計量經(jīng)濟學居民儲蓄

1、計量經(jīng)濟學課程設計班級：10經(jīng)61學號：10081051姓名： 張嬌嬌 2012年11 月一、引 言 居民儲蓄是指一定時期內(nèi)居民可支配收入減去居民消費的剩余，它表現(xiàn)為各種（實物的和金融的）資產(chǎn)的持有。中國居民的儲蓄形式主要是銀行儲蓄存款。自1979年改革開放以來，我國經(jīng)濟體制改革以來，國民收入在不斷提高，收入分配格局在不斷變化，居民收入在國民收入的比重不斷增加。伴隨著經(jīng)濟增長和收入增加，居民的儲蓄率也在不斷增長。雖然高儲蓄率可能是經(jīng)濟發(fā)展的一個重要的解釋因素，但并不等于儲蓄率越高越好。居民儲蓄的快速增長，成為我國經(jīng)濟發(fā)展的主要資金來源，但過高的儲蓄，必然伴隨著投資或消費的不足。我們勢必要找到一

2、個最優(yōu)的儲蓄率能最大程度促進經(jīng)濟的發(fā)展。表1 20022010我國城鄉(xiāng)居民人民幣儲蓄存款年份200220032004200520062007200820092010居民儲蓄（億元）86910.65103617.65119555.39141050.990161587.30172534.19217885.35260771.66303302.50二、理論基礎 居民儲蓄存款總額是我國評價經(jīng)濟運行情況的一個重要總量指標，它與許多宏觀經(jīng)濟指標之間都存在著密切聯(lián)系。居民收入主要受一下兩個因數(shù)的影響：可支配收入和儲蓄率。而儲蓄率的變化受到以下因素的影響：通貨膨脹率以及通貨膨脹預期造成實際利率的變化，居民消費支

3、出、物價水平、金融投資收益及渠道的變化。個人可支配收入越大，儲蓄存款增加越多；反之也成立。從實際情況來看，我國居民存款變化受到名義利率變化的影響很小，主要受到通貨膨脹引起的實際利率變化的影響。關于金融投資渠道及收益，一方面，我國居民的金融投資意識越來越強；另一方面，隨著我國證券市場的發(fā)展，可供居民選擇的投資渠道越來越多，如股票、國債以及多種多樣的基金等金融資產(chǎn)不斷進入居民的資產(chǎn)組合之中。（本文選取相應期間股票指數(shù)來反映金融投資對儲蓄存款的影響。本文用社會消費品零售總額表示居民消費支出。） 1.收入水平：收入水平是影響儲蓄的主要因素之一，由于居民可支配收入數(shù)據(jù)的不可獲得性，本文將國內(nèi)生產(chǎn)總值（g

4、dp）作為衡量居民收入水平的指標。只有收入達到一定水平之后才能進行儲蓄，而且根據(jù)凱恩斯絕對收入假說，隨收入的而增長 ，但其增量小于收入增量。 2.利率水平（名義利率）：利率作為消費的機會成本也會對儲蓄產(chǎn)生影響 ，從理論上說利率水平越高，消費的機會成本就越大，居民就會壓縮當前消費，增加儲蓄。反之，利率水平越低，消費的機會成本就越小，當前消費就會增加，儲蓄就會減少。本文采用一年期存款利率水平作為指標。3.物價水平：物價水平也可以影響儲蓄和消費，物價水平越高，相同消費水平所支出的貨幣就越多，在貨幣收入一定的情況下，能供儲蓄的貨幣就越少。同時，物價水平?jīng)Q定了實際利率，既定的名義利率下，物價水平與實際利

5、率負相關。4.通貨膨脹率：通貨膨脹率，是貨幣超發(fā)部分與實際需要的貨幣量之比,用以反映通貨膨脹、貨幣貶值的程度;而價格指數(shù)則是反映價格變動趨勢和程度的相對數(shù)。5.其他投資渠道：儲蓄是一種投資行為，而除了銀行儲蓄外還有其他投資渠道，由于數(shù)據(jù)原因，本文只將股票市值作為其他投資渠道發(fā)達程度的衡量指標。三、計量模型 yi=0+1 x1+2x2+3x3+4x4+5 x5+表2 全國各地區(qū)居民儲蓄及影響因素 單位：億元年份居民儲蓄（sav）國內(nèi)生產(chǎn)總值（gdp）一年期定期存款rate（%）零售價格指數(shù)(rpi)消費物價指數(shù)（cpi）股票市價總市值(smv)200286910.65 120332.71.98

6、98.70 99.238329.0 2003103617.65 135822.81.98 99.90 101.242458.0 2004119555.39 159878.3 2.25 102.80 103.937056.0 2005141050.99 184937.4 2.39 100.80 101.832430.0 2006161587.30 216314.4 2.52 101.00 101.589404.0 2007172534.19 265810.33.47 103.80 104.8327141.0 2008217885.35 314045.43.22 105.90 105.912136

7、6.0 2009260771.66 340902.8 2.63 98.80 99.3243939.0 2010303302.50401202.0 2.75103.1 103.3 265423.0三、參數(shù)估計用eviews軟件，對此模型進行回歸，結果見表3。表3 居民儲蓄的影響因素回歸分析結果 coefficientstd. errort-statisticprob.  c163477.880053.512.0421060.1338x10.8939500.02956430.238050.0001x2-15924.746236.738-2.5533760.0837x3-1056

8、1.854421.035-2.3890000.0968x49001.7484115.4732.1872940.1165x5-0.0625400.027660-2.2610510.1088r-squared0.999277    mean dependent var174135.1adjusted r-squared0.998071    s.d. dependent var73244.90s.e. of regression3216.621    akaike info cr

9、iterion19.22477sum squared resid31039944    schwarz criterion19.35625log likelihood-80.51147    hannan-quinn criter.18.94103f-statistic829.0121    durbin-watson stat1.887577prob(f-statistic)0.000066（1）、相關性檢驗：r2=0.999277，表明方程擬和度很高。f統(tǒng)計量也明顯顯著表

10、明模型，總體是顯著的。f統(tǒng)計值為829.0121，總體是顯著的。（2）、t =(30.23805) (-2.553376) (-2.389000) （2.187294）（-2.26105）根據(jù)查詢t分布表得：t0.0025（3）=3.18， 由此看出存在多重共線性。（3）、多重共線性檢驗計算解釋變量與被解釋變量的相關系數(shù)，得其相關系數(shù)矩陣，見表4。表4 各變量的相關系數(shù)表yx1x2x3x4x5y 1.000000 0.989286 0.574573 0.335417 0.226924 0.735933x1 0.989286&

11、#160;1.000000 0.682528 0.429980 0.323641 0.791234x2 0.574573 0.682528 1.000000 0.741273 0.699330 0.758138x3 0.335417 0.429980 0.741273 1.000000 0.983639 0.306365x4 0.226924 0.323641 0.699330 0.983639&

12、#160;1.000000 0.264430x5 0.735933 0.791234 0.758138 0.306365 0.264430 1.000000采用逐步回歸法，來檢驗并解決多重共線性問題。分別作y對x1、x2、x3、x4x5的一元回歸，結果如表5所示:表5 逐步回歸結果（1）變量x1x2x3x4x5數(shù)估計0.73641482109.3110120.527129.848111839.8t統(tǒng)計17.928351.8573770.9420010.6164672.875834可絕系數(shù)0.9786860.3301340.1

13、125050.0514950.541597調(diào)整后的可絕系數(shù)0.9756410.234439-0.014280-0.0840060.476111其中，以加入x1的方程可絕系數(shù)最大，以x1為基礎，順次加入x2、x3、x4 x5。結果如表6。表6 逐步回歸結果（2）x2x3x4x5可絕系數(shù)x1 x241.269920.997649-6.955825x1 x321.486270.988613-2.287173x1 x422.012800.988399-2.241296x1 x513.115290.988614-1.508893查表得t0.025（3）=3.18 經(jīng)比較，加入x5的方程可絕系數(shù)有所改進，

14、但t檢驗不顯著，因此應剔除x2、x3、x4只保留x1。x1的方程的回歸結果為：表7 居民儲蓄對國民生產(chǎn)總值的回歸結果variablecoefficientstd. errort-statisticprob.c-906.152410480.62-0.0864600.9325x10.734140.04107517.92835 0.0000r-squared0.851841durbin-watson stat1.4921747回歸模型為：y =-906.1524 + 0.73414x1（4）異方差檢驗繪制e2對x的散點圖由圖可看出e2對x的散點圖主要分布在圖中的大部分地方。大致可看出e2隨x的變動而

15、呈增大的趨勢，應此，模型可能存在異方差。（5）white 檢驗heteroskedasticity test: whitef-statistic1.690019    prob. f(2,6)0.2617obs*r-squared3.243094    prob. chi-square(2)0.1976scaled explained ss2.101216    prob. chi-square(2)0.3497由表作white檢驗，得結果如下，nr2 =3.243094。=0.025<0.1976,所以不存在異方差。（6）自相關檢驗由圖看出不存在自相關 四、結果 收入水平對居民儲蓄有明顯作用，收入水平越高，居民儲蓄也相對越高，兩者之間是正相關關系，這與一般理論一致。與收入相比利率對儲蓄額的影響則較為微弱，但利率對儲蓄結構的變動具有決定性作用。名義利率對儲蓄的影響要小于實際利率對儲蓄的影響，這是由于通脹率的存在，在一定程度上起了抵消的作用。 收入高低是影響儲蓄率的重要因素，要想使經(jīng)濟增長，儲蓄水平較高，首先必須提高城鄉(xiāng)居民的收入水平。具體來講，可采取以下措施：對城鎮(zhèn)居民而言，一是要重點增加低收入職工的收入，切實抓好再就業(yè)工程，拓寬就業(yè)渠道；二是要