儲蓄存款總額及存款利率、可支配收入、物價關(guān)聯(lián)度的實證分析

1、應用經(jīng)濟計量學期末考核 儲蓄存款總額與存款利率、可支配收入、物價 關(guān)聯(lián)度的實證分析專業(yè)：08國際經(jīng)濟與貿(mào)易學號：0802019122姓名：張衛(wèi)榮完成時間：2011年01月江西師范大學科學技術(shù)學院摘 要存款儲蓄是居民經(jīng)濟生活中的大事，同時儲蓄額可以在一定程度上反映居民的富余程度，因此了解影響居民存款的因素對于我們清楚人們的儲蓄心理并為一些經(jīng)濟政策的出臺可以提供很好的借鑒作用。本文選取了1991-2008年的數(shù)樣本據(jù)，對儲蓄存款的決定因素進行實證分析，研究主要檢驗了存款利率居民可支配收入以及物價水平和居民儲蓄存款的關(guān)聯(lián)度，通過對四者的關(guān)系進行了實證分析，我們得以上因素對儲蓄存款都有一定的影響，居民

2、的人均可支配收入和名義利率是影響居民儲蓄存款的最主要因素,消費品的價格水平和實際利率對居民的儲蓄存款有一定的影響,但影響不是很顯著。關(guān)鍵詞：儲蓄存款；物價；可支配收入；實證分析AbstractSavings account is residents economic life, and an event in savings can to a certain extent reflect the surplus degree, so people know influence factors of residents' deposits for we know people's

3、 saving psychology and for some economic policies in can provide very good reference. This paper selects the 1991-2008, according to the number of samples, the savings deposit determinant of empirical analysis, research mainly tested the deposit rates residents' disposable income and price level

4、 and resident savings degree with the four who examines the relationship, we must above factors on the savings deposit has certain influence, residents' per capita disposable income and nominal interest rate is affecting resident savings of main factor, and consumer price level and the actual in

5、terest rate for the savings deposits of residents have certain effect, but the impact of not significantKeywords: savings, Prices; Disposable income, Empirical analysis 目錄序 言5一、儲蓄存款總額與存款利率關(guān)聯(lián)度分析6二、儲蓄存款總額、存款利率與可支配收入關(guān)聯(lián)度分析10三、儲蓄存款總額、存款利率與可支配收入與物價關(guān)聯(lián)度分析14四、模型影響因素數(shù)量確定20五、模型設定誤差分析19六、模型結(jié)構(gòu)穩(wěn)定性檢驗20七、模型多重共線性診斷及

6、補救27八、模型自相關(guān)診斷及補救39九、模型異方差診斷及補救41序 言自改革開放以來，我國城鄉(xiāng)居民的儲蓄存款總額不斷增長，而隨著改革的深入特別是20世紀90年代更是迅速擴大，1990年我國居民儲蓄存款7119.6億元，2003年已達到103617.65億元人民幣，2008年我國居民儲蓄存款增至217885.4億元。從1990年到2008年我國居民的儲蓄存款一直保持著增長的勢頭。儲蓄存款是反映我國經(jīng)濟狀況的一個重要指標，居民的存款意愿直接受其收入影響，因此可支配收入對儲蓄存款的影響非常直接。而居民的儲蓄存款額跟其消費額必然成一定的負相關(guān)，在當前各國均趨向保守的對外經(jīng)濟政策的形勢下，各國都依靠擴大

7、內(nèi)需來拉動經(jīng)濟增長，一系列政策措施都將可能影響居民的儲蓄行為，特別是利率的高低。儲蓄存款不僅是一種投資理財?shù)男袨?，人們不僅關(guān)心它的利息收入，更關(guān)心它的實際價值，如果市場通貨膨脹或貶值都會的儲蓄產(chǎn)生很大的影響，在這方面物價的高低，最明顯和直接，因此在物價飛漲的情況下，人們是否儲蓄就不會過分關(guān)注名義利率的高低，而在乎的實際利率。居民的儲蓄存款是關(guān)系國民經(jīng)濟的一個大事，利率物價可支配收入等因素的居民存款的影響到底多大，了解它們之間的關(guān)聯(lián)度可以為很多經(jīng)濟活動和行為提供借鑒和更適合的政策，所以本文選取全國近19年來有關(guān)我國居民儲蓄存款總額、物價、可支配收入、利率的數(shù)據(jù)，運用計量經(jīng)濟學的分析方法，建立相應

8、的回歸模型以及運用一些相關(guān)分析方法對所建模型進行分析，以更好的說明因素間的關(guān)系，即存款利率、可支配收入、物價對居民儲蓄存款的影響因素的實證分析。一、 居民儲蓄存款總額與存款利率關(guān)聯(lián)度分析 為了更好的進行對居民儲蓄存款總額和存款利率的關(guān)聯(lián)度分析，我們選取全國1990年至2008年居民儲蓄存款總額和存款利率的統(tǒng)計資料，如表1所示。表1 1990-2008年我國居民儲蓄存款總額和存款利率 年份儲蓄存款總額（億元）Y存款利率（%）X119907119.6 2.1619919244.9 1.80199211757.3 1.80199315203.5 38 3.151995296

9、62.3 38 1.98199746279.8 1.71199853407.5 1.44199959621.8 0.99200064332.4 0.99200173762.4 0.99200286910.7 0.722003103617.7 0.722004119555.4 0.722005141051.0 0.722006161587.3 0.722007172534.2 0.812008217885.4 0.72 我們建立二元線性回歸模型Lnyb1b2LnX2，把國內(nèi)生產(chǎn)總值作為被解釋變量y，固定資產(chǎn)投資額作為解釋變量X2，由于回歸模型的需要我們對表1中的數(shù)據(jù)進行

10、對數(shù)處理結(jié)果如表2所示。表2 1990-2008年我國居民儲蓄存款總額和存款利率年份儲蓄存款總額（億元）y存款利率（%）x119908.8706 0.7701 19919.1318 0.5878 19929.3722 0.5878 19939.6293 1.1474 19949.9767 1.1474 199510.2976 1.1474 199610.5590 0.6831 199710.7425 0.5365 199810.8857 0.3646 199910.9958 -0.0101 200011.0718 -0.0101 200111.2086 -0.0101 200211.3726

11、-0.3285 200311.5485 -0.3285 200411.6915 -0.3285 200511.8569 -0.3285 200611.9928 -0.3285 200712.0584 -0.2107 200812.2917 -0.3285 運行統(tǒng)計分析軟件SPSS，將上表中數(shù)據(jù)輸入界面，進行線性回歸分析所得結(jié)果如表3、表4和表5所示。表3 模型匯總模型RR 方調(diào)整 R 方標準 估計的誤差1.833a.693.675.5889486a. 預測變量: (常量), 存款利率（%）x1。表4 Anovab模型平方和df均方FSig.1回歸13.321113.32138.404.000a

12、殘差5.89717.347總計19.21718a. 預測變量: (常量), 存款利率（%）x1。b. 因變量: 儲蓄存款總額（億元）y表5 系數(shù)a模型非標準化系數(shù)標準系數(shù)tSig.B標準 誤差試用版1(常量)11.204.14975.318.000存款利率（%）x1-1.539.248-.833-6.197.000a. 因變量: 儲蓄存款總額（億元）y據(jù)此，可得該線性回歸模型各項數(shù)據(jù)為：b2 -1.539b1 11.204 0.347Var（b1） 0.022Var（b2） 0.061Se（b1） 0.149Se（b2） 0.248t（b1） 75.318t（b2） -6.197 0.693

13、df 17模型為：Lny11.204-1.539x2令0.1我們提出如下假設：H0：Bi0，LnYB1+B2LnX2+i Lnyb1b2Lnx2 t(bi)t0.1(17)在水平下，t檢驗的拒絕域為：，1.3334和1.3334，所以t（b1）、t（b2）均落在拒絕域中，拒絕原假設，即常數(shù)項和X2對于模型均有意義。對于該模型的經(jīng)濟意義解釋如下：平均而言，在其他條件不變的情況下，存款利率每1%個百分點，將引起儲蓄存款總額變動-1.539%。并且，該模型反映了69.3%的真實情況。二、居民儲蓄存款總額、存款利率與可支配收入關(guān)聯(lián)度分析 為了更好的進行對居民儲蓄存款總額和存款利率及可支配收入的關(guān)聯(lián)度分

14、析，我們選取我國1990年至2000年居民儲蓄存款總額和存款利率及就可支配收入的統(tǒng)計資料，如表6所示。表6 1990-2000年我國儲蓄存款總額、存款利率及物價水平年份儲蓄存款總額（億元）y存款利率（%）x1物價（1978=100）x219907119.6 2.16216.419919244.9 1.80223.8199211757.3 1.80238.1199315203.5 3.15273.1199421518.8 3.15339.0199529662.3 3.15396.9199638520.8 1.98429.9199746279.8 1.71441.9199853407.5 1.44

15、438.4199959621.8 0.99432.2200064332.4 0.99434.0200173762.4 0.99437.0200286910.7 0.72433.52003103617.7 0.72438.72004119555.4 0.72455.82005141051.0 0.72464.02006161587.3 0.72471.02007172534.2 0.81493.62008217885.4 0.72522.7我們建立三元線性回歸模型Lnyb1b2Lnx2b3Lnx3。我們將儲蓄存款總額作為被解釋變量y，存款利率作為解釋變量X2，可支配收入作為解釋變量x3（以下各步

16、同上）表7 1990-2000年我國儲蓄存款總額、存款利率及可支配收入年份儲蓄存款總額（億元）y存款利率（%）x1物價（1978=100）x219908.8706 0.7701 5.3771 19919.1318 0.5878 5.4108 19929.3722 0.5878 5.4727 19939.6293 1.1474 5.6098 19949.9767 1.1474 5.8260 199510.2976 1.1474 5.9837 199610.5590 0.6831 6.0636 199710.7425 0.5365 6.0911 199810.8857 0.3646 6.0831

17、199910.9958 -0.0101 6.0689 200011.0718 -0.0101 6.0730 200111.2086 -0.0101 6.0799 200211.3726 -0.3285 6.0719 200311.5485 -0.3285 6.0838 200411.6915 -0.3285 6.1221 200511.8569 -0.3285 6.1399 200611.9928 -0.3285 6.1549 200712.0584 -0.2107 6.2017 200812.2917 -0.3285 6.2590 運行統(tǒng)計分析軟件SPSS，將上表中數(shù)據(jù)輸入界面，進行線性回歸

18、分析所得結(jié)果如表8、表9和表10所示。表8 模型匯總模型RR 方調(diào)整 R 方標準 估計的誤差1.982a.963.959.2096152a. 預測變量: (常量), 物價（1978=100）x2, 存款利率（%）x1。表9 Anovab模型平方和df均方FSig.1回歸18.51429.257210.685.000a殘差.70316.044總計19.21718a. 預測變量: (常量), 物價（1978=100）x2, 存款利率（%）x1。b. 因變量: 儲蓄存款總額（億元）y表10 系數(shù)a模型非標準化系數(shù)標準系數(shù)tSig.B標準 誤差試用版1(常量)-4.1371.412-2.930.010

19、存款利率（%）x1-.730.116-.395-6.316.000物價（1978=100）x22.542.234.68010.872.000a. 因變量: 儲蓄存款總額（億元）y據(jù)此，可得該線性回歸模型各項數(shù)據(jù)為：b2 -0.7305 b3 2.542b1 -4.1370.044Var（b1） 1.994 Var（b2） 0.135Var（b3） 0.056Se（b1） 1.412Se（b2） 0.116Se（b3） 0.234t（b1） -2.930t（b2） -6.136t（b3） 10.872 0.963 df 16 F 210.685模型為： Lny-4.1370.7305Lnx22.

20、542Lnx3令0.1我們提出如下假設：H0：Bi0，LnYB1+B2LnX2+B3LnX3+i Lnyb1b2LnX2b3LnX3 t(bi) t0.1(16)在水平下，t檢驗的拒絕域為：，1.3368和1.3368，所以t（b1）、t（b2）、t（b3）均落在拒絕域中，拒絕原假設，即常數(shù)項、x2、x3對于模型均有意義。對于該模型的經(jīng)濟意義解釋如下：平均而言，在其他條件不變的情況下，存款利率每變動1%個百分點，將引起儲蓄存款總額變動-0.205%個單位；在其他條件不變的情況下，物價水平每變動1%，將引起儲蓄存款總額變動2.542%。并且，該模型反映了96.3%的真實情況。三、儲蓄存款總額、存

21、款利率、物價與可支配收入關(guān)聯(lián)度分析為了更好的進行對居民儲蓄存款總額和存款利率、物價、可支配收入的關(guān)聯(lián)度分析，我們選取全國1990年至2008年居民儲蓄存款總額和存款利率、物價、可支配收入的統(tǒng)計資料，如表11所示。表11 1990-2000年我國儲蓄存款總額、存款利率、物價及可支配收入年份儲蓄存款總額（億元）y存款利率（%）x2物價（1978=100）x3可支配收入（元）x419907119.6 2.16216.42196.5 19919244.9 1.80223.82409.2 199211757.3 1.80238.12810.6 199315203.5 3.15273.13499.0 19

22、9421518.8 3.15339.04717.2 199529662.3 3.15396.95860.7 199638520.8 1.98429.96765.0 199746279.8 1.71441.97250.4 199853407.5 1.44438.47587.1 199959621.8 0.99432.28064.3 200064332.4 0.99434.08533.4 200173762.4 0.99437.09226.0 200286910.7 0.72433.510178.4 2003103617.7 0.72438.711094.4 2004119555.4 0.7245

23、5.812358.0 2005141051.0 0.72464.013747.9 2006161587.3 0.72471.015346.5 2007172534.2 0.81493.617926.2 2008217885.4 0.72522.720541.4 我們建立三元線性回歸模型Lnyb1b2Lnx2b3Lnx3b4Lnx4。我們將儲蓄存款總額作為被解釋變量y，存款利率作為解釋變量X2，可支配收入作為解釋變量x3 ，物價作為解釋變量x3（以下各步同上），由于回歸模型的需要我們對表11中的數(shù)據(jù)進行對數(shù)處理結(jié)果如表12所示。表12 1990-2000年我國儲蓄存款總額、存款利率、物價及可支配

24、收入年份儲蓄存款總額（億元）y存款利率（%）x2物價（1978=100）x3可支配收入（元）x419908.8706 0.7701 5.3771 7.6946 19919.1318 0.5878 5.4108 7.7871 19929.3722 0.5878 5.4727 7.9412 19939.6293 1.1474 5.6098 8.1602 19949.9767 1.1474 5.8260 8.4590 199510.2976 1.1474 5.9837 8.6760 199610.5590 0.6831 6.0636 8.8195 199710.7425 0.5365 6.0911

25、8.8888 199810.8857 0.3646 6.0831 8.9342 199910.9958 -0.0101 6.0689 8.9952 200011.0718 -0.0101 6.0730 9.0517 200111.2086 -0.0101 6.0799 9.1298 200211.3726 -0.3285 6.0719 9.2280 200311.5485 -0.3285 6.0838 9.3142 200411.6915 -0.3285 6.1221 9.4221 200511.8569 -0.3285 6.1399 9.5286 200611.9928 -0.3285 6.

26、1549 9.6386 200712.0584 -0.2107 6.2017 9.7940 200812.2917 -0.3285 6.2590 9.9302 運行統(tǒng)計分析軟件SPSS，將上表中數(shù)據(jù)輸入界面，進行線性回歸分析所得結(jié)果如表13、表14和表15所示。表13 模型匯總模型RR 方調(diào)整 R 方標準 估計的誤差1.999a.998.997.0523791a. 預測變量: (常量), 可支配收入（元）x4, 存款利率（%）x2, 物價（1978=100）x3。 表14 Anovab模型平方和df均方FSig.1回歸19.17636.3922329.848.000a殘差.04115.003總

27、計19.21718a. 預測變量: (常量), 可支配收入（元）x4, 存款利率（%）x2, 物價（1978=100）x3。b. 因變量: 儲蓄存款總額（億元）y表15 系數(shù)a模型非標準化系數(shù)標準系數(shù)tSig.B標準 誤差試用版1(常量)-2.193.374-5.859.000存款利率（%）x2-.240.043-.130-5.601.000物價（1978=100）x3.248.159.0661.561.139可支配收入（元）x41.301.084.83115.532.000a. 因變量: 儲蓄存款總額（億元）y據(jù)此，可得該線性回歸模型各項數(shù)據(jù)為：b2 -0.240 b3 0.248b4 1.

28、301b1 -2.193=0.003Var（b1） 0.140 Var（b2） 0.002Var（b3） Var（b4） =0.0250.007Se（b1） 0.374Se（b2） 0.043Se（b3） 0.159Se（b4）= 0.084t（b1） -5.859t（b2） -5.601t（b3） 1.561t（b4） = 15.532 0.998 df 15 F 2329.848模型為： Lny-2.1930.240LnX20.248LnX3+1.301LnX4令0.1我們提出如下假設：H0：Bi0，LnYB1+B2LnX2+B3LnX3+i Lnyb1b2LnX2b3LnX3 t(bi)

29、 t0.1(15)在水平下，t檢驗的拒絕域為：，1.3406和1.3406，所以t（b1）、t（b2）、t（b3）均落在拒絕域中，拒絕原假設，即常數(shù)項、x2、x3、x4對于模型均有意義。聯(lián)合假設檢驗：H0：0F (3，15)在水平下，模型中的F值落在F檢驗的右側(cè)拒絕域3.29，中，拒絕原假設，即0對于該模型的經(jīng)濟意義解釋如下：平均而言，在其他條件不變的情況下，存款利率每變動1%，將引起儲蓄存款總額變動-0.240%；在其他條件不變的情況下，物價水平每變動1%，將引起儲蓄存款總額變動0.248%；在其他條件不變的情況下，可支配收入每變動1%，將引起儲蓄存款總額變動1.301%。并且，該模型反映了

30、99.8%的真實情況。四、模型影響因素數(shù)量確定對于模型一：Lny11.204-1.539x2 0.693 1-(1-) 0.675對于模型二：Lny-4.1370.7305Lnx22.542Lnx30.963 1-(1-) 0.959對于模型三：Lny-2.1930.240LnX20.248LnX3+1.301LnX40.998 1-(1-) 0.997據(jù)此，我們可以看出，該模型在增加了解釋變量X3（可支配收入）,X4 （物價），校正判定系數(shù)增大了，所以，增加的解釋變量是有用變量，即可支配收入物價是影響儲蓄存款總額的重要因素，應在模型中保留。五、模型設定誤差分析對于模型一：Lny11.204-

31、1.539x2Se（b1） 0.149 Se（b2） 0.248t（b1） 75.318 t（b2） -6.197 0.693 df 17對于模型二：Lny-4.1370.7305Lnx22.542Lnx3Se（b1） 1.412 Se（b2）0.116 Se（b3） 0.234t（b1） -2.930 t（b2） -6.316 t（b3）= 10.872 0.963 df 16對于模型三：Lny-2.1930.240LnX20.248LnX3+1.301LnX4Se（b1） 0.374 Se（b2） 0.043 Se（b3） 0.159 Se（b4） 0.084t（b1） -5.859 t（

32、b2） -5.601 t（b3）1.561 t（b4） 15.532 0.998 df 15通過比較可以發(fā)現(xiàn)，從總體來看模型一中的參數(shù)的標準差比模型二中對應參數(shù)的標準差要大，總體來看模型二中的參數(shù)的標準差比模型三中對應參數(shù)的標準差要大；模型一中各參數(shù)的t檢驗值要比模型二中對應參數(shù)的t檢驗值大，模型二中各參數(shù)的t檢驗值要比模型三中對應參數(shù)的t檢驗值大。也就是說，在同一水平下，各模型的t檢驗值相比，假設檢驗越來越顯著。但同時，我們應該看到，模型一的擬合優(yōu)度比模型二要低，模型二的擬合優(yōu)度比模型三要低，即模型三中的解釋變量與模型一二中的解釋變量相比，能夠更好的解釋因變量，也就是物價、可支配收入、利率同

33、時作為影響因素時，與前面兩種情況相比，能夠更好的說明儲蓄存款總額的變化情況。六、模型結(jié)構(gòu)穩(wěn)定性檢驗1.對樣本進行線性回歸分析，依據(jù)前面步驟可得出以下數(shù)據(jù)：Lny-2.1930.240LnX20.248LnX3+1.301LnX4Se（b1） 0.374 Se（b2） 0.043 Se（b3） 0.159 Se（b4） 0.084t（b1） -5.859 t（b2） -5.601 t（b3）1.561 t（b4） 15.532 0.998 df 15（1）將樣本分為兩段，其中第一段數(shù)據(jù)如表16所示。表16 1990-2000年我國儲蓄存款總額、存款利率、物價及可支配收入年份儲蓄存款總額（億元）y

34、存款利率（%）x2物價（1978=100）x3可支配收入（元）x419908.8706 0.7701 5.3771 7.6946 19919.1318 0.5878 5.4108 7.7871 19929.3722 0.5878 5.4727 7.9412 19939.6293 1.1474 5.6098 8.1602 19949.9767 1.1474 5.8260 8.4590 199510.2976 1.1474 5.9837 8.6760 199610.5590 0.6831 6.0636 8.8195 199710.7425 0.5365 6.0911 8.8888 199810.8

35、857 0.3646 6.0831 8.9342 199910.9958 -0.0101 6.0689 8.9952 建立四元線性回歸模型Lnyb1b2Lnx2b3Lnx3b4Lnx4（相關(guān)計算數(shù)據(jù)參照于附表5），運行統(tǒng)計分析軟件SPSS，將上表中數(shù)據(jù)輸入界面，進行線性回歸分析所得結(jié)果如表17、表18和表19所示。表17 模型匯總模型RR 方調(diào)整 R 方標準 估計的誤差1.999a.998.997.0394344a. 預測變量: (常量), 可支配收入（元）x4, 存款利率（%）x2, 物價（1978=100）x3。表18 Anovab模型平方和df均方FSig.1回歸5.25931.7531

36、127.289.000a殘差.0096.002總計5.2689a. 預測變量: (常量), 可支配收入（元）x4, 存款利率（%）x2, 物價（1978=100）x3。b. 因變量: 儲蓄存款總額（億元）y表19 系數(shù)a模型非標準化系數(shù)標準系數(shù)tSig.B標準 誤差試用版1(常量)-1.515.389-3.890.008存款利率（%）x2-.127.047-.063-2.736.034物價（1978=100）x3-1.141.498-.449-2.290.062可支配收入（元）x42.165.3051.4197.089.000a. 因變量: 儲蓄存款總額（億元）y據(jù)此，可得該線性回歸模型各項數(shù)

37、據(jù)為：b2 -0.127 b3 -1.141b4 2.165b1 -1.515 0.002Var（b1）108.014449 Var（b2）0.0196Var（b3）1.110916Var(b4) 0.389 Se（b1） 1.412 Se（b2） 0.047 Se（b3） 0.498Se（b4）0.305t（b1） -3.890t（b2） -2.736t（b3） -2.290t（b4） 7.089 0 .998 df 6 F 1127.289模型為：Lny-1.515-0.127Lnx2-1.141Lnx32.165Lnx4令0.1，我們提出如下假設：H0：Bi0，LnYB1+B2LnX2+B3LnX3