計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)實(shí)證分析論文.doc

影響居民儲(chǔ)蓄因素的實(shí)證分析41026103 朱研天一、 問(wèn)題的提出中國(guó)經(jīng)濟(jì)當(dāng)前正處于一個(gè)黃金的發(fā)展期。為了維持快速穩(wěn)定的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，控制居民儲(chǔ)蓄是非常重要的。居民儲(chǔ)蓄是指居民當(dāng)期稅后可支配收入與當(dāng)期消費(fèi)之間的差額。居民儲(chǔ)蓄的產(chǎn)生，是居民推遲當(dāng)期消費(fèi)的結(jié)果。居民儲(chǔ)蓄額的高低對(duì)一國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、投資、以及居民的生活等方面都有著不同程度的影響。居民儲(chǔ)蓄的增長(zhǎng)是國(guó)家經(jīng)濟(jì)實(shí)力不斷增強(qiáng)的具體體現(xiàn)，也是經(jīng)濟(jì)進(jìn)一步增長(zhǎng)的動(dòng)力，有利于經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。但任何事物的發(fā)展都存在一個(gè)度的問(wèn)題，儲(chǔ)蓄也不例外。如果居民儲(chǔ)蓄的增長(zhǎng)不能轉(zhuǎn)化為投資，過(guò)度的居民儲(chǔ)蓄將抑制現(xiàn)期的消費(fèi)，消費(fèi)需求不足，投資效率低下，那么居民儲(chǔ)蓄就會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生一些負(fù)面的影響。居民高儲(chǔ)蓄現(xiàn)象一直是我國(guó)改革開(kāi)放以來(lái)宏觀經(jīng)濟(jì)的一個(gè)顯著特征，那么如何有效操控居民儲(chǔ)蓄的比例就成為了一個(gè)重要的問(wèn)題。那么居民儲(chǔ)蓄究竟由那些因素決定呢？這些因素對(duì)于居民儲(chǔ)蓄的變化又有什么樣的影響？知道了這些影響又能給我們調(diào)節(jié)居民儲(chǔ)蓄產(chǎn)生什么啟示？這就是我的研究項(xiàng)目的主要目的。二、 理論綜述根據(jù)西方經(jīng)典理論，與居民儲(chǔ)蓄有關(guān)的主要有：1 古典理論：S=Y-c*(Y-T)-G2 貨幣需求理論：S與持有貨幣的成本r正相關(guān)3 跨期替代理論：r上升，閑暇成本上升，收入Y上升，于是消費(fèi)成本上升，c下降，s上升。所以S與r正相關(guān)4 索洛模型通過(guò)對(duì)這些理論的學(xué)習(xí)與研究，選擇居民可支配收入、利率、居民消費(fèi)物價(jià)水平、債券價(jià)值應(yīng)作為影響變量，城鄉(xiāng)居民的儲(chǔ)蓄增量作為因變量，運(yùn)用Eviews進(jìn)行多元回歸分析，希望從中得出以上4個(gè)變量均對(duì)儲(chǔ)蓄增量有顯著影響的結(jié)論，并希望得到一個(gè)最接近的理論。三、 模型假定1、收入水平（X1）收入是決定儲(chǔ)蓄的重要因素。按照經(jīng)典經(jīng)濟(jì)學(xué)的理論，收入是影響儲(chǔ)蓄的第一位的因素。只有當(dāng)收入超過(guò)最低的需求之后，儲(chǔ)蓄才成為可能，在此之前都是負(fù)儲(chǔ)蓄。而且儲(chǔ)蓄應(yīng)該與收入成同方向的變動(dòng)關(guān)系；即收入增加，儲(chǔ)蓄也增加，收入減少，儲(chǔ)蓄也減少。在這里，我使用城鄉(xiāng)居民的可支配收入作為研究的解釋變量。2、利率（X2）利率的升降直接影響到存款的收益，但是在考慮到利率時(shí)，利率對(duì)儲(chǔ)蓄的影響可以分為替代效應(yīng)和收入效應(yīng)，即：收入效應(yīng)是指當(dāng)利率增加時(shí)，人們會(huì)認(rèn)為收入增加，應(yīng)擴(kuò)大消費(fèi)額，導(dǎo)致儲(chǔ)蓄減少：替代效應(yīng)是指當(dāng)利率增加時(shí)，人們會(huì)認(rèn)為當(dāng)期消費(fèi)的成本增加，就會(huì)相應(yīng)的減少消費(fèi)，增加儲(chǔ)蓄。在這里，我使用一年期定期存款利率作為研究的解釋變量。3、居民消費(fèi)物價(jià)水平（X3）物價(jià)水平會(huì)導(dǎo)致居民戶(hù)的消費(fèi)傾向的改變，從而也就會(huì)改變居民戶(hù)的儲(chǔ)蓄傾向。對(duì)于價(jià)格需求彈性高的商品來(lái)說(shuō)，物價(jià)的微小變動(dòng)會(huì)引起對(duì)消費(fèi)品需求的大幅度波動(dòng)，尤其是住房?jī)r(jià)格。因此消費(fèi)品的價(jià)格水平對(duì)居民的儲(chǔ)蓄存款也有一定的影響。在這里，我使用商品零售價(jià)格指數(shù)作為解釋變量。4、證券價(jià)值（X4）作為一種重要的投資渠道，證券的價(jià)值對(duì)于儲(chǔ)蓄額有著重大影響。但由于數(shù)據(jù)的獲取的局限性與困難度，在這里，我使用股票市值作為衡量投資渠道的指標(biāo)，列入解釋變量。5、其他因素體制因素與人口老齡化程度。因?yàn)檎w制作為宏觀調(diào)控力量，對(duì)于居民儲(chǔ)蓄擁有調(diào)節(jié)作用。而人口比例中，老人越多，儲(chǔ)蓄能力越低，負(fù)儲(chǔ)蓄越多。所以將這兩種影響因素歸為隨機(jī)誤差項(xiàng)。綜上我將對(duì)被解釋變量用解釋變量做回歸分析：Y=C+1X1+2X2+3X3+4X4+，其中C表示截距項(xiàng)，它表示在沒(méi)有收人與其他因素的影響的時(shí)候人們也要花錢(qián)消費(fèi)。X1 表示當(dāng)城鎮(zhèn)人均可支配收入變動(dòng)1元時(shí)，城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄總額的變動(dòng)情況。X2 表示當(dāng)一年期儲(chǔ)蓄利率變動(dòng)一個(gè)單位，其實(shí)也就是1時(shí)，儲(chǔ)蓄的增量的變動(dòng)情況。X3表示當(dāng)零售物價(jià)指數(shù)變動(dòng)一個(gè)單位，儲(chǔ)蓄增量的變動(dòng)。X4 表示度量了股票市值對(duì)每年儲(chǔ)蓄余額的影響。表示是隨機(jī)誤差項(xiàng)。四、 數(shù)據(jù)的收集收集到的數(shù)據(jù)樣本如下（1990-2008年）：年份年儲(chǔ)蓄余額（Y）（單位：億元）城鄉(xiāng)居民人均可支配收入收入（X1）單位：（元）一年期儲(chǔ)蓄利率（X2）商品零售價(jià)格指數(shù)（X3）股票市值（X4）單位：（億元）19907119.62196.59.9294.16019919244.92409.27.92100109199211757.32810.67.56106.41048199315203.534999.261223531199421518.84717.210.98151.43691199529662.35860.710.98177.33474199638520.867659.211929842199746279.87250.47.17197.417529199853407.57587.15.02195.819506199959621.88064.32.8919326471200064332.48533.42.25193.848091200173762.492262.25195.143522200286910.710178.42.00193.6383292003103617.711094.41.98195.9424582004119555.4123582.25203.5370562005141051.013747.92.28209.4324302006161587.315346.52.52212.56894042007172534.217926.23.47222.763271412008217885.420541.43.27238.13121366注：商品零售價(jià)格定基指數(shù)（X3）以1991年為基期五、 模型的回歸與檢驗(yàn)1模型回歸利用Eviews回歸結(jié)果如下：輸入數(shù)據(jù)后執(zhí)行命令得到回歸結(jié)果：可寫(xiě)出如下回歸分析結(jié)果：Y=12991.97 + 14.85284X1 556.4067X2 358.0945X3 0.077534X4 + (3.134678) (50.55994) (-2.376216) (-13.35730) (-6.748721)R2 =0.998895 R2 =0.998579 F=3163.060 D.W.=1.148573其中括號(hào)內(nèi)的數(shù)為相應(yīng)參數(shù)的t檢驗(yàn)值，R2是可決系數(shù)，F(xiàn)與D.W.是有關(guān)的兩個(gè)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量。2模型檢驗(yàn)1、經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)可以發(fā)現(xiàn)，回歸方程中各解釋變量系數(shù)與經(jīng)濟(jì)理論中的效果相比較，都比較符合。所以通過(guò)經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)。2、顯著性檢驗(yàn)從回歸結(jié)果中的R2可知該回歸方程的擬合優(yōu)度較高，通過(guò)檢驗(yàn)。將顯著性水平設(shè)定為0.05，查表得臨界值為3.18，因?yàn)镕檢驗(yàn)值明顯大丁臨界值，方程通過(guò)了F檢驗(yàn)，即方程整體上是顯著的。從T檢驗(yàn)的數(shù)值分析可知，在顯著性水平為005，即置信區(qū)間為95的情況下，統(tǒng)計(jì)量t的臨界值t(14)=2.145，收入水平(X1)、利率(X2)、商品零售物價(jià)指數(shù)(X3)以及股票市值(X4)對(duì)回歸的影響是顯著的。3、多重共線性檢驗(yàn)找出最簡(jiǎn)單的回歸形式，分別找出X1、X2、X3、X4 間的回歸：1）關(guān)于Y與X1的回歸：Y= -29985.95 + 11.77638X1 (-7.9575) (32.1715)R2 =0.983840 R2 =0.982890 F=1035.004 D.W.=0.71452）關(guān)于Y與X2的回歸：Y=145222.3 12847.95X2（7.401750）（-4.175031）R2 =0.506257 R2 =0.477214 F=17.43089 D.W=0.2263023）關(guān)于Y與X3的回歸：Y = -153724.0+ 1270.734X3 （-3.404919）（5.266169）R2 =0.63414 R2 =0.611273 F=27.7325 D.W=0.1627894）關(guān)于Y與X4的回歸：Y= 48988.76 0.581257X4 （4.011344）（4.102604）R2 =0.497508 R2 =0.467949 F=16.83136 D.W.=1.306410可見(jiàn)城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄余額（Y）受可支配收入（X1）的影響最大，與經(jīng)驗(yàn)相符合，因此選1）為初始的回歸模型。將其他解釋變量分別導(dǎo)入初始回歸模型Y=-25825.61 + 15.10064X1，尋找最佳回歸方程。CX1X2X3X4R2D.WY=f(X1)-29985.9511.77640.98380.7145t值-7.957532.1715Y=f(X1,X2)-29179.3311.88217-419.89960.98830.7901t值-3.869727.3884-0.5693Y=f(X1,X3)3657.07913.82088290.79310.99421.8157t值0.548131.2741-5.3769Y=f(X1,X4)-31762.8512.1597-0.03640.98470.3730t值-7.577422.6058-0.9739Y=f(X1,X2, X3)13605.413.5430-842.2100-306.9500.99532.0798t值1.648030.8244-1.8355-5.9910Y=f(X1, X3，X4)6595.52215.11385-351.0258-0.0824710.9985491.028924t值1.828748.4706-11.5121-6.3776分析：第一步：在初始模型中引入X2，擬合優(yōu)度提高，參數(shù)符號(hào)合理，但變量未通過(guò)t檢驗(yàn)；第二步：在初始模型中引入X4，擬合優(yōu)度提高，參數(shù)符號(hào)合理，但變量未通過(guò)t檢驗(yàn)；第三步：在初始模型中引入X3，擬合優(yōu)度提高，參數(shù)符號(hào)合理，且變量通過(guò)t檢驗(yàn)；第四步：在第三步的基礎(chǔ)上引入X2，擬合優(yōu)度提高，參數(shù)符號(hào)合理，但變量未通過(guò)t檢驗(yàn)；第五步，在第三步的基礎(chǔ)上引入X4，擬合優(yōu)度有所提高，參數(shù)符號(hào)合理，且變量通過(guò)t檢驗(yàn)；因此最終的城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄函數(shù)應(yīng)與Y=f(X1, X3，X4)最優(yōu)，排除解釋變量X2 擬合結(jié)果如下Y=6595.522 + 15.1139X1 351.0258 X3 0.082471 X4(1.8287) (48.4706) (-11.5121) (-6.3776)R2 =0.998549 D.W.=1.0289244、序列相關(guān)檢驗(yàn)利用Durbin-Watson檢驗(yàn)法進(jìn)行自相關(guān)檢驗(yàn)。從上表可知D.W.值為1.028924，且樣本容量n=19，k=3。在給定顯著性水平=005的條件下，查表得到D.W.的臨界值的上下界分別為：dl=1.08和du=1.53，所以0D.W.= 1.028924 dl，則存在自相關(guān)性。用科克倫-奧科特迭代法進(jìn)行修正，在經(jīng)過(guò)一次迭代可得如下結(jié)果：Y=195093.6 + 13.34518X1 379.4896X3 0.079641X4 + AR(1)=0.990074（0.043665）（50.55994） （-2.376216）（-13.35730） （-6.748721）R2 =0.998895 R2 =0.998579 F=3163.060 D.W.=1.625103修正后，D.W.=1.625103，且樣本容量為19，有3個(gè)解釋變量，給定顯著性水平0.05，查D.W.表得dl=1.08和du=1.53，這時(shí)duD.W. =1.625103,表明不存在一階自相關(guān)。5、異方差檢驗(yàn)。0bs*Rsquared的計(jì)算結(jié)果是13.25190，由于選用的沒(méi)有交叉乘積項(xiàng)的方式，所以自由度為4，在0.05的顯著水平下，查表得(4)=11.0713.25190，所以拒絕同方差性的原假設(shè)。下面采用用加權(quán)最小二乘法修正，可得如下結(jié)果：Y=7327.343 + 15.19989X1 359.1263X3 0.083680X4 （2.567053）（48.14190）（-13.161496）（-6.171496） R2 =0.998178 R2 =0.997814 F=35292.484 D.W.=1.023680可以看出，加權(quán)最小二乘法的結(jié)果在擬合優(yōu)度和參數(shù)的T統(tǒng)計(jì)量都有了顯著改進(jìn)。六、 總結(jié)與建議：居民儲(chǔ)蓄存款的簡(jiǎn)要結(jié)論1、收入水平對(duì)我國(guó)居民儲(chǔ)蓄的影響較大且正相關(guān)。2、利率對(duì)居民儲(chǔ)蓄存款有不顯著的負(fù)效應(yīng)。我國(guó)居民普遍樂(lè)于使用儲(chǔ)蓄作為第一投資選擇，并不是很在乎利率調(diào)整。只要手上有閑置的可支配資金，就會(huì)考慮使用儲(chǔ)蓄。3商品零售價(jià)格指數(shù)與居民儲(chǔ)蓄存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。由于我國(guó)金融市場(chǎng)落后，個(gè)人消費(fèi)貸款不完善，因此，對(duì)于高檔消費(fèi)品的消費(fèi)，一般是依靠?jī)?chǔ)蓄積累來(lái)實(shí)現(xiàn)的。僅住房，購(gòu)