃ ｝ ＋ｃ ． ＋ｃ Ｘ４ ５ Ｘ５ ０ ｌ Ｘｌ ２ Ｘ２ ３ Ｘ３ ４． ＋ｃ ． 。
［】 １ 孙波 ． 国居 民储蓄 倾 向实 证研 究［Ｊ商业研 究 ，０４ 中 Ｊ． ２０． ［】 定祥 ． 国居 民储蓄 函数及 其误 差修 正模 型［ ． ２毛 我 Ｊ 运筹 与 管理 ，０３ ｊ ２０ ，
源的现值 、 人力资源投入产出比等， 对于高成本引进的重要人才， 应单独分
析其成本与其创造的收益 ， 以确定投资收益率 。
参考 文献 ：
企业还可以编制专门的人力资源报告一 人力资源投资报告和人力资 源变动报告。 前者反映企业在本期人力资产取得成本和人力资产开发成本， 该 项投 资通 常是与 企业 利润 的增 长成 正 比的 。 后者通 过 比较人力 资 源在 期初
第二节 自相关性
D-W检验原理简单，检验方便，是目前最常用 的自相关检验方法.Eviews软件在回归分析的输 出结果中直接给出了DW统计量的值。
在使用D-W检验时应注意以下几个问题：
（1）DW检验只能判断是否存在一阶自相关性。 （2）DW检验有两个无法判定的区域。如DW值落入该 两个区域时，一般改用其他检验方法来判断。 （3）如果模型的解释变量中含有滞后的被解释变量，例如：
t 2 t 2 t 2 n n n
(*)
et 2 ~
t 1
n
D.W . 2(1
ee ~~
t 2 n
n
t t 1
e ~
t 1
) 2(1 )
2
t
D.W . 2(1
ee ~~
t 2 n
n
t t 1
这里:
~~ et et 1 ~2 et
~2 et
三、自相关性的检验
基本思路:
序列相关性检验方法有多种，但基本思路相同：
首先， 采用 OLS 法估计模型， 以求得随机误差项的
~ ei “近似估计量” ，用
表示：
~ ˆ ei Yi (Yi ) 0ls
然后，通过分析这些“近似估计量”之间的相 关性，以判断随机误差项是否具有序列相关性。
1、残差图分析法
3、变量的显著性检验失去意义
在变量的显著性检验中，统计量是建立在参 数方差正确估计基础之上的，这只有当随机误差 项具有同方差性和互相独立性时才能成立。
其他检验也是如此。
4、降低模型的预测精度！（模型的预 测失效）
区间预测与参数估计量的方差有关，在 方差有偏误的情况下，使得预测估计不准 确，预测精度降低。 所以，当模型出现序列相关性时，它的 预测功能失效。
对新疆城镇居民储蓄存款影响因素的实证分析
式 中 Ｙ 为 可支 配 收入 ； Ｃ为 居 民消 费额 ； Ｓ为居 民储 蓄
存款总额 ； Ｂ为有价证券余额。其 中将居民储蓄存款与有价
证 券之 和视为 大储蓄 。
增加， 个人可 支配 收入越 高 ， 存续存 款就越 多 。
依 据所建 立 的理论 函数 ， 我们 用上述 新疆 统计 局发 表 的
２通货膨胀率。通货膨胀率带来商品价格的提高会使 ． 货币购买力下降， 而实物资产增值 。从而使居 民储蓄存款下
降 。因此 ， 货膨胀 率 与居 民储 蓄存款 额应该 是负 相关 。 通
数据进行实证检验 ：
第一， 对所需 数据 的选取 说 明 ：１城镇 居 民可 支配 收入 （） 数据用 Ｇ Ｐ代 替 ；２ 用城镇 居 民物价 消费指 数表 示物 价指 Ｄ （）
金 融在 线
对新疆城镇居 民储蓄存款影 响 因素的实证分析
黄 国强
（ 浙江 东方职 业技 术 学院 ， 江 温 州 ３ ５１） 浙 ２０ １
摘要：０ ７ ， ２０ 年 由食品拉动的物价结构性上涨， 给人们 生活带来一定的压力， 当然不可避免的会影响城镇居民储蓄。 央行连 续六 次提 高利 率 ， 多次提 高银 行存款 准备金 率 ， 并 意在 通过 提 高利 率吸 引存 款 ， 少货 币的 市场 流通量 ， 减 以达 到控制结构性物价上涨势头的 目 的。本文在现代储 蓄理论的基础上 ， 结合 中国新疆的实际情况， 修改假设 ， 增减变 量， 利用新疆统计局发表的数据作 出了新疆城镇居民储蓄存款的计量模型， 几个主要结论：１对于总量模型， （） 在其他
城乡居民储蓄存款余额影响因素分析
167城乡居民储蓄存款余额影响因素分析王星星作者简介：王星星（1992－），男，汉族，陕西，在读硕士研究生，内蒙古农业大学。
研究方向：农业经济管理。
（内蒙古农业大学内蒙古呼和浩特010018）摘要：在新经济条件下，我国的经济增长呈现出飞跃的趋势，人民的生活水平也在不断提高，经济从原来的中高速发展，转到了现在的平稳健康发展。
从而对于银行储蓄存款也有了很大的改善，在金融领域，国家对相应单位提出了更高更严格的要求。
本文采用计量经济学方法，运用Eviews 软件和回归分析对影响城乡居民储蓄存款余额的因素进行了分析，并且提供了一定的理论和实践依据。
关键词：城乡居民储蓄存款余额；影响因素；计量模型一、选题背景及意义（一）选题背景随着国家经济体制的不断完善，我国经济发生了翻天覆地的变化，人民的生活收入也有所改善，在近20年的时间里，城乡居民储蓄存款随之也上涨了很大的幅度，不断增加，由1996年的约3.8万亿上涨到了2015年的约52万亿（人民币）。
在这样如此良好的经济环境条件下，银行在金融领域市场中长期处于主体地位。
分析城乡居民储蓄存款余额的影响因素有利于社会经济快速稳步发展和人民生活的保障。
（二）选题意义党的十九大报告提出，需要加强深化金融体制改革，银行作为我国金融行业领域的支柱，要更好的发展自身范围内的基础业务来提升自身实力，如存款业务、贷款业务等。
因此，探究分析我国城乡居民储蓄存款余额的影响因素，不但可以清楚地了解城乡居民储蓄存款的目的意图和影响他们存款的因素，而且还能够对症下药促进储蓄，这对提升商业银行的发展水平，积极推动我国经济平稳快速健康增长有着深远的意义［1］。
二、选题变量设计对于城乡居民储蓄存款余额的影响因素有很多种，主要有内部因素和外部素。
内部因素主要有资本率、资产质量、资产规模等，外部因素一般是国家制度，经济发展水平，国家经济政策等［2］。
本文以外部因素为主，选取了我国城乡居民人民币储蓄存款余额作为研究的被解释变量y ，国内生产总值（x 1），城镇居民人均可支配收入（x 2），农村居民人均纯收入（x 3），居民消费价格水平作（x 4），作为本文研究的解释变量，所用数据来自于《中国统计年鉴》及国家统计局数据库。
四川省城乡居民储蓄存款影响因素的实证分析
四川省城乡居民储蓄存款影响因素的实证分析李波，41001946 摘要：储蓄率的高低对一国的经济发展有着重要影响。
自改革开放以来，我国经济呈现蓬勃发展趋势，与此同时，我国的居民储蓄也随之快速增长。
本文以四川省2001年至2010年城乡居民的存款数据为样本，引入居民人均可支配收入、存款利率、通货膨胀率、社会保障制度等四个变量建立多元线性回归方程，分析各个因素对城乡居民储蓄存款的影响程度，从而得出相应的简要结论。
关键词：城乡居民储蓄存款；居民人均可支配收入；存款利率；通货膨胀率；社会保障制度一、引言近年来，我国经济呈现蓬勃发展趋势，与此同时，我国的居民储蓄也随之不断快速增长，这一现象引起了国内外学者的广泛关注。
许多学者对我国居民储蓄存款的影响因素进行了大量的实证分析，然而，这些实证分析多着眼于全国居民的储蓄存款上，对地区和省市的城乡居民储蓄存款研究则相对较少。
事实上，由于各地区经济发展水平和教育水平的差异以及人们思想观念的不同，全国各省的城乡居民储蓄存款影响因素也可能会出现不同，即使是同一因素对各省的影响也可能会存在一定程度上的差异。
鉴于此，本文以四川省城乡居民储蓄存款为研究对象，实证分析其影响因素，以期充实已有的研究结果，为实证研究四川省城乡居民储蓄存款影响因素提供经验证据。
二、变量的选取及说明（1）被解释变量——城乡居民储蓄存款城乡居民储蓄存款是居民在一定时期内可支配的货币收入减去当期消费、投资和居民手持现金后存入银行等金融机构的个人存款。
在这里，选取以《中国统计年鉴》上四川省城乡居民储蓄存款（年底余额）为被解释变量。
（2）解释变量——居民人均可支配收入、存款利率、通货膨胀率、社会保障制度①居民人均可支配收入：反映居民家庭全部现金收入中能用于安排家庭日常生活的那部分收入。
在这里，数据选自《四川统计年鉴》上全省城镇居民人均可支配收入。
（注：由于无法找到全省城镇居民人均可支配收入在2001年至2004年的具体数据，只好对各市（州）的数据进行加总求和，然后求其算术平均数作为当年的全省城镇居民人均可支配收入。
银行储蓄存款利率模型分析
银行储蓄存款利率模型分析Modeling short rate and term structure by depositrate in China数学科学学院99级何治莉摘要目前,我国的利率还没有形成一个比较正规的体系，市场上也没有形成对利率的系统研究工具。
本文着眼于近二十年我国的存款利率数据，一方面对短期利率进行了分析，分析近二十年短期利率水平的变化规律，同时考虑宏观经济指标，研究扣除通货膨胀因素后实际利率的变化规律，分析考虑经济因素后的年（短期）利率风险状况。
为了分析投资结构，考虑每次利率调整时刻的远期利率结构，在进行直观分析的基础上用统计软件进行统计分析，对数据的不同期限结构进行分类，归纳出了利率的变化趋势,同时分析了对于投资的利弊，这一部分同样考虑了名义利率和结合宏观经济指标后的实际利率两种情况。
AbstractUp to now, there are no formal methodology for modeling the interest rate in China. Based on the past-20-year deposit interest rate quoted by the center bank of China, the paper will analyze the rates, find out the transformation law, compare with the economical index, study the real trend of short interest rate excluding the inflation rate and discuss the risk model of interest rate when including the economic factors. At the same time, we consider both the nominal interest rate and the real interest rate. Furthermore, we have done the analysis by statistic software, sorting the data from different term structure, and discuss the advantages and disadvantages of different term investment.关键字：名义利率、远期利率、利率期限结构、通货膨胀目录前言一．对数据的基本处理二．短期利率水平变化模型2．1．一年期名义利率的模型2．2．一年期实际利率的模型2．3．名义利率与通货膨胀的相关性分析三．期限结构分析3．1．名义利率的期限结构分析3．1．1．远期利率的构造3．1．2．远期利率的数据分析3．1．3．远期利率的走势分析3．2．实际利率的期限结构分析——实际利率的构造四．结论和后续工作致谢参考文献前 言二十多年的改革与发展，使中国的经济走上了一条持续高速发展的道路，而金融在当前经济生活中的地位和影响是空前的。
计量经济学论文
关于我国城镇居民储蓄存款模型的计量经济分析（我的姓名等信息就省略了啊呵呵）内容摘要：本文利用我国1978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，对我国城镇居民储蓄存款情况进行实证分析。
通过对该模型的经济含义分析得出各种主要因素对我国城镇居民储蓄存款数量的影响程度，并针对我国城镇居民存款储蓄现状提出自己的一些建议。
关键词：居民储蓄存款实证分析主要因素一、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，这有助于帮助大家认清现状，做出合理的决策。
虽然我们作为本科阶段的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、文献综述我国有很多学者建立了许多的储蓄模型来分析各因素对居民储蓄的影响程度,但分析结论的差异很大。
整理以前的研究成果,一个社会的储蓄总量受很多因数的影响，根据经典西方宏观经济学理论，储蓄水平主要受收入因数、利息率、物价水平、收入分配等因数的影响：1.收入因数收入是决定储蓄的重要因数，收入的变化会直接决定着储蓄的变化。
在其他条件不变的情况下，储蓄与可支配收入之间存在着正方向的变化关系，即居民的可支配收入增加，储蓄量增加；个人可支配收入减少，储蓄量减少。
对我国居民储蓄影响因素实证论文
对我国居民储蓄的影响因素的实证分析摘要：储蓄率是影响一国经济发展的重要因素，它的高低会对经济增长水平有着直接的影响。
自1978年改革开放以来，中国储蓄率随着经济增长和收入水平提高呈不断上升趋势。
对我国城镇居民储蓄的影响因素进行分析，可以帮助我们了解在当前拉动内需促进消费的途径，并让我们对当前中国的经济发展状况有更加深刻的认识。
本文以1979-2002年的城镇居民的数据为样本，引入居民收入，一年期储蓄利率，通货膨胀率，城镇居民基尼系数等4个变量建立回归方程，并对各因素对我国城镇居民储蓄率的影响程度并提出相关建议。
关键词：储蓄；回归；实证分析中图分类号：f832 文献标识码：a 文章编号：1009-0118（2012）-02-0-01一﹑问题提出背景自1978年改革开放以来，我国的居民储蓄随着经济的发展呈现出不断增长的态势。
高储蓄率对我国经济的进一步增长有着有利的一面,但同时也带来了一定程度的负面影响。
一方面，高储蓄率为我国经济增长提供了充足资金来源，是支持经济快速增长的重要因素，也为我国从容应对金融危机提供了保障。
然而高储蓄率也抑制了我国消费，导致内需不足，从而进一步抑制了我国经济稳定持续增长。
对我国城镇居民储蓄的影响因素进行分析，可以帮助我们了解在当前拉动内需促进消费的途径，并让我们对当前中国的经济发展状况有更加深刻的认识。
二﹑数据及模型建立本文选取了1979-2002年的数据,建立线性回归模型：y= 0+ 1x1+ 2x2+ 3x3+ 4x4+u三﹑模型数据分析利用eviews6.0软件对表1数据进行最小二乘估计结果如下：y=-0.3265+0.2527x1+0.0320x2+0.4719x3+1.3292x4+ur2=0.902429，修正 r2=0.881888,拟合优度较好，系数的符号也基本上符合经济意义。
（一）多重共线性检验结果中x1的p值=0.1309>0.05，x3的p值=0.0612>0.05都通不过t检验，在拟合优度较高情况下可能存在多重共线性。
城镇居民储蓄率的影响因素分析
城镇居民储蓄率的影响因素分析作者：***来源：《时代金融》2021年第13期摘要：本文通过建立计量模型对影响我国居民储蓄率的因素进行实证分析。
研究步骤如下：引入四个主要因素，建立储蓄函数，利用所选取的各年数据进行回归分析，最后运用统计和计量分析检验得出结论： GDP年度增长率和城镇居民基尼系数对居民存款储蓄率影响较小，而储蓄利率对居民存款储蓄影响较大。
关键词：居民储蓄率储蓄函数回归分析一、引言随着经济的快速发展，我国的居民储蓄率呈现出明显增长的趋势。
高储蓄率为我国经济增长提供了充足的资金。
然而，事物都有两面性，高储蓄率也带来了一些弊端，主要体现在：抑制了我国消费，导致内需不足，从而使得我国经济持续稳定增长的步伐减缓[1]。
为了能够更好地深入了解各种因素对于城镇居民储蓄率的直接影响，本文将以2002—2016年城镇居民数据为样本，引入了城镇居民基尼系数、城镇平均可支配收入增长率、一年期存款利率和GDP 年度增长率四个变量，并综合运用 EViews10 软件对被解释的变量城镇居民存款率进行回归分析。
二、文献综述曹志强、崔文俊认为，我国居民储蓄率不断升高主要是由经济增长所决定的，同时房价水平的不断提高也进一步促进了我国居民储蓄率的节节攀升[2]。
袁霓对居民储蓄的研究表明，老人抚养比、少儿抚养比对城镇居民存款率具有正向影响，对农村居民存款率的影响却是负向的[3]。
丁莹的研究表明，当前我国社会保障水平与居民储蓄率之间存在着负相关关系，即社会保障水平提高会降低居民储蓄率，但影响不明显[4]。
许傲对影响居民存款率的研究表明，人均可支配收入越高，居民存款所占的比重就会越高，即收入对存款的影响是正向的。
并且在人均可支配收入保持不变的前提下，通货膨胀率越高，人们的消费意愿以及消费能力就会下降，相对存款的部分就会降低[5]。
三、变量选择许多因素都能影响居民储蓄率。
根据西方经济学的相关理论，人们的储蓄水平主要受到利率、居民可支配收入、物价水平等因素的影响。
居民存款储蓄余额影响因素的计量分析——基于扩展的柯布-道格拉斯模型
居民存款储蓄余额影响因素的计量分析
— —
基于扩展 的柯布一 道格拉斯模 型
６ １ ０ １ １ ０
陈姝 静
四 川 师范 大 学经 济 与 管理 学 院 四 川成 都
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 ， 以居 民收入水平 、存 款利率 、通货 膨胀率和 基尼 系数 四 方 面作 为影 响居 民储 蓄 存 款 余 额 的主 要 因 素 ， 基 于 柯 布 一道 格 拉 斯 函 数 和 弹性 理 论 ， 利 用近期２ ０ ０ ２ ＿ 一 ２ ０ １ １ 年 数据 ， 分 析 这些 因素对居 民储蓄存款 余额的具体影响程度 。 关键 词 ： 居 民存 款 储 蓄 余 额 ； 柯 布 一道格 拉 斯 函数 ； 计量 分 析 居 民储蓄存款余额 ： 指某一时点城乡居 民存入银行及农村信 扩展 的柯布一 道格拉斯模型 ： 用社的储蓄金额 ， 包括城镇居 民储蓄存款和农 民个人储蓄存款， 不 Ｉ ｎＹ＝８ Ｌ Ｉ ｎ ｘ ｌ ＋ｐ ２ Ｉ ｎ ｘ １ ＋ｐ Ｉ ｎｘ ３ ＋ｐ ４ Ｉ ｎ ｘ ４ ． 包括居 民的手存现 金和工矿企业 、部 队、机关 、团体等 单位存 ｐ １ 是储蓄存款余额的收入弹性 ； ｐ ２ 是储蓄存款余额的利率 款； 具体指居 民在 某一时点上在银行和其它金融机构的本 、外币 弹性 ； Ｄ ３ 是储蓄存款余额 的通货膨胀率弹性 ； ｐ ４ 是储蓄存款余额 储蓄存款总额 ， 包括活期存款和定期存款。 的基 尼系 数 弹性 。 改革 开放 ３ ０ 多 年 以来 ， 我 国 国 民经济持 续快 速 发展 ， 居 民 通过Ｅ ｖ ｉ ｅ ｗｓ ６ ． Ｏ 软件 ， 可求得具体参数。 的收 入 水 平有 了 较大 的提 高 ， 储 蓄 存款 余额 不 断增 加 。城 乡 Ｉ ｎＹ＝１ １ ２ ２Ｉ ｎ ｌ 一０ ３ ３ ２Ｉ ｎ ２ ＋Ｏ ． ０ ０ ６Ｉ ｎ ３ ＋Ｏ ３ ４ ５ １ ｎ ４ 居 民储 蓄 存款 总 额 由 １ ９ ７ ８ 年底 ２ ｌ ０． ６ ０ ＂ ￣ Ｌ元增 加 到 ２ ０ １ １ 年 底 （ ｔ ＝ ４ １ ． ４ ２ ） （ ｔ 一６ ． ０ １ ） （ ｔ ＝ ０ ． ０ ３ ） （ ｔ ＝ １ ． １ １ ）
中国城乡居民储蓄存款影响因素分析
中国城乡居民储蓄存款影响因素分析发布时间：2021-01-22T02:16:23.933Z 来源：《中国科技人才》2021年第2期作者：侯萌[导读] 中国城乡居民储蓄存款是衡量城乡居民生活状况的重要指标，对我国城乡居民储蓄存款影响因素进行分析是有必要的。
本文首先结合国内外相关文献确定影响城乡居民储蓄存款总量的因素，将其作为回归模型的解释变量,居民储蓄存款则作为回归模型的被解释变量。
构建回归模型并对模型进行检验，确定能够显著影响居民储蓄率的因素，从而使政府能够制定相应的能够降低居民储蓄率和调整居民消费的政策。
侯萌四川大学经济学院四川成都 610000摘要：中国城乡居民储蓄存款是衡量城乡居民生活状况的重要指标，对我国城乡居民储蓄存款影响因素进行分析是有必要的。
本文首先结合国内外相关文献确定影响城乡居民储蓄存款总量的因素，将其作为回归模型的解释变量,居民储蓄存款则作为回归模型的被解释变量。
构建回归模型并对模型进行检验，确定能够显著影响居民储蓄率的因素，从而使政府能够制定相应的能够降低居民储蓄率和调整居民消费的政策。
关键词：储蓄存款；多元回归；计量经济一、引言近年来中国经济步入高速发展的快车道，国民过上越来越好的生活，居民手里面的钱也越来越多，所以居民储蓄率也随之持续快速增长。
中国城乡居民选择储蓄主要是为应对医疗、教育、购房以及养老这四大难题。
首先，我国养老制度虽然随着国家的发展逐渐完善，但制度仍然不够健全。
其次，我国仍存在看病难、看病贵的问题，现存的医疗保险制度并没有使城乡居民的利益完全受到保障，政府对医疗卫生的投入增长缓慢。
医疗制度的不完善加重了城乡居民的负担并且加剧贫富差距。
最后，自古以来中国人就恪守着勤俭节约这一教诲，不论怎样都会根据自己偏好的比例，在取得的收入中抽取部分进行储蓄以备不时之需。
二、变量选取与模型构建（一）影响因素结合相关的国内外文献以及考虑我国的宏观环境实际情况，可以得出居民可支配收入、居民消费价格指数、名义利率、实际利率、通货膨胀率、和虚拟变量社会保障制度等影响我国城乡居民储蓄存款的因素。
实验四 自相关性的检验及修正
实验四自相关性的检验及修正一、实验目的掌握自相关性的检验与处理方法。
二、实验学时：2三、实验内容及操作步骤建立我国城乡居民储蓄存款模型，并检验模型的自相关性。
1.回归模型的筛选2.自相关的检验3.自相关的调整四、实验要求利用表5-1资料，试建立我国城乡居民储蓄存款模型，并检验模型的自相关性。
【实验步骤】（一）回归模型的筛选⒈相关图分析SCAT X Y相关图表明，GDP 指数与居民储蓄存款二者的曲线相关关系较为明显。
现将函数初步设定为线性、双对数、对数、指数、二次多项式等不同形式，进而加以比较分析。
⒉估计模型，利用LS 命令分别建立以下模型 ⑴线性模型： LS Y C Xx y4516.17579.62251ˆ+-= =t (-9.5629) (33.3308)2R ＝0.9823 F ＝1110.940 S.E ＝15601.32 ⑵双对数模型：GENR LNY=LOG(Y) GENR LNX=LOG(X) LS LNY C LNXx yln 7452.159996.0ˆln +-= =t (-1.6069) (31.8572)2R ＝0.9807 F ＝1014.878 S.E ＝0.1567 ⑶对数模型：LS Y C LNXx yln 4.1709151035947ˆ+-= =t (-10.2355) (11.5094)2R ＝0.8688 F ＝132.4672 S.E ＝42490.60 ⑷指数模型：LS LNY C Xx y001581.05657.9ˆln += =t (55.0657) (11.2557)2R ＝0.8637 F ＝126.6908 S.E ＝0.4163 ⑸二次多项式模型：GENR X2=X^2 LS Y C X X220378.08476.7754.16271ˆx x y++-= =t (-2.4325) (6.1317) (7.8569)2R ＝0.9958 F ＝2274.040 S.E ＝7765.275 ⒊选择模型比较以上模型，可见各模型回归系数的符号及数值较为合理。
DW检验的局限性与模型的高阶自相关检验
DW检验的局限性与模型的高阶自相关检验赵卫亚2012-8-3 9:39:05 来源：《统计与决策》2004年第1期作者简介：赵卫亚杭州商学院由于经济发展的连续性所形成的“惯性”，使得许多经济变量的前后期值之间是相互关联的。
经济发展的这种惯性作用，使得利用时序数据建立计量经济模型时经常会遇到“自相关性”的问题，即模型中随机误差项的各期值之间存在着较强的相关关系。
自相关性的存在将会增大模型系数的估计误差，降低统计检验的可靠性和预测的精度。
因此，进行计量经济分析时一般都要检验模型是否存在自相关性，并根据自相关性的类型采取相应的解决方法。
一、DW检验及其局限性由Durbin和Watson提出的DW检验是检验自相关性的一种经典方法。
DW统计量为：1 / 11DW检验因其原理简单，计算方便，许多统计分析软件在建立模型时也将DW统计量值作为基本统计量直接输出，所以DW检验现已成为检验自相关性的一种最常用的方法。
但是目前人们在使用过程中经常会出现两个问题：一是将DW检验作为检验自相关性的唯一标准，模型一旦通过了DW检验，则认为模型已不存在自相关性；二是认为自相关性主要是一阶自相关性，所以当DW检验结果表明模型存在自相关性时，认为只要对模型进行一阶广义差分变换（有的甚至只进行一阶差分变换）就可以消除模型中的自相关性。
实际上DW检验也存在着一些局限性，其主要表现在以下三个方面。
（一）DW检验只能用于检验一阶自相关性虽然很多经济现象仅表现为本期与上期相关，但是更多的是与多期相关，即存在所谓的“高阶自相关性”：2 / 11所以，如果经DW检验模型存在自相关性，则表明模型至少存在一阶自相关性，很可能还存在着高阶自相关性。
同理，如果模型通过了DW检验，即DW统计量的值接近于2，则只说明不相关，模型不存在一阶自相关性，但并不同时意味着模型不存在高阶自相关性，还需要进行高阶自相关性检验。
也就是说，即使模型通过了DW检验，也不能断然得出“模型不存在自相关性”的结论。
中国城乡居民储蓄存款模型(自相关性检验)
中国城乡居民储蓄存款模型(自相关性检验) 表5.3.1列出了我国城乡居民储蓄存款年底余额(单位：亿元)和GDP指数(1978年=100)的历年统计资料，试建立居民储蓄存款模型，并检验模型的自相关性。
我国城乡居民储蓄存款与GDP指数统计资料
使用普通最小二乘法估计模型，得
该回归方程的判定系数很高，回归系数很显著。
对样本量n=21，一个解释变量的模型，在
5%的显著水平下，查DW表可知，d L =1.22，d u =1.42，得到DW <d L ,说明模型中存在自相关。
这一点也可以从残差图中看出，该模式的残差图和散点图分别如下：
在残差图中，残差随着时间的变化逐次有规律的变化，先为负再为正最后为负，说明残差项存在一阶的正相关，模型估计得到的t 估计量和F 估计量不可靠，需要统计补救措施。
对原有模型进行广义差分变换得：Yt-0.9025Yt-1=B1（1-0.9025）+B2（Xt-0.9025Xt-1）+Vt 令Yt*=Yt-0.9025Yt-1 Xt*=Xt-0.9025Xt-1
使用普通最小二乘法估计模型得回归方程为：
Yt*=30.2955+0.0064Xt* Se=(3.432 9) (0.0006)
T =(8.8251) (10.4894) R^2=0.8594
F=110.0268 DW=1.7856
查表知道，对于样本容量为20的5%显著水平DW，Dl=1.20，Du=1.41。
由于DW> Du,所以模型中已经没有序列相关。
一个较理想的储蓄存款发展趋势预测模型
1984 1 3
.
1985 1
.
1986 2
.
198 7 5
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198 9 0
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1990
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年 我 国 城 乡居 民 储 蓄 存 款 末 余 额 有
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综 上 从理 论上 可以 说 明 曲线拟 合的效果是 好的 所 求得的 模型 较 为理想
(作 者 单 位
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国 家 将 制定 一 系 列 新 的 经
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国 家有 关部 门最近 制定 了 一系列 新 的经 济调控政 策 规 定 贷 款 总 规 模 的 专 业 贷款 限 额 对 信 贷 进 行 弹 性 分 配 防 止 出 现 信 贷 膨 胀 新建
5
,
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1980一 198 9
年 我 国城 乡居 民储蓄存 款 年末余 额 的统 计资料 应 用最 小二
,
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乘法 建 立 了 我 国 城 乡 居 民 储 蓄 存 款发 展 趋 势 预 测 模 型 并 对 我 国 近 期
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、
我国城镇居民储蓄影响因素分析
我国城镇居民储蓄影响因素分析摘要：改革开放以来我国经济快速发展，基于我国1990年至2007年的统计数字建立起城镇居民储蓄的模型，运用相关计量经济学理论及回归分析知识建模并进行统计以及经济意义上的检验，文章研究了我国城镇居民储蓄存款情况，并得出了最终确定的各因素对城镇居民存款的影响程度，并针对模型所反映出的城镇居民储蓄状况提出自己的一些看法及意见。
关键词：城镇居民储蓄存款主要影响因素利率通货膨胀率1 提出问题1979年之后，我国的经济呈现蓬勃发展趋势，与此同时我国居民的储蓄也随之快速增长。
进入90年代后，我国居民储蓄额的增长上升到一个新的阶层，保持着两位数的速度增长。
这一现象引起国内各经济学家及政府的广泛关注。
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。
凡事都有两面，尤其是出现好的迹象时，政府就更应该关注到其中隐藏的弊端。
所以国家制定并实施了一系列相关财政及货币政策来控制我国的居民储蓄存款的增长态势，虽说这些政策都起到一些刺激消费，增加居民投资的作用，但是居民存款额依然居高不下。
不管从宏观还是微观来分析，我国居民存款额都直接影响到我国的国民经济运行及整个经济的发展，所以对我国居民存款的问题进行研究是必不可少的，而且十分重要。
我们可以运用研究的结果来分析现状并制定正确的应对方针。
虽然我在这方面算不上研究的很深入及透彻，但是我将我所学的所有知识运用到这次建模当中，并且用心的进行每一个研究阶段——从数据的收集到分析再到检验以及最后的结论得出。
最后得到的收益不仅仅是最终的最佳模型以及结论，还有通过建模自身感触到的：任何一个结论的得出都需要实际操作与理论的结合、严谨的思考。
2 变量选择分析其实之前有很多学者就这一问题建立过模型，并且分析了各因素对城镇居民储蓄的影响，但是分析的差异很大，仁者见仁，智者见智。
确实在当今社会，经济这一方面涉及的概念广，任何一个理论，任何一个模型都可以引起很多不同的看法及分析。
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关于我国城镇居民储蓄存款模型的计量经济分析内容摘要：本文利用我国1978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，对我国城镇居民储蓄存款情况进行实证分析。
通过对该模型的经济含义分析得出各种主要因素对我国城镇居民储蓄存款数量的影响程度，并针对我国城镇居民存款储蓄现状提出自己的一些建议。
关键词：居民储蓄存款实证分析主要因素一、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，这有助于帮助大家认清现状，做出合理的决策。
虽然我们作为本科阶段的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。
b5E2RGbCAP二、文献综述我国有很多学者建立了许多的储蓄模型来分析各因素对居民储蓄的影响程度，但分析结论的差异很大。
整理以前的研究成果，一个社会的储蓄总量受很多因数的影响，根据经典西方宏观经济学理论，储蓄水平主要受收入因数、利息率、物价水平、收入分配等因数的影响：plEanqFDPw1.收入因数收入是决定储蓄的重要因数，收入的变化会直接决定着储蓄的变化。
在其他条件不变的情况下，储蓄与可支配收入之间存在着正方向的变化关系，即居民的可支配收入增加，储蓄量增加；个人可支配收入减少，储蓄量减少。
可支配收入是指居民户在支付个人所得税之后，余下的全部实际现金收入。
DXDiTa9E3d2.利息率传统经济学认为，在收入即定的条件下，较高的利息率会使储蓄增加。
在本文中，我们选用的利息率是根据当年变动月份加权平均后的一年期储蓄存款加权禾U率。
RTCrpUDGiT3.物价水平物价水平会导致居民户的消费倾向的改变，从而也就会改变居民户的储蓄倾向。
本文用通货膨胀率来考察物价水平对储蓄率的影响。
5PCzVD7HxA4.收入分配凯恩斯认为，收入分配的均等化程度越高，社会的平均消费倾向就会越高，社会的储蓄倾向就会越低。
在国际上，衡量收入分配平均状况最常用的指数是基尼系数。
jLBHrnAlLg三、变量的选取及分析目前我国正处于改革时期，各种不确定性因素很多。
因而，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。
这说明，我们的微观经济层面已生长出一种内在的约束机制，然而社会各个方面对这些积极的因素还很不适应，微观主体内在约束机制较强与宏观经济市场传导机制不畅之间的矛盾，导致了投资行为受阻、消费行为审慎和储蓄持续稳定增长。
当前影响我国居民储蓄的因素有很多，概括起来有以下几点：居民对社会经济形势的预期、可选择的投资渠道、信贷消费的发展、利率因素的影响、"假性"存款的影响、消费领域的信用等级、高收入阶层消费状况、就业形势压力、体制改革、居民收入水平等。
XHAQX74J0X由于我现在的时间和能力有限，只能综合考虑，选取一部分变量进行研究，而且为了方便查找数据，只建立我国城镇居民储蓄存款模型进行研究。
本文选用当年的收入增长率来考察收入因数对储蓄率的影响。
用城镇居民的储蓄率作为被解释变量。
另外还选取了中国1979年到2002年的各年的城镇居民收入的基尼系数、一年期储蓄利率和通货膨胀率作为解释变量。
LDAYtRyKfE四、数据及处理本文模型数据样本为从1979-2002年。
年份城镇居民储蓄率城镇居民收入增长率一年期储蓄利率通货膨胀率城镇居民基尼系数19790.06368087 0.264869934 3.78 0.02 0.1619800.08740586 0.220385089 5.04 0.059804 0.1519810.07093626 0.104176446 5.4 0.024052 0.1519820.08105586 0.139165412 5.67 0.01897 0.1519830.09963501 0.093723563 5.76 0.015071 0.1619840.13025584 0.245357008 5.76 0.027948 0.1919850.15161502 0.184241122 6.72 0.08836 0.1919860.17454542 0.280700971 7.2 0.060109 0.219870.2175453 0.167515864 7.2 0.072901 0.2319880.17862152 0.219728929 7.68 0.185312 0.2319890.2721202 0.199827095 11.12 0.177765 0.2319900.32760614 0.123579703 9.92 0.021141 0.2419910.31032443 0.163667824 7.92 0.028888 0.2519920.3016907 0.228819425 7.56 0.053814 0.2719930.3199061 0.311233327 9.26 0.131883 0.319940.42486435 0.397210898 10.98 0.216948 0.2819950.44898036 0.261076104 10.98 0.147969 0.2819960.40903477 0.198208003 9.21 0.060938 0.2919970.30935015 0.127739779 7.17 0.007941 0.319980.25777978 0.108852141 5.02 -0.026 0.29519990.21234608 0.134557035 2.89 -0.02993 0.320000.1239205 0.125688358 2.25 -0.01501 0.3220010.24155306 0.14364071 2.25 -0.0079 0.3320020.29897822 0.173106495 2.03 -0.01308 0.319数据来源：各年份的《中国统计年鉴》注：丫代表城镇居民储蓄率X1代表城镇居民收入增长率X2代表一年期储蓄利率X3代表通货膨胀率X4代表城镇居民基尼系数五、模型及处理基于以上数据，建立的模型是：Y=B 1+ B 2X1 +B 3X2+B 4X3+B 5X4+uBl度量了截距项，它表示在没有收入的时候人们也要花钱消费，储蓄率为负B2度量了当城镇个人可支配收入率变动1%时，储蓄增长率的变动。
B3度量了当利率变动一个单位，其实也就是1%时，储蓄的增量的变动。
B4度量了当通货膨胀率变动一个单位，储蓄增量的变动。
B5度量了基尼系数对储蓄率的影响。
这也是本文的重点变量。
u是随机误差项。
对丫做回归利用eviews最小二乘估计结果如下Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.C -0.264646 0.045525 -5.813154 0.0000X1 0.317426 0.175678 1.806864 0.0875X2 0.024054 0.003688 6.523093 0.0000X3 0.024476 0.205508 0.119099 0.9065X4 1.127523 0.149318 7.551127 0.0000R-squared 0.897971 Mea n depe nde nt var 0.234065Adjusted R-squared 0.875298 S.D. depe nde nt var 0.116109 zzz6ZB2LtkS.E. of regression 0.041002 Akaike info criterion -3.360748 dvzfvkwMI1 Sum squared resid 0.030260 Schwarz criterio n -3.113901 rqyn14ZNxiLog likelihood 43.64860 F-statistic 39.60525Durbi n-Watson stat 1.541473 Prob(F-statistic> 0.000000 EmxvxOtOco根据以上结果，初步得出的模型为Y=-0.264646+0.317426X1+0.024054X2 +0.024476X3+1.127523X4. sixE2yXPq51.经济意义的检验该模型可以通过初步的经济意义的检验，系数的符号符合经济理论。
2.统计检验从表中可以看出，显然通货膨胀率的系数通不过T检验，R2=0.897971，2值为0.875298，模型的拟合情况较好。
F检验的值为39.60525，整个模型对储蓄率的增长影响是显著的。
6ewMyirQFL3.多重共线性的检验从F值可知此模型整体显著，但是分析各个变量后发现X1和X3不显著，可能存在多重共线性，运用消除多重共线性的逐步回归方法我们可以得到要放弃X3 这个变量，重新做回归分析得到：kavU42VRUsY=B 1+ B 2X1 +p 3X2+B 5X4JVariable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.C -0.271487 0.041322 -6.570056 0.0000X1 0.314787 0.113799 2.766177 0.0119X2 0.024487 0.003178 7.704986 0.0000X4 1.145280 0.137886 8.305987 0.0000R-squared 0.897094 Mean depe nde nt var 0.229740Adjusted R-squared 0.881658 S.D. depe nde nt var 0.115517 y6v3ALoS89S.E. of regressio n 0.039739 Akaike info criterio n -3.461967 M2ub6vSTnP Sum squared resid 0.031583 Schwarz criterio n -3.265624 0YujCfmucwLog likelihood 45.54360 F-statistic 58.11739Durbi n-Watson stat 1.556309 Prob(F-statistic> 0.000000 eUts8ZQVRd从新模型的整体效果来看，R值和F值都很好，而且各个变量的t统计量也表明各个变量对储蓄率的增长都有显著影响。