計量經(jīng)濟學(xué)-案例分析-第八章

第八章案例分析

改革開放以來，隨著經(jīng)濟的發(fā)展中國城鄉(xiāng)居民的收入快速增長，同時城鄉(xiāng)居民的儲蓄存

款也迅速增長。經(jīng)濟學(xué)界的一種觀點認(rèn)為，20世紀(jì)90年代以后由于經(jīng)濟體制、住房、醫(yī)療、

養(yǎng)老等社會保障體制的變化，使居民的儲蓄行為發(fā)生了明顯改變。為了考察改革開放以來中

國居民的儲蓄存款與收入的關(guān)系是否已發(fā)生變化，以城鄉(xiāng)居民人民幣儲蓄存款年底余額代表

居民儲蓄(Y),以國民總收入GN1代表城鄉(xiāng)居民收入，分析居民收入對儲蓄存款影響的數(shù)量

關(guān)系。

表8.1為1978-2003年中國的國民總收入和城鄉(xiāng)居民人民幣儲蓄存款年底余額及增加額

的數(shù)據(jù)。

表8.1國民總收入與居民儲蓄存款單位：億元

城鄉(xiāng)居民人城鄉(xiāng)居民人城鄉(xiāng)居民人城鄉(xiāng)居民人

國民總收國民總收

年民幣儲蓄存民幣儲蓄存年民幣儲蓄存民幣儲蓄存

入入

份款年底余額款增加額份款年底余額款增加額

(GNI)(GNI)

(Y)(YY)(Y)(YY)

19783624.1210.6NA199121662.59241.62121.800

19794038.2281.070.4199226651.911759.42517.800

19804517.8399.5118.5199334560.515203.53444.100

19814860.3532.7124.2199446670.021510.86315.300

19825301.86乃.4151.7199557494.929662.38143.500

19835957.4892.5217.1199666850.538520.88858.500

19847206.71214.7322.2199773142.746279.87759.000

19858989.11622.6407.9199876967.253407.57615.400

198610201.42237.6615.0199980579.459621.86253.000

198711954.53073.3835.7200088254.064332.44976.700

198814922.33801.5728.2200195727.973762.49457.600

198916917.85146.91374.22002103935.386910.613233.20

199018598.47119.81923.42003116603.2103617.716631.90

數(shù)據(jù)來源:《中國統(tǒng)計年中2004》，中國統(tǒng)計出版社。表中''城鄉(xiāng)居民人民幣儲蓄存款年增加額”為年

鑒數(shù)值，與用年底余額計算的數(shù)值有差異。

為了研究1978-2003年期間城鄉(xiāng)居民儲蓄存款隨收入的變化規(guī)律是否有變化，考證城

鄉(xiāng)居民儲蓄存款、國民總收入隨時間的變化情況，如下圖所示:

圖8.5

從圖8.5中，尚無法得到居民的儲蓄行為發(fā)生明顯改變的詳盡信息。若取居民儲蓄的增量

(YY),并作時序圖(見圖8.6)

從居民儲蓄增量圖可以看出，城鄉(xiāng)居民的儲蓄行為表現(xiàn)出了明顯的階段特征：在1996年和

2000年有兩個明顯的轉(zhuǎn)折點。再從城鄉(xiāng)居民儲蓄存款增量弓國民總收入之間關(guān)系的散布圖

看(見圖8.7),也呈現(xiàn)出了相同的階段性特征。

為了分析居民儲蓄行為在1996年前后和2000年前后三個階段的數(shù)量關(guān)系，引入虛擬變

量I)1和IL。和1)2的選擇，是以1996^2000年兩個轉(zhuǎn)折點作為依據(jù)，1996年的GNI為66850.50

億元,2000年的GN1為國為民8254.00億元,并設(shè)定了如下以加法和乘法兩種方式同時引入

虛擬變量的的模型：

YY,=^+AGN/,+&(GM,-66850.50)%(GN7,—88254.00)

八fl1=1996年以后八fl『=2000年以后

其中."(01=1996年及以前2，［=2000年及以前

對上式進行回歸后，有：

DependentVariable:YY

Method:LeastSquares

Date:06/16/05Time:23:27

Sample(adjusted):19792003

Includedobservations:25afteradjustments

VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C-830.4045172.1626-4.8233740.0(X)l

GNI0.1444860.00574025.170010.0000

(GNI-66850.50)*DUMl-0.2913710.027182-10.719200.0000

(GNI-88254.00)*DUM20.5602190.04013613.958100.000()

R-squarcd0.989498Meandependentvar4168.652

AdjustedR-squared0.987998S.D.dependentvar4581.447

S.E.ofregression501.9182Akaikeinfocriterion15.42040

Sumsquaredresid5290359.Schwarzcriterion15.61542

Loglikelihood-188.7550F-statistic659.5450

Durbin-Watsonstat1.677712Prob(F-statistic)0.000000

即有：

YY,=-830.4045+0J445G/V/,-0.2914(GM,-66850.50)D,,+0.5602(G^Z,-88254.00)D；l

se=(172.1626)(U.US/)(U.U272)(U,U4U1)

t=(-4.8234)(25.1700)(-10.7192)(13.9581)

R2=0.9895R2=0.988()F=659.5450DW=1.6777

由于各個系數(shù)的t檢驗均大于2,表明各解釋變量的系數(shù)顯著地不等于0,居民人民幣儲蓄

存款年增加額的回歸模型分別為：

w

q=-830.4045+0.1445GM,+j/<1996

-=18649.8312-0.1469GM,+41996442000

號=-30790.0596+0.4133GN/,十//)2000

這表明三個時期居民儲蓄增