我國(guó)城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄影響因素的實(shí)證分析

1、學(xué)號(hào)08050133班級(jí)08金融1班計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)期末課程設(shè)計(jì)南 京 審 計(jì) 學(xué) 院 2008 級(jí) 金融學(xué) 院題目：我國(guó)城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄影響因素的實(shí)證分析學(xué)生姓名 莊夢(mèng)琦 學(xué)號(hào)08050133 專 業(yè) 金融學(xué) 班級(jí) 1班 2010年 6 月8日我國(guó)城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄影響因素的實(shí)證分析08050133 08金融一班 莊夢(mèng)琦摘要 金融危機(jī)爆發(fā)后為促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，我國(guó)多次采用利率政策調(diào)節(jié)居民儲(chǔ)蓄與消費(fèi)，但收效甚微。本文通過選取城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、農(nóng)村居民家庭人均純收入、實(shí)際存款利率、通貨膨脹率四個(gè)指標(biāo)，基于1980年至2009年樣本數(shù)據(jù)建立多元回歸模型，檢驗(yàn)了四個(gè)變量對(duì)于城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄的影響，并提出了四個(gè)政策建議

2、：增加城鎮(zhèn)居民人均可支配收入以及農(nóng)村居民家庭人均純收入、完善資本市場(chǎng)以及農(nóng)村金融市場(chǎng)、慎重使用利率政策、建立健全社會(huì)保障制度以及完善稅收財(cái)政體制。關(guān)鍵詞 居民儲(chǔ)蓄 人均可支配收入 多元回歸一、引言居民儲(chǔ)蓄是影響國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要變量之一，也是促進(jìn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的重要環(huán)節(jié)。通過儲(chǔ)蓄而累積的巨大資本對(duì)于卓有成效的投資和消費(fèi)市場(chǎng)的建立是非常有幫助的。一直以來，我國(guó)主要通過出口拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)，其他兩架馬車尤其是消費(fèi)扮演的角色卻無足輕重，而過高的儲(chǔ)蓄是導(dǎo)致這一結(jié)果的重要原因之一?；诖耍覈?guó)曾多次采用利率政策以期影響居民的儲(chǔ)蓄行為，但這對(duì)于數(shù)千年傳統(tǒng)思維根深蒂固的消費(fèi)和儲(chǔ)蓄觀的沖擊顯然是十分有限的。自1978年

3、改革開放以來，我國(guó)城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款余額由210.6億元增長(zhǎng)到2009年的260772億元，增幅達(dá)1237倍之多，而2008年至2009年增長(zhǎng)率也達(dá)到了20%，這種大額度、高增長(zhǎng)的居民儲(chǔ)蓄情況制約著我國(guó)經(jīng)濟(jì)的轉(zhuǎn)型。2008年金融危機(jī)以來，拉動(dòng)內(nèi)需、加大投資力度更是成了各國(guó)政府宏觀政策的重中之重。我國(guó)也投放了4萬億人民幣用于救助市場(chǎng)。隨著各國(guó)量化寬松貨幣政策實(shí)施而來的問題是各個(gè)市場(chǎng)面臨著巨大的通脹壓力，我國(guó)截至2011年4月的CPI（居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)）達(dá)到了近一年的最高值5.3%?？刂仆ㄘ浥蛎浥c拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行稱為市場(chǎng)面臨的主要難題。在這一過程中，通過有效手段在保持合理通貨膨脹的同時(shí)充分釋放居民儲(chǔ)蓄的

4、巨大購(gòu)買力對(duì)于改善目前后金融危機(jī)時(shí)代的困境是大有裨益的?；诖?，本文通過選取通貨膨脹率、實(shí)際存款利率、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農(nóng)村居民家庭人均純收入四個(gè)變量建立多元線性計(jì)量模型，探討影響我國(guó)城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄的主要因素，并提出了如何有效調(diào)節(jié)居民儲(chǔ)蓄以滿足經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)需求的政策建議。二、文獻(xiàn)綜述居民儲(chǔ)蓄問題一直是國(guó)內(nèi)外學(xué)界研究的重點(diǎn)之一。目前對(duì)居民儲(chǔ)蓄的研究主要基于經(jīng)典消費(fèi)儲(chǔ)蓄理論，通過進(jìn)行影響居民儲(chǔ)蓄行為的因素分析和實(shí)證檢驗(yàn)來為政府制定宏觀經(jīng)濟(jì)政策提供建議。國(guó)外研究的基石是經(jīng)典消費(fèi)理論。凱恩斯的絕對(duì)收入理論強(qiáng)調(diào)絕對(duì)收入決定當(dāng)前消費(fèi)。該理論認(rèn)為在短期中，收入與消費(fèi)是相關(guān)的，即消費(fèi)取決于收入，消費(fèi)與收入之間

5、的關(guān)系即消費(fèi)傾向。邊際消費(fèi)傾向是正數(shù)且小于1，其隨收入的增加而遞減，并小于平均消費(fèi)傾向，這就是所謂的邊際消費(fèi)遞減規(guī)律。杜森貝提出的相對(duì)收入理論則認(rèn)為消費(fèi)并不取決于當(dāng)期絕對(duì)收入水平，而是取決于相對(duì)收入水平，即相對(duì)于他人收入水平和本人歷史上最高的收入水平。這一理論因認(rèn)為消費(fèi)習(xí)慣和消費(fèi)者周圍的消費(fèi)水平?jīng)Q定消費(fèi)者的消費(fèi)、當(dāng)期消費(fèi)是相對(duì)地被決定的而得名。該理論與絕對(duì)收入理論的區(qū)別還在于，杜森貝認(rèn)為從長(zhǎng)期來看，平均消費(fèi)傾向和儲(chǔ)蓄傾向是穩(wěn)定的，但從短期來看，儲(chǔ)蓄率和邊際消費(fèi)傾向決定于掀起收入與高峰收入的比例i，由此導(dǎo)致短期消費(fèi)波動(dòng)較大，同時(shí)由于習(xí)慣效應(yīng)的存在，收入減少對(duì)消費(fèi)減少的作用不大，而收入增加對(duì)消費(fèi)增

6、加作用較大。莫迪利安尼的生命周期假說強(qiáng)調(diào)當(dāng)前消費(fèi)支出與家庭整個(gè)一生的全部預(yù)期收入相互聯(lián)系，每個(gè)家庭都是根據(jù)其一生的全部預(yù)期收入來安排自己的消費(fèi)支出，即在每一時(shí)點(diǎn)上，每個(gè)家庭的消費(fèi)和儲(chǔ)蓄決策都反映了該家庭希望在其生命周期各個(gè)階段達(dá)到消費(fèi)的理想分布，以實(shí)現(xiàn)一生消費(fèi)效用最大化的企圖。該理論的意義在于把消費(fèi)與一生的收入與財(cái)產(chǎn)聯(lián)系起來，成功的解釋了長(zhǎng)期消費(fèi)函數(shù)的穩(wěn)定性與短期消費(fèi)波動(dòng)的原因。在長(zhǎng)期中，財(cái)產(chǎn)與可支配收入的比率大致是不變的，可支配收入中勞動(dòng)收入的比率（YL/YD) 也是大致不變的，因此，長(zhǎng)期平均消費(fèi)傾向是穩(wěn)定的，邊際消費(fèi)傾向與平均消費(fèi)傾向大致相等。但在短期中，財(cái)產(chǎn)與可支配收入的比率是變動(dòng)的，其

7、原因主要是資本市場(chǎng)的價(jià)格變動(dòng)基于國(guó)外著名經(jīng)濟(jì)學(xué)家建立的經(jīng)典消費(fèi)理論，我國(guó)學(xué)者從不同視角探討了造成我國(guó)居民儲(chǔ)蓄不斷增高的因素以及提供了具有可操作性的政策建議。宋錚（1999） 宋錚. 中國(guó)居民儲(chǔ)蓄行為研究J. 金融研究，1999年第6期：46-50.基于預(yù)防性儲(chǔ)蓄假說理論，通過對(duì)中國(guó)居民面臨的個(gè)人風(fēng)險(xiǎn)和系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)的定性分析以及實(shí)證檢驗(yàn)，得出了預(yù)防性儲(chǔ)蓄過高是造成我國(guó)居民高儲(chǔ)蓄的主要原因，并在此基礎(chǔ)上提出了三點(diǎn)旨在啟動(dòng)中國(guó)居民消費(fèi)需求，用以擴(kuò)大內(nèi)需、確保中國(guó)經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)的政策建議。盧君生、蔡銳（2004） 盧君生，蔡銳. 居民儲(chǔ)蓄的影響因素分析與實(shí)證研究J. 南昌航空工業(yè)學(xué)院學(xué)報(bào)，2004年4月：

8、15-20.基于歐文費(fèi)雪的跨時(shí)消費(fèi)理論檢驗(yàn)了影響我國(guó)居民儲(chǔ)蓄的影響因素，認(rèn)為居民收入、實(shí)際利率對(duì)于儲(chǔ)蓄有正效應(yīng)，名義利率、通貨膨脹對(duì)儲(chǔ)蓄有負(fù)效應(yīng)，此外，居民遺產(chǎn)動(dòng)機(jī)、對(duì)未來預(yù)期的不確定性以及金融機(jī)構(gòu)的消費(fèi)信貸約束也會(huì)影響儲(chǔ)蓄，且實(shí)際利率與名義利率對(duì)城鎮(zhèn)儲(chǔ)蓄和鄉(xiāng)村儲(chǔ)蓄的影響是有差別的。其中，實(shí)際利率對(duì)城鎮(zhèn)儲(chǔ)蓄的影響較為明顯，名義利率則對(duì)鄉(xiāng)村儲(chǔ)蓄的影響較為明顯。董章清（2006） 董章清. 關(guān)于我國(guó)居民儲(chǔ)蓄的影響因素分析J. 江西藍(lán)天學(xué)院學(xué)報(bào)，2006年3月：73-76.簡(jiǎn)要回顧了居民儲(chǔ)蓄的研究歷程，通過選取城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、農(nóng)村居民家庭人均純收入、名義利率、實(shí)際利率和通貨膨脹率五個(gè)指標(biāo)檢驗(yàn)

9、了居民儲(chǔ)蓄的影響因素，提出了保持我國(guó)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)均衡的發(fā)展增加居民的可支配收入、建立健全社會(huì)保障制度、慎重調(diào)整存款利率、改善我國(guó)其他的投融資市場(chǎng)環(huán)境等四項(xiàng)政策建議。孫麗（2007） 孫麗. 我國(guó)城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款影響因素分析J. 金融市場(chǎng)，2007年第8期：65-66.建立了多元線性回歸模型探討了影響我國(guó)城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄的主要因素，發(fā)現(xiàn)居民人均可支配收入、名義利率、實(shí)際利率等都與儲(chǔ)蓄存在較明顯的正相關(guān)性。張琳（2007） 張琳. 我國(guó)居民儲(chǔ)蓄問題的實(shí)證研究J. 邊疆經(jīng)濟(jì)與文化，2007年第5期：55-57.納入了商品零售價(jià)格指數(shù)作為影響居民儲(chǔ)蓄的變量之一進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，并提出了維持現(xiàn)有利率水平、完善資本

10、市場(chǎng)加快儲(chǔ)蓄分流速度、建立健全社會(huì)保障制度、加強(qiáng)個(gè)人所得稅征管工作、放寬企業(yè)集資和民間借貸條件的審批制度五項(xiàng)政策建議。汪偉（2008） 汪偉. 中國(guó)居民儲(chǔ)蓄率的決定因素基于1995-2005年省際動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)的分析J. 財(cái)經(jīng)研究，2008年2月：53-64.基于1995-2005年省際動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)的分析，從具有習(xí)慣偏好于流動(dòng)性約束的消費(fèi)函數(shù)出發(fā)檢驗(yàn)了中國(guó)居民儲(chǔ)蓄率的決定因素，認(rèn)為城鎮(zhèn)樣本較好地支持了永久收入假設(shè)而農(nóng)村樣本較好的支持了凱恩斯理論；長(zhǎng)期收入增長(zhǎng)率是居民儲(chǔ)蓄率的基本決定因素，高增長(zhǎng)是高儲(chǔ)蓄的主要原因；居民儲(chǔ)蓄行為模式、人口年齡結(jié)構(gòu)、社會(huì)保障制度、不確定性、信貸約束以及地區(qū)差異都是居民

11、儲(chǔ)蓄率的重要決定因素，但這些因素對(duì)城鎮(zhèn)與農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率的影響存在顯著差異。陸佳怡（2010） 陸佳怡. 淺析影響我國(guó)居民儲(chǔ)蓄的因素J. 集體經(jīng)濟(jì)，2010年7月：95-96.納入了證券市場(chǎng)對(duì)資金的吸納程度這一指標(biāo)作為影響居民儲(chǔ)蓄的因素之一，通過實(shí)證檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)了如下幾個(gè)事實(shí)：居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)對(duì)于居民儲(chǔ)蓄的影響不顯著；城鎮(zhèn)居民人均可支配收入是居民儲(chǔ)蓄的主要影響因素，而農(nóng)村人均純收入則影響不顯著；利率對(duì)于居民儲(chǔ)蓄的影響效應(yīng)正在弱化；股票市場(chǎng)籌資額的影響正在逐漸加大。謝勇（2011） 謝勇. 中國(guó)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率的影響因素研究J. 浙江社會(huì)科學(xué)，2011年第4期：25-33.使用2006年綜合社會(huì)調(diào)查的微

12、觀數(shù)據(jù)，在綜合考慮生命周期-持久收入假說和與方向儲(chǔ)蓄理論的基礎(chǔ)上，對(duì)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率的影響因素進(jìn)行了實(shí)證研究，得出如下結(jié)論：持久收入、收入的不確定性與城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率之間存在著顯著的正相關(guān)關(guān)系，并并且收入差距的上升將會(huì)導(dǎo)致城鎮(zhèn)居民總體儲(chǔ)蓄率的上升；中國(guó)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率顯示出U型的生命周期特征，在考慮了家庭的教育、醫(yī)療支出以后，這一特征表現(xiàn)得更加顯著；家庭的人口年齡構(gòu)成對(duì)于儲(chǔ)蓄率產(chǎn)生了顯著的影響；城鎮(zhèn)居民的住房財(cái)富水平與其儲(chǔ)蓄率之間基本沒有顯著關(guān)系，但戶主的政治面貌、受教育程度、性別對(duì)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率存在一定影響。三、 模型設(shè)定與檢驗(yàn)3.1 模型設(shè)定3.1.1 變量選取如前所述，根據(jù)國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)于居民儲(chǔ)

13、蓄決定因素的研究，本文將選取城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、農(nóng)村居民家庭人均純收入、實(shí)際存款利率和通貨膨脹率四個(gè)指標(biāo)探討1980年至2009年影響我國(guó)城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄的主要因素，尋找后金融危機(jī)時(shí)代通過合理利用居民儲(chǔ)蓄促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和遏制通貨膨脹的有效宏觀調(diào)控政策。城鎮(zhèn)居民人均可支配收入。指城鎮(zhèn)居民家庭人均可用于最終消費(fèi)支出和其它非義務(wù)性支出以及儲(chǔ)蓄的總和，即居民家庭可以用來自由支配的收入。它是家庭總收入扣除交納的所得稅、個(gè)人交納的社會(huì)保障費(fèi)以及調(diào)查戶的記賬補(bǔ)貼后的收入。計(jì)算公式為：可支配收入=家庭總收入- 交納的所得稅- 個(gè)人交納的社會(huì)保障支出- 記帳補(bǔ)貼。一般來說，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入越高，居民儲(chǔ)蓄會(huì)越

14、多。農(nóng)村居民家庭人均純收入?！稗r(nóng)民人均純收入”指的是按農(nóng)村人口平均的農(nóng)民純收入，反映的是一個(gè)國(guó)家或地區(qū)農(nóng)村居民收入的平均水平，計(jì)算公式為：農(nóng)民人均純收入=（農(nóng)村居民家庭總收入家庭經(jīng)營(yíng)費(fèi)用支出生產(chǎn)性固定資產(chǎn)折舊稅金和上交承包費(fèi)用調(diào)查補(bǔ)貼）/農(nóng)村居民家庭常住人口。實(shí)際存款利率。當(dāng)實(shí)際利率大于零時(shí)，居民將資金存在銀行才能獲得利息；而只有當(dāng)實(shí)際利率大于居民能從其他投資渠道獲得的必要收益率時(shí)，居民才會(huì)增加儲(chǔ)蓄。由此，實(shí)際利率是影響居民儲(chǔ)蓄的一個(gè)重要金融變量。通貨膨脹率。通貨膨脹率是貨幣超發(fā)部分與實(shí)際需要的貨幣量之比,用以反映通貨膨脹、貨幣貶值的程度;而價(jià)格指數(shù)則是反映價(jià)格變動(dòng)趨勢(shì)和程度的相對(duì)數(shù)。當(dāng)通貨膨

15、脹率大于名義利率導(dǎo)致實(shí)際利率為負(fù)時(shí)，居民不傾向于持有貨幣而是傾向于持有實(shí)物保值，這會(huì)在一定程度上降低居民儲(chǔ)蓄。3.1.2 樣本數(shù)據(jù)本文選取1980年2009年中國(guó)城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、農(nóng)村居民家庭人均純收入、實(shí)際利率和通貨膨脹率數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。其中實(shí)際利率是根據(jù)公式“實(shí)際利率=（名義利率-通貨膨脹率）/（1+通貨膨脹率）”計(jì)算而得。選取這樣的時(shí)間段涵蓋了我國(guó)自改革開放以來完整的居民儲(chǔ)蓄的變化，也包括了金融危機(jī)發(fā)生前后的所有樣本，具有很強(qiáng)的代表性。樣本如表1所示：表1 居民儲(chǔ)蓄影響因素樣本數(shù)據(jù)年份城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄（億元）城鎮(zhèn)居民人均可支配收入（元）農(nóng)村居民家庭人均純收入（元）實(shí)際利率（

16、%）通貨膨脹率（%）1980399444191-0.23619815244632233.282.41982675.45002704.851.91983892.5526309.85.261.519841214.7608355.33.932.819851623690397-2.259.3198622378284240.666.519873075916419-0.097.3198838071119545-8.5518.8198951351260602-5.68181990703413876305.373.11991911015707104.023.419921154518267841.096.419

17、93147642337921-4.8114.719942151931791220-10.5724.119952966238931578-5.2317.119963852148391926-0.778.3199746280516020902.792.8199853407542521604.62-0.8199959622585422103.70-1.4200064300628022531.570.4200173762686023661.270.7200286911770324762.80-0.82003103618847226221.041.2200411955594222936-1.593.92

18、0051410511049332550.711.820061615871175935871.001.52007172534137864140-0.634.82008217885157814761-3.455.920092607721717551532.97-0.7數(shù)據(jù)來源：中國(guó)統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站 ；中國(guó)人民銀行網(wǎng)站 。3.1.3 模型建立由于城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、農(nóng)村居民家庭人均純收入都是絕對(duì)數(shù)，而其他兩個(gè)指標(biāo)是相對(duì)數(shù)，所以在模型中將這三個(gè)數(shù)據(jù)取對(duì)數(shù)。根據(jù)上述分析，現(xiàn)建立模型如下：上述模型中，表示常值系數(shù)；S表示城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄；U表示城鎮(zhèn)居民人均可支配收入；V表示農(nóng)村居民家庭人均純收入；

19、r表示實(shí)際存款利率；表示通貨膨脹率；表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。3.2 模型擬合利用樣本數(shù)據(jù)，通過Eviews軟件對(duì)上述模型進(jìn)行擬合得到如下結(jié)果：Dependent Variable: LNSMethod: Least SquaresDate: 06/06/11 Time: 12:48Sample: 1980 2009Included observations: 30VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C-4.8169070.452161-10.653080.0000LNU1.1154930.4557392.4476580.0217LNV0.76148

20、50.5263861.4466300.1604R0.0664020.0333931.9885020.0578PI0.0482990.0210592.2935480.0305R-squared0.991540Mean dependent var9.684565Adjusted R-squared0.990187S.D. dependent var2.010020S.E. of regression0.199114Akaike info criterion-0.238862Sum squared resid0.991164Schwarz criterion-0.005329Log likeliho

21、od8.582929F-statistic732.5608Durbin-Watson stat0.428077Prob(F-statistic)0.000000回歸方程為：LNS = -4.816906684 + 1.115493298*LNU + 0.7614852921*LNV + 0.06640225285*R + 0.04829891623*PI3.3 模型檢驗(yàn) 經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)根據(jù)上述模型擬合結(jié)果，每當(dāng)城鎮(zhèn)居民人均可支配收入增加1個(gè)百分點(diǎn)，城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄也增加約1.11個(gè)百分點(diǎn)，這與實(shí)際經(jīng)濟(jì)意義相符；當(dāng)農(nóng)村居民家庭人均純收入增加1個(gè)百分點(diǎn)，城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄增加約0.76個(gè)百分點(diǎn)，與現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)意義

22、相符；當(dāng)實(shí)際存款利率提高1%，城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄增加約0.066個(gè)百分點(diǎn)，符合實(shí)際經(jīng)濟(jì)意義；當(dāng)通貨膨脹率增加1%，城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄增加約0.048個(gè)百分點(diǎn)，這與實(shí)際經(jīng)濟(jì)意義相悖。 統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)擬合優(yōu)度。修正前的R平方為0.991540，而修正后的R平方也達(dá)到了0.990187，可見模型與樣本數(shù)據(jù)的擬合程度非常高。F檢驗(yàn)。由回歸結(jié)果可以看出，針對(duì)零假設(shè)H0：=0，F(xiàn)值為732.5608，其P值非常小0.000000，在0.1的顯著性水平下F檢驗(yàn)顯著，說明上述四個(gè)變量聯(lián)合起來對(duì)于城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄有較強(qiáng)的解釋作用。t檢驗(yàn)。根據(jù)模型估計(jì)結(jié)果，在系數(shù)等于0的零假設(shè)下，常數(shù)項(xiàng)、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、農(nóng)村居民家庭人均純收入

23、、實(shí)際存款利率、通貨膨脹率的t值分別為-10.65308、2.447658、1.446630、1.988502、2.293548，P值分別為0.0000、0.0217、0.1604、0.0578、0.0305，在0.1的顯著性水平下，除了農(nóng)村居民家庭人均純收入以外的其他變量對(duì)于城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)都有顯著的影響。 多重共線性檢驗(yàn)上述模型中，農(nóng)村居民家庭人均純收入的系數(shù)不顯著，但模型的總體擬合程度即R平方很大，說明可能存在多重共線性。檢驗(yàn)是否存在多重共線性。利用簡(jiǎn)單相關(guān)系數(shù)法檢驗(yàn)多重共線性的程度。計(jì)算各解釋變量，結(jié)果如表2所示。U和V相關(guān)系數(shù)以及r與pi相關(guān)系數(shù)很高，表明可能存在較為嚴(yán)重的多重共線性。表2

24、 模型中各解釋變量相關(guān)系數(shù)矩陣LnULnVRpiLnU10.9970-0.0728-0.2419LnV0.99701-0.0646-0.2391R-0.0728-0.06461-0.9047pi-0.2419-0.2391-0.90471修正。利用逐步回歸法解決多重共線性問題。首先用lnS分別對(duì)lnU、lnV、r、pi進(jìn)行一元回歸，結(jié)果表明：加入lnU的經(jīng)調(diào)整的R平方較大且顯著性檢驗(yàn)均通過，為0.986859。進(jìn)一步加入lnV，經(jīng)調(diào)整的R平方有所增大為0.988777，但此時(shí)LnU系數(shù)的P值為0.1388，在0.1的顯著性水平下不顯著，故刪除lnV變量。以經(jīng)調(diào)整的R平方、t檢驗(yàn)、F檢驗(yàn)以及系數(shù)

25、經(jīng)濟(jì)意義為檢驗(yàn)指標(biāo)哦，經(jīng)過反復(fù)調(diào)試，最終發(fā)現(xiàn)農(nóng)村居民家庭人均純收入、實(shí)際存款利率以及通貨膨脹率對(duì)于城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄的影響都是不顯著的，所以最后確定模型為：LNS = -3.565427496 + 1.669045032*LNU回歸結(jié)果如下：Dependent Variable: LNSMethod: Least SquaresDate: 06/07/11 Time: 12:08Sample: 1980 2009Included observations: 30VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C-3.5654270.286964-12.424

26、630.0000LNU1.6690450.03575746.677260.0000R-squared0.987312Mean dependent var9.684565Adjusted R-squared0.986859S.D. dependent var2.010020S.E. of regression0.230421Akaike info criterion-0.033480Sum squared resid1.486622Schwarz criterion0.059933Log likelihood2.502207F-statistic2178.766Durbin-Watson sta

27、t0.198162Prob(F-statistic)0.000000 異方差檢驗(yàn)首先，利用殘差的圖形檢驗(yàn)異方差的存在性。利用殘差平方對(duì)被解釋變量作圖，結(jié)果如圖1所示；可見異方差是有可能的。圖1 殘差對(duì)被解釋變量散點(diǎn)圖 其次，利用White異方差檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如下所示。在0.01的顯著性水平下可以認(rèn)為不存在異方差。White Heteroskedasticity Test:F-statistic4.634745Probability0.018604Obs*R-squared7.667180Probability0.021632Test Equation:Dependent Variable: R

28、ESID2Method: Least SquaresDate: 06/07/11 Time: 12:50Sample: 1980 2009Included observations: 30VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C1.6716920.7585062.2039260.0362LNU-0.3929420.196309-2.0016530.0555LNU20.0232480.0124651.8650180.0731R-squared0.255573Mean dependent var0.049554Adjusted R-squared

29、0.200430S.D. dependent var0.082176S.E. of regression0.073480Akaike info criterion-2.288960Sum squared resid0.145782Schwarz criterion-2.148840Log likelihood37.33440F-statistic4.634745Durbin-Watson stat0.571520Prob(F-statistic)0.0186043.3.5 自相關(guān)檢驗(yàn)首先，利用殘差圖進(jìn)行檢驗(yàn)。結(jié)果如圖2所示；可見殘差并不是隨機(jī)變動(dòng)而是存在一定的變動(dòng)趨勢(shì)，所以自相關(guān)是可能存在的。

30、其次，利用Durbin-Watson檢驗(yàn)。由估計(jì)結(jié)果可知，DW值為0.198162，在樣本容量為30，解釋變量為1個(gè)，顯著性水平為0.01的條件下，查表知dL=1.133，dU=1.263，DW小于DL，表明存在正的一階序列相關(guān)。修正。利用Cochrane-Orcutt迭代法對(duì)模型進(jìn)行修正。結(jié)果如下：Dependent Variable: LNSMethod: Least SquaresDate: 06/07/11 Time: 13:12Sample (adjusted): 1981 2009Included observations: 29 after adjustmentsConverge

31、nce achieved after 12 iterationsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C8.2747052.2685813.6475250.0012LNU0.5927310.1584423.7409930.0009AR(1)0.9556380.00970698.455710.0000R-squared0.999397Mean dependent var9.812000Adjusted R-squared0.999351S.D. dependent var1.918303S.E. of regression0.048874Aka

32、ike info criterion-3.101464Sum squared resid0.062104Schwarz criterion-2.960019Log likelihood47.97122F-statistic21555.24Durbin-Watson stat1.965450Prob(F-statistic)0.000000Inverted AR Roots.96經(jīng)過修正，DW值=1.965450，大于dU小于4-dU，接受無正自相關(guān)與無負(fù)自相關(guān)的原假設(shè)，模型消除了自相關(guān)。 因果關(guān)系檢驗(yàn)Pairwise Granger Causality TestsDate: 06/07/11

33、Time: 13:30Sample: 1980 2009Lags: 2  Null Hypothesis:ObsF-StatisticProbability  LNS does not Granger Cause LNU28 2.37276 0.11565  LNU does not Granger Cause LNS 9.90111 0.00079檢驗(yàn)結(jié)果表明，在0.01的顯著性水平下，接受原假設(shè)“l(fā)nS不影響lnU”，拒絕原假設(shè)“l(fā)nU不影響lnS”，說明城鎮(zhèn)居民人均可支配收入對(duì)城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄有顯著影響。四、模型分析由上述分析可知，自1980年起，我國(guó)城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄的變化與城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、農(nóng)村居民家庭人均純收入、實(shí)際存款利率以及通貨膨脹率都有著一定聯(lián)系，只是各因素的影響程度不同。城鎮(zhèn)居民人均可支配收入。由回歸模型可見城鎮(zhèn)居民人均可支配收入對(duì)城