中国城乡居民储蓄存款的计量模型分析

元。人均收入对储蓄的影响由上可知并不是特别明显，但由于其波动的空间较大，所以收入 对储蓄的影响其实是较大的。 上一期的储蓄对本期储蓄的影响较大， 证明居民都有明显的储 蓄习惯问题的存在。 §6 模型的优缺点及改进 模型的优点在于，模型设立的相对简单变量选取了较为主要的因素变量，使得模型能够 很大程度上保证它的正确性，数据也采用了准确真实的数据，且样本较为多，模型中也用到 了很多的检测方法，使模型不断地精确优化。 相对地，模型的缺点就在于变量并是考虑的很多，还有一些因素没有考虑进去，如利率 对储蓄额的影响等等。还有救是不可避免的一些统计误差都会给模型带来少许的误差。 在改进方面， 还可以再增加一些自变量， 和再增加一些检测方法， 以提高模型的可信度。 §7 参考文献 [1]经济计量统计学（第 4 版），机械工业出版社 [2]中国统计年鉴 2009，中国统计出版社 表1
图
3
图4
图5
图6
图7
图8
关键词：城乡居民储蓄
人均收入
加权最小二乘法
怀特检验
DW 检验
§1 问题的提出 1.1 背景知识 居民储蓄是指居民当期税后可支配收入与当期消费之间的差额。 居民储蓄的产生， 是居 民推迟当期消费的结果。 由于货币具有时间价值， 居民在进行储蓄时可以获得利息收入作为 补偿。 另外， 在宏观上， 居民储蓄又是企业间接融资或是在资本市场上直接融资的重要来源。 可以说，一国的居民储蓄水平的高低决定了一国自给自足筹集投资资金的程度。 1.2 问题的分析 我们主要是对于中国城乡居民储蓄存款额的计量模型分析， 就是要找出影响居民储蓄存 款的各种因素，然后运用计量经济学知识，建立模型，再对模型进行检验修改，最后得出结 论， 以分析各个因素对居民储蓄存款额的影响的重要程度。 首先选取对我国居民储蓄水平产 生重要影响的因变量： 1.城乡居民人均收入。根据凯恩斯的理论，收入是居民储蓄的昀重要的决定因素，储蓄 是收入的增函数，并且边际储蓄倾向是上升的。居民的可支配收入水平越高，储蓄存款就会 越多，城乡居民的储蓄存款额与居民的人均可支配收入水平同方向变动。 2. 滞后一期人均储蓄存款余额。由于人们的储蓄习惯的原因，人们当期的储蓄意愿有 很大程度上取决于上一期储蓄量的。 这也符合储蓄理论中的绝对收入理论以及相对收入理论、 生命周期理论。 §2 模型的建立 2.1 变量的选定 对我国居民储蓄水平产生重要影响的自变量，我们选取了：城乡居民人均收入、滞后一 期人均储蓄存款余额两个变量。因变量：城乡居民人均储蓄存款额。 2.2 数据分析 根据《中国统计年鉴 2009》显示数据（见附录表 1），用 Eviews 对数据做趋势的分析， 由趋势图可以看出自变量与因变量存在一定的相关关系。 由散点图城乡居民人均储蓄存款额 与城乡居民人均收入、滞后一期人均储蓄存款余额成正相关。（见附录图 2、3） 2.3 模型设定 根据数据分析，将模型设定为：
其中，（1）常数-0.1209 表示在样本期间，即 1990-2008 年间，当城乡居民人均收入 和上一期的储蓄额为 0 的时候，当期的城乡居民人均储蓄存款额为-0.1209 亿元。 （2） R2 =0.9996 表示该模型的解释变量解释了 1990-2008 年间，城乡居民 人均储蓄存款额变异的 99.96%。 由以上的结果可以看出，当上期的居民人均储蓄增加一元时，则当期储蓄会平均增长 1.08 元；当居民人均可支配收入指数提高一个百分点时，则居民人均储蓄会平均增加 0.93
������ = −������. ������������������������ + ������. ������������������ + ������. ������������������(−������) t （-0.3592）（7.6385） （80.5335） R2 =0.9996，F − statistic =19836.35。
������ = ������ + ������������ + ������������(−������) + ������
其中������为城乡居民人均储蓄存款额，������为城乡居民人均收入，������(−������)为滞后一期人均储 蓄存款余额，������为随机误差项，������为常数项，一般而言，a>0,，b>0。 §3 模型估计 运用 2009 年统计数据进行估计，通过 Eviews6.0 软件，使用最小二乘法(OLS)对我国的 居民储蓄增加额函数进行回归得到的模型如下：（估计结果见附录图 4 ）
§4 模型的检验与修正 3.1 经济意义检验 系数 a，b 的符号与假定相符，说明回归结果没有违背经济理论。 3.2 统计检验
3.2.1 拟合优度检验：从回归结果中的 R^2 可知该回归方程的拟合优度较高，通过检 验。 3.2.2 F检验：将显著性水平设定为 0.05，查表得临界值为 3.49，因为 F 检验值明显 大于临界值，方程通过了 F 检验，即方程整体上是显著的。 3.2.3 t检验：依然将显著性水平设为 0.05，查表得临界值为 2.18，则附录图 2 可知， 城乡居民人均储蓄存款额与城乡居民人均收入、滞后一期人均储蓄存款余额相关关系显著， 因为它们的精确 p 值小于 0.05，故拒绝其系数为 0 的假设。 3.3 计量经济学检验 3.3.1 多重共线性检验 分别对������, ������(−������)做估计，从附录图 5 中我们可以看出，各个解释变量之间有高度的相 关性。说明我们的模型中存在着多重共线性的问题，但是由于回归系数显著，而且其系数的 符号大小都有意义。 一个系数在存在着多重共线性的情况下是显著的， 那么这显然是一个健 壮的结果。 3.3.2 异方差检验 运用 eviews 对模型最怀特异方差检验，检验结果见附录图 6，可见，F − statistic 的精确 p 值明显小于 0.05，故拒绝同方差的原假设，证明原模型存在异方差。 模型修正 我们选择加权最小二乘法(WLS)对此进行校正。用估计的模型方程中的残差的绝对值的 倒数所构成的矩阵作为权数，再次得回归结果如下： （修正后的数据见附录图 7、8）
修正后变量的各参数显著（附录图 7、8），将其确定为模型。 3.3.3 自相关检验 关于自相关检验，先看是否存在一阶自相关。 DW 值是 1.67（附录图 6） ，由于 N=19， k=2，显著性水平设为 α=5%查表得下限为 1.074，上限为 1.536，则 DW 值表明，回归模 型不存在显著的自相关。 §5 模型结果分析 经过数据分析、模型估计、检验及修正，确定城乡居民储蓄存款额的计量经济模型为:
年份 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008
城乡居民人均储蓄存款额（亿元） 7119.6 9244.9 11757.3 15203.5 21518.8 29662.3 38520.8 46279.8 53407.5 59621.8 64332.4 73762.4 86910.7 103617.7 119555.4 141051.0 161587.3 172534.2 217885.4
������ = −������. ������������������������ + ������. ������������������ + ������. ������������������(−������) t （-0.3592）（7.6385） （80.5335） R2 =0.9996，F − statistic =19836.35。
中国城乡居民储蓄存款的计量模型分析
队员：
09 统计 2 班韩晓宇（2009710060） 09 统计 2 班李典兴（2009710066） 09 统计 2 班洪金铫（2009710061）
摘要 为了研究中国城乡居民储蓄存款， 我们首先要考虑影响其变化的因素。 由于数据的收集 以及考虑到引入变量越多会造成多重共线性， 所以只选取了两个变量来进行分析， 即城乡居 民人均收入（X）、滞后一期人均储蓄存款余额(S（-1）)。通过《中国统计年鉴 2009》收 集数据，根据其趋势图的散点图建立模型。接着运用拟合优度检验、F 检验、t 检验、自相 关检验、多重共线性检验、异方差检验等各种检验方法对模型进行进一步的优化，最终得出 模型。最后，对模型结果进行分析，即城乡居民人均收入（X）、滞后一期人均储蓄存款余 额(S（-1）)是怎样影响中国城乡居民储蓄存款的，给出结论。
城乡居民人均收入（元） 1510.2 1700.6 2026.6 2577.4 3496.2 4283.0 4838.9 5160.3 5425.1 5854.0 6280.0 6859.6 7702.8 8472.2 9421.6 10493.0 11759.5 13785.8 15780.8
图2
ቤተ መጻሕፍቲ ባይዱ
������ = −������������������������������. ������������ + ������. ������������������ + ������. ������������������(−������) t （-2.2086）（2.6331） （3.1652） R2 =0.9933，F − statistic =1107.618。