計量經濟學-案例分析-第八章

1、第八章案例分析改革開放以來，隨著經濟的發(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。經濟學界的一種觀點認為，20世紀90年代以后由于經濟體制、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 GNI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。表8.1國民總收入與居民儲蓄存款單位：億元年份國民總收入（GNI）城鄉(xiāng)居民

2、人民幣儲蓄存 款年底余額（Y）城鄉(xiāng)居民人民幣儲蓄存 款增加額（YY）年份國民總收 入（GNI）城鄉(xiāng)居民人民幣儲蓄存 款年底余額（Y）城鄉(xiāng)居民人民幣儲蓄存 款增加額（YY）19783624.1210.6NA199121662.59241.62121.80019794038.2281.070.4199226651.911759.42517.80019804517.8399.5118.5199334560.515203.53444.10019814860.3532.7124.2199446670.021518.86315.30019825301.8675.4151.7199557494.929662

3、.38143.50019835957.4892.5217.1199666850.538520.88858.50019847206.71214.7322.2199773142.746279.87759.00019858989.11622.6407.9199876967.253407.57615.400198610201.42237.6615.0199980579.459621.86253.000198711954.53073.3835.7200088254.064332.44976.700198814922.33801.5728.2200195727.973762.49457.600198916

4、917.85146.91374.22002103935.386910.613233.20199018598.47119.81923.42003116603.2103617.716631.90數(shù)據來源：中國統(tǒng)計年鑒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19782003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:120000100000-400002WMGNio eOB2&ISEea9a9l2949698Ma2圖8.5從圖8.5中，尚無法得到居民的

5、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）20CUCir-“-1CC0C圖8.6*OOCOmnoot， RtKXD TconrGF*8.71996年和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:2000年有兩個明顯的轉折點。再從城鄉(xiāng)居民儲蓄存款增量與國民總收入之間關系的散布圖看（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)量關系，引入虛擬變量D和D2°D和D2的選擇，是以1996>2000年兩個轉折點作為依據，1996年的GNI為66850.50億元

6、,2000年的GNI為國為民8254.00億元，并設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 =1+ 2GNIt3 GNIt 66850.50 D1t +4 GNh88254.00 D2t iD 1t 1996年以后D1 t2000年以后其中:D1t_0t 1996年及以前2t0 t2000年及以前對上式進行回歸后，有:Dependent Variable: YYMethod: Least SquaresDate: 06/16/05 Time: 23:27Sample (adjusted): 1979 2003Included observations: 25 after

7、adjustmentsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C-830.4045172.1626-4.8233740.0001GNI0.1444860.00574025.170010.0000(GNI-66850.50)*DUM1-0.2913710.027182-10.719200.0000(GNI-88254.00)*DUM20.5602190.04013613.958100.0000R-squared0.989498Mean dependent var4168.652Adjusted R-squared0.987998S.D. depe

8、ndent var4581.447S.E. of regression501.9182Akaike info criterion15.42040Sum squared resid5290359.Schwarz criterion15.61542Log likelihood-188.7550F-statistic659.5450Durbin-Watson stat1.677712Prob(F-statistic)0.000000即有:YY = -830.4045 + 0.1445GNIt - 0.2914 GNIt-66850.50 6 + 0.5602 GNIt-88254.00 D?t(0.

9、0401)(13.9581)se= ( 172.1626) ( 0.0057)( 0.0272)t =(-4.8234)(25.1700)(-10.7192)2 2R 0.9895 R 0.9880F 659.5450 DW 1.6777t 19961996<t2000t 20000，居民人民幣儲蓄由于各個系數(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 存款年增加額的回歸模型分別為:YY = -830.4045 + 0.1445GNIt+ 1tYY YY = 18649.8312- 0.1469GNIt+ 2tYY =- 30790.0596 + 0.4133GNIt+ 3t這表明三個時期居民儲蓄增加額的回歸方程在統(tǒng)計意義上確實是不相同的。 1996 年以 前收入每增加 1 億元，居民儲蓄存款的增加額為 0.1445 億元；在 2000 年以后，則為