計量經(jīng)濟(jì)學(xué)論文

1、關(guān)于我國城鎮(zhèn)居民儲蓄存款模型的計量經(jīng)濟(jì)分析姓名：XXX內(nèi)容摘要：本文利用我國1978年以來的統(tǒng)計數(shù)字建立了可以通過各種檢驗的城鎮(zhèn)居民儲蓄率的模型，對我國城鎮(zhèn)居民儲蓄存款情況進(jìn)行實證分析。通過對該模型的經(jīng)濟(jì)含義分析得出各種主要因素對我國城鎮(zhèn)居民儲蓄存款數(shù)量的影響程度，并針對我國城鎮(zhèn)居民存款儲蓄現(xiàn)狀提出自己的一些建議。 關(guān)鍵詞：居民儲蓄存款 實證分析 主要因素 一、問題的提出 1978年以來,隨著我國國民經(jīng)濟(jì)的飛速發(fā)展,我國的居民儲蓄也出現(xiàn)高速增長的態(tài)勢。進(jìn)入90年代以后我國居民儲蓄存款余額始終保持在兩位數(shù)的增長速度。我國居民儲蓄存款持續(xù)增長這一經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象引起國內(nèi)理論界的廣泛關(guān)注。這對我國經(jīng)濟(jì)的進(jìn)一

2、步增長有著有利的一面,但也會帶來一定程度的負(fù)面影響。所以國家相繼出臺了一系列積極的財政和貨幣政策,以刺激國內(nèi)消費和投資需求,分流儲蓄,但是居民儲蓄依然持續(xù)增加。由于居民的儲蓄存款直接影響著居民的消費行為，影響著貨幣的供給量，進(jìn)而間接影響著國家經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，宏觀調(diào)控的力度和效果，因此，對我國居民存款儲蓄問題的深入研究就顯得尤為重要，這有助于幫助大家認(rèn)清現(xiàn)狀，做出合理的決策。雖然我們作為本科階段的學(xué)生對這個問題的理解和研究還不夠深入和透徹，但對此問題的探索有利于我們更好的掌握專業(yè)知識，了解國情，提高實際操作水平和理論聯(lián)系實際、發(fā)現(xiàn)問題、分析問題、解決問題的能力。 二、文獻(xiàn)綜述 我國有很多學(xué)者建立了許

3、多的儲蓄模型來分析各因素對居民儲蓄的影響程度,但分析結(jié)論的差異很大。整理以前的研究成果,一個社會的儲蓄總量受很多因數(shù)的影響，根據(jù)經(jīng)典西方宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，儲蓄水平主要受收入因數(shù)、利息率、物價水平、收入分配等因數(shù)的影響： 1.收入因數(shù) 收入是決定儲蓄的重要因數(shù)，收入的變化會直接決定著儲蓄的變化。在其他條件不變的情況下，儲蓄與可支配收入之間存在著正方向的變化關(guān)系，即居民的可支配收入增加，儲蓄量增加；個人可支配收入減少，儲蓄量減少?？芍涫杖胧侵妇用駪粼谥Ц秱€人所得稅之后，余下的全部實際現(xiàn)金收入。 2.利息率 傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)學(xué)認(rèn)為，在收入即定的條件下，較高的利息率會使儲蓄增加。在本文中，我們選用的利息率是根

4、據(jù)當(dāng)年變動月份加權(quán)平均后的一年期儲蓄存款加權(quán)利率。 3.物價水平 物價水平會導(dǎo)致居民戶的消費傾向的改變，從而也就會改變居民戶的儲蓄傾向。本文用通貨膨脹率來考察物價水平對儲蓄率的影響。 4.收入分配 凱恩斯認(rèn)為，收入分配的均等化程度越高，社會的平均消費傾向就會越高，社會的儲蓄傾向就會越低。在國際上，衡量收入分配平均狀況最常用的指數(shù)是基尼系數(shù)。 三、變量的選取及分析 目前我國正處于改革時期，各種不確定性因素很多。因而，要分析各種因素對中國居民儲蓄行為的影響，必須立足于中國的國情。1998年后，中國經(jīng)濟(jì)運行進(jìn)入了一種新的體制約束狀態(tài)，出現(xiàn)了明顯的供給過剩，需求對經(jīng)濟(jì)增長的約束與拉動作用明顯增強，投資

5、、消費膨脹的內(nèi)在動力明顯不足；同時，由于我國市場機(jī)制尚不健全，市場經(jīng)濟(jì)發(fā)育不成熟，市場體制的控制力還有限，從而不能形成一種有效地傳導(dǎo)機(jī)制。市場化的改革對人們的經(jīng)濟(jì)行為、心理行為帶來了很大影響，銀行開始考慮貸款風(fēng)險，投資者開始考慮投資回報，而消費者也開始考慮最佳的消費時機(jī)和預(yù)期收入。這說明，我們的微觀經(jīng)濟(jì)層面已生長出一種內(nèi)在的約束機(jī)制，然而社會各個方面對這些積極的因素還很不適應(yīng)，微觀主體內(nèi)在約束機(jī)制較強與宏觀經(jīng)濟(jì)市場傳導(dǎo)機(jī)制不暢之間的矛盾，導(dǎo)致了投資行為受阻、消費行為審慎和儲蓄持續(xù)穩(wěn)定增長。當(dāng)前影響我國居民儲蓄的因素有很多，概括起來有以下幾點：居民對社會經(jīng)濟(jì)形勢的預(yù)期、可選擇的投資渠道、信貸消費

6、的發(fā)展、利率因素的影響、假性存款的影響、消費領(lǐng)域的信用等級、高收入階層消費狀況、就業(yè)形勢壓力、體制改革、居民收入水平等。 由于我現(xiàn)在的時間和能力有限，只能綜合考慮，選取一部分變量進(jìn)行研究，而且為了方便查找數(shù)據(jù)，只建立我國城鎮(zhèn)居民儲蓄存款模型進(jìn)行研究。本文選用當(dāng)年的收入增長率來考察收入因數(shù)對儲蓄率的影響。用城鎮(zhèn)居民的儲蓄率作為被解釋變量。另外還選取了中國1979年到2002年的各年的城鎮(zhèn)居民收入的基尼系數(shù)、一年期儲蓄利率和通貨膨脹率作為解釋變量。 四、數(shù)據(jù)及處理 本文模型數(shù)據(jù)樣本為從1979-2002年。 年份 城鎮(zhèn)居民儲蓄率 城鎮(zhèn)居民收入增長率 一年期儲蓄利率 通貨膨脹率 城鎮(zhèn)居民基尼系數(shù) 1

7、979 0.06368087 0.264869934 3.78 0.02 0.16 1980 0.08740586 0.220385089 5.04 0.059804 0.15 1981 0.07093626 0.104176446 5.4 0.024052 0.15 1982 0.08105586 0.139165412 5.67 0.01897 0.15 1983 0.09963501 0.093723563 5.76 0.015071 0.16 1984 0.13025584 0.245357008 5.76 0.027948 0.19 1985 0.15161502 0.1842411

8、22 6.72 0.08836 0.19 1986 0.17454542 0.280700971 7.2 0.060109 0.2 1987 0.2175453 0.167515864 7.2 0.072901 0.23 1988 0.17862152 0.219728929 7.68 0.185312 0.23 1989 0.2721202 0.199827095 11.12 0.177765 0.23 1990 0.32760614 0.123579703 9.92 0.021141 0.24 1991 0.31032443 0.163667824 7.92 0.028888 0.25 1

9、992 0.3016907 0.228819425 7.56 0.053814 0.27 1993 0.3199061 0.311233327 9.26 0.131883 0.3 1994 0.42486435 0.397210898 10.98 0.216948 0.28 1995 0.44898036 0.261076104 10.98 0.147969 0.28 1996 0.40903477 0.198208003 9.21 0.060938 0.29 1997 0.30935015 0.127739779 7.17 0.007941 0.3 1998 0.25777978 0.108

10、852141 5.02 -0.026 0.295 1999 0.21234608 0.134557035 2.89 -0.02993 0.3 2000 0.1239205 0.125688358 2.25 -0.01501 0.32 2001 0.24155306 0.14364071 2.25 -0.0079 0.33 2002 0.29897822 0.173106495 2.03 -0.01308 0.319 數(shù)據(jù)來源：各年份的中國統(tǒng)計年鑒 注：Y代表城鎮(zhèn)居民儲蓄率 X1代表城鎮(zhèn)居民收入增長率 X2代表一年期儲蓄利率 X3代表通貨膨脹率 X4代表城鎮(zhèn)居民基尼系數(shù) 五、模型及處理 基于以上

11、數(shù)據(jù)，建立的模型是： Y=1+2X1+3X2+4X3+5X4+u 1度量了截距項，它表示在沒有收入的時候人們也要花錢消費，儲蓄率為負(fù)。 2度量了當(dāng)城鎮(zhèn)個人可支配收入率變動1%時，儲蓄增長率的變動。 3度量了當(dāng)利率變動一個單位，其實也就是1%時，儲蓄的增量的變動。 4度量了當(dāng)通貨膨脹率變動一個單位，儲蓄增量的變動。 5度量了基尼系數(shù)對儲蓄率的影響。這也是本文的重點變量。 u是隨機(jī)誤差項。 對Y做回歸 利用eviews最小二乘估計結(jié)果如下 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -0.264646 0.045525 -5.813154

12、 0.0000 X1 0.317426 0.175678 1.806864 0.0875 X2 0.024054 0.003688 6.523093 0.0000 X3 0.024476 0.205508 0.119099 0.9065 X4 1.127523 0.149318 7.551127 0.0000 R-squared 0.897971 Mean dependent var 0.234065 Adjusted R-squared 0.875298 S.D. dependent var 0.116109 S.E. of regression 0.041002 Akaike info c

13、riterion -3.360748 Sum squared resid 0.030260 Schwarz criterion -3.113901 Log likelihood 43.64860 F-statistic 39.60525 Durbin-Watson stat 1.541473 Prob(F-statistic) 0.000000 根據(jù)以上結(jié)果，初步得出的模型為 Y=-0.264646+0.317426X1+0.024054X2 +0.024476X3+1.127523X4. 1.經(jīng)濟(jì)意義的檢驗 該模型可以通過初步的經(jīng)濟(jì)意義的檢驗，系數(shù)的符號符合經(jīng)濟(jì)理論。 2.統(tǒng)計檢驗 從表中可

14、以看出，顯然通貨膨脹率的系數(shù)通不過T檢驗，R2=0.897971， 2值為0.875298，模型的擬合情況較好。F檢驗的值為39.60525，整個模型對儲蓄率的增長影響是顯著的。 3.多重共線性的檢驗 從F值可知此模型整體顯著，但是分析各個變量后發(fā)現(xiàn)X1和X3不顯著，可能存在多重共線性，運用消除多重共線性的逐步回歸方法我們可以得到要放棄X3 這個變量，重新做回歸分析得到： Y=1+2X1+3X2+5X4+u Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -0.271487 0.041322 -6.570056 0.0000 X1 0.3

15、14787 0.113799 2.766177 0.0119 X2 0.024487 0.003178 7.704986 0.0000 X4 1.145280 0.137886 8.305987 0.0000 R-squared 0.897094 Mean dependent var 0.229740 Adjusted R-squared 0.881658 S.D. dependent var 0.115517 S.E. of regression 0.039739 Akaike info criterion -3.461967 Sum squared resid 0.031583 Schwa

16、rz criterion -3.265624 Log likelihood 45.54360 F-statistic 58.11739 Durbin-Watson stat 1.556309 Prob(F-statistic) 0.000000 從新模型的整體效果來看，R值和F值都很好，而且各個變量的t統(tǒng)計量也表明各個變量對儲蓄率的增長都有顯著影響。 因此模型可設(shè)為Y= -0.271487+0.314787X1+0.024487X2+1.145280X4 4.異方差性檢驗 對新模型進(jìn)行異方差性的檢驗，運用white檢驗，得到如下結(jié)果： White Heteroskedasticity Test

17、: F-statistic 2.669433 Probability 0.054505 Obs*R-squared 11.50596 Probability 0.073942 Obs*R-squared的計算結(jié)果是11.50596，由于選用的沒有交叉乘積項的方式，所以自由度為7，在0.05的顯著水平下，查表得 （7）=12.5911.50596，所以接受原假設(shè)，即該模型不存在異方差性。 5.自相關(guān)性的檢驗 從上表可知DW值為1.556309，且樣本容量n=24，有三個解釋變量的條件下，給定顯著性水平 =0.01，查D-W表得，d =0.882,d =1.407,這時有d dw=1.556039

18、4- d ,表明不存在自相關(guān)。 6.最終結(jié)果 從上面的計量分析中最后得到我國城鎮(zhèn)居民的儲蓄存款模型： Y= -0.271487+0.314787X1+0.024487X2+1.145280X4 (0.041322) (0.113799) (0.003178) (0.137886) t= (-6.570056) (2.766177) (7.704986) (8.305987) R2= 0.897094 df=20 F=58.11739 DW=1.556309 六、結(jié)論與建議 1.模型的實證分析 城鎮(zhèn)居民的收入增長率變化對居民的儲蓄率變化的影響還是比較明顯的，儲蓄率對收入增長率的彈性為0.3147

19、87, 在其他條件不變的情況下，居民的收入變化1%，儲蓄率同方向變化0.314787%。 利率變動對實際的儲蓄率變動的影響并不是十分的重要，彈性僅為0.024487。這方面有很多的原因，其中對未來預(yù)期的不確定性是一個很重要的原因，尤其是1998年以后，隨著住房、醫(yī)療、教育等方面的改革，人們的儲蓄傾向受預(yù)期的影響更大。這方面從人民銀行數(shù)次通過降息來調(diào)整儲蓄量，但是效果并不明顯也可以看出來。 基尼系數(shù)對儲蓄率的影響非常大，彈性達(dá)到了1.145280。這里可以看出，收入分配的均等程度對儲蓄的影響非常明顯。這是由于收入高的群體的儲蓄傾向要明顯的高于收入低的群體。 2.對宏觀經(jīng)濟(jì)的政策建議 基于基尼系數(shù)

20、對儲蓄率的很大的影響，因此，國家應(yīng)該重視對分配領(lǐng)域的調(diào)節(jié)，加大對低收入的者的轉(zhuǎn)移支付，切合中國實際的對稅收領(lǐng)域進(jìn)行改革，縮小社會的貧富差距： 1）不要逼老百姓花錢，而要針對不同收入階層，采取不同對策，引導(dǎo)居民消費 首先，增加中低收入居民的個人相對收入，在分配政策上進(jìn)一步縮小收入差距；進(jìn)行微觀層面的改革和合適的福利體系改革，大力提高人們的收入預(yù)期；控制教育和醫(yī)療費用，降低人們的支出預(yù)期，減少公眾的焦慮；積極發(fā)展消費信貸，尤其是助學(xué)貸款，減少人們?yōu)榻逃鴥π畹男枰屍溆绣X花。 其次，引導(dǎo)高收入居民向更高層次的消費過渡，努力提高其消費傾向，增加消費供給，讓其有地方花錢，從而抑制儲蓄傾向的進(jìn)一步提高。 2）不要逼老百姓投資，而要不斷增加金融創(chuàng)新，努力改善投資環(huán)境，刺激居民投資 目前的儲蓄高增長主要是由于居民收入的持續(xù)增長、消費和投資的增速緩慢、居民手持現(xiàn)金的逐步減少而引起，充分暴露出我國經(jīng)濟(jì)架構(gòu)的嚴(yán)重失衡。因此，必須采取相應(yīng)的措施緩解儲蓄增長的勢頭，并積極引導(dǎo)儲蓄向投資轉(zhuǎn)化： 第一，提供多樣化的金融工具，不斷開發(fā)新的金融產(chǎn)品，大力