我國(guó)居民儲(chǔ)蓄影響因素的實(shí)證分析

1、我國(guó)居民儲(chǔ)蓄影響因素的實(shí)證分析一、居民儲(chǔ)蓄存款的理論基礎(chǔ)在西方經(jīng)濟(jì)理論界，關(guān)于個(gè)人消費(fèi)儲(chǔ)蓄的理論函數(shù)不勝枚舉。其中，比較著名的有斯密西斯的“絕對(duì)收入理論”、杜森貝的“相對(duì)收入理論”、弗里德曼的“持久收入理論”和莫迪里亞尼的“儲(chǔ)蓄生命周期論”。凡此種種，各有千秋。但是，總的來(lái)說(shuō)，這些經(jīng)濟(jì)學(xué)大師的個(gè)人消費(fèi)儲(chǔ)蓄的理論函數(shù)都是建立在西方發(fā)達(dá)國(guó)家的經(jīng)濟(jì)運(yùn)行環(huán)境基礎(chǔ)之上的，與我國(guó)的宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境有一定的差距，不能生搬硬套?，F(xiàn)代經(jīng)濟(jì)理論的精髓在于，首先對(duì)某一時(shí)空的經(jīng)濟(jì)運(yùn)行環(huán)境（即前提假設(shè)）進(jìn)行抽象概括，然后建立與該時(shí)空的屬性貼近的、反映某一經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象內(nèi)在數(shù)量關(guān)系和邏輯關(guān)系的理論函數(shù)。只有這樣，才能比較準(zhǔn)確地反映

2、經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實(shí)，為決策提供依據(jù)。二、問(wèn)題的提出改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)的居民儲(chǔ)蓄額一直持續(xù)且迅速的增長(zhǎng)。據(jù)報(bào)道，2003年2月末，我國(guó)國(guó)內(nèi)全部金融機(jī)構(gòu)（含外資機(jī)構(gòu)）本外幣的居民儲(chǔ)蓄存款余額已達(dá)10.03萬(wàn)億元；2003年9月末，居民人民幣儲(chǔ)蓄存款余額又創(chuàng)10萬(wàn)億元新高。10萬(wàn)億元儲(chǔ)蓄大體上相當(dāng)于我國(guó)2002年的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）,1990年2001年我國(guó)居民存款余額的年增長(zhǎng)率達(dá)17.8%。這種儲(chǔ)蓄增量可以說(shuō)是很大一部分來(lái)自于我國(guó)改革開(kāi)放后的人民收入的增長(zhǎng)，但是居民儲(chǔ)蓄的增速略高于居民可支配收入的增速，這表明儲(chǔ)蓄增量還有一部分來(lái)自于居民的“超儲(chǔ)蓄”。居民“超儲(chǔ)蓄”反映居民儲(chǔ)蓄意愿在增強(qiáng)。隨著我國(guó)住房、醫(yī)

3、療、養(yǎng)老等社會(huì)福利體制的進(jìn)一步改革，人們?cè)诳紤]收入的支配時(shí)，防患意識(shí)明顯提高。為應(yīng)對(duì)不確定性，許多居民進(jìn)行預(yù)防性儲(chǔ)蓄。而且我國(guó)目前的投資市場(chǎng)還并不健全，因此很多居民選擇了保守，即傳統(tǒng)的儲(chǔ)蓄。近來(lái)，居民儲(chǔ)蓄存款的迅猛增長(zhǎng)勢(shì)頭已有所放緩。2004年一季度，我國(guó)居民儲(chǔ)蓄存款余額為11.2萬(wàn)億元，同比增長(zhǎng)18.3%。而2003年一至四季度同比增幅分別為20.1%、19.5%、19.9%、19.2%。今年1月份全國(guó)居民儲(chǔ)蓄增幅同比再度下降，當(dāng)月居民儲(chǔ)蓄存款增加2683億元，比上年同期少增2924億元，以百分比來(lái)算，同比增長(zhǎng)11.9%，增幅比上年12月末下降3.5個(gè)百分點(diǎn)，比上年同期低8.6個(gè)百分點(diǎn)之多。

4、那么，究竟都有些什么因素影響了我國(guó)的居民儲(chǔ)蓄額的變化呢？盡管前人已經(jīng)有一些研究這個(gè)問(wèn)題的文獻(xiàn)，但是在解釋變量的選擇上存在著差異，而且在數(shù)據(jù)的選用上往往采用跨度較長(zhǎng)的年度數(shù)據(jù)，使得擬合的模型缺乏指導(dǎo)性，同時(shí)，這些文獻(xiàn)的研究已經(jīng)離現(xiàn)在的時(shí)代較遠(yuǎn)。針對(duì)上述情況，本文收集了我國(guó)近4年來(lái)的全國(guó)數(shù)據(jù)，并加以實(shí)證分析，分析我國(guó)居民儲(chǔ)蓄增長(zhǎng)的影響因素。三、變量的引入根據(jù)宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)和微觀經(jīng)濟(jì)學(xué)的理論，并結(jié)合中國(guó)近幾年經(jīng)濟(jì)發(fā)展的實(shí)際情況，在最初建立的模型中，可能影響儲(chǔ)蓄增長(zhǎng)的解釋變量有：股票成交額居民的儲(chǔ)蓄資金是作為剩余資金的一種投資渠道，股票作為剩余資金的另一投資渠道，可帶來(lái)更多的收益，理論上會(huì)造成居民儲(chǔ)蓄的下

5、降。由于數(shù)據(jù)獲取的局限性，本文采用股票成交額作為衡量股票這一投資渠道的指標(biāo)。消費(fèi)價(jià)格指數(shù)物價(jià)指數(shù)會(huì)帶來(lái)居民消費(fèi)的變化，從而帶來(lái)居民儲(chǔ)蓄額的變化。理論上講商品價(jià)格上升會(huì)導(dǎo)致居民儲(chǔ)蓄的減少，在此選用居民消費(fèi)物價(jià)指數(shù)作為衡量商品物價(jià)的指標(biāo)。3.利率理論上說(shuō)，儲(chǔ)蓄利率越高，居民的儲(chǔ)蓄傾向就會(huì)越高。但由于對(duì)于未來(lái)不確定性的影響，人們的存款動(dòng)機(jī)主要是備于未來(lái)不時(shí)之需，而取息增值的動(dòng)機(jī)相對(duì)較弱。雖然近來(lái)我國(guó)銀行存款的實(shí)際利率經(jīng)常為負(fù)值，人們?yōu)榘踩蛽p失最小化起見(jiàn)，仍以銀行存款為主要儲(chǔ)蓄渠道，城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款額還是持續(xù)上升的。由此看來(lái)，銀行存款利率雖對(duì)城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款有影響，但影響程度不會(huì)很大。4.人身險(xiǎn)我國(guó)

6、住房、醫(yī)療、養(yǎng)老等社會(huì)福利體制改革在不斷深入，總的趨勢(shì)是許多由單位負(fù)擔(dān)的支出將轉(zhuǎn)由個(gè)人承擔(dān)。近年來(lái)，越來(lái)越多的居民選擇了投保，這就成為了又一個(gè)資金的流出渠道。理論上說(shuō)，保險(xiǎn)的增加會(huì)導(dǎo)致居民儲(chǔ)蓄的減少。由于保險(xiǎn)收入中包括財(cái)產(chǎn)險(xiǎn)等各種險(xiǎn)種，而由于近年來(lái)福利體制的改變，直接影響到人身險(xiǎn)的投保額，因此我們認(rèn)為人身險(xiǎn)較具代表性，本文選擇人身險(xiǎn)的保費(fèi)收入作為衡量居民投保額的指標(biāo)。5.居民的收入水平。這些年我國(guó)城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄的高速增長(zhǎng)盡管是多方面的因素共同作用的結(jié)果，但最主要的原因應(yīng)該還是經(jīng)濟(jì)的高速增長(zhǎng)所帶來(lái)的城鄉(xiāng)居民收入的大幅度的增長(zhǎng)，可以說(shuō)，城鄉(xiāng)居民收入一直是決定居民儲(chǔ)蓄的最主要因素。由于居民的人均可支配

7、收入最具代表性，因此選用此數(shù)據(jù)。6.其他影響因素居民儲(chǔ)蓄行為的決定是個(gè)相當(dāng)復(fù)雜的過(guò)程，影響居民儲(chǔ)蓄的因素除了以上所述的主要影響因素以外還有其他一些因素。從近幾年我國(guó)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的實(shí)際情況來(lái)看，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、國(guó)企改革和政府機(jī)構(gòu)改革以及由三者帶來(lái)的結(jié)果使居民對(duì)未來(lái)收入和支出的預(yù)期發(fā)生了變化，但由于這些因素?zé)o法用數(shù)據(jù)表達(dá)，且也不能簡(jiǎn)單的用虛擬變量來(lái)模擬，所以用隨機(jī)變量（卩）來(lái)進(jìn)行處理。四、模型分析：1.相關(guān)數(shù)據(jù)收集為了更好的符合現(xiàn)在的實(shí)際情況，我們選用了20012004年共4年的季度數(shù)據(jù)，分析居民儲(chǔ)蓄額的影響因素。搜集的數(shù)據(jù)現(xiàn)列如下：日期股票成交消費(fèi)價(jià)利率人身險(xiǎn)（萬(wàn)人均可支配居民存款額額（億元）格指數(shù)元

8、）收入（元）（億元）2001.110058.85102.71.9827306642408.74032.752001.214765.15101.41.9837024772123.391263.452001.37358.1799.91.9831624852262.31624.062001.46123.0199.71.9846440052346.432509.792002.17891.1499.21.7167094482314.514965.872002.28953.4399.21.7151582712267.412983.492002.36425.3199.31.7169043702273.022

9、427.262002.44720.5899.61.7175031832301.52771.62003.16673.85100.91.7192918292759.697657.192003.211353.73100.31.7174858182412.263106.732003.35447.16101.11.7169043702535.542790.992003.48640.54103.21.7175031832635.82729.052004.116415.541031.7192204533196.698254.532004.29620.971051.7186544842698.241920.2

10、92004.38337.69105.21.7169043702797.341666.272004.47959.77102.41.7175031832937.764096.652.模型設(shè)定和檢驗(yàn)（1）首先我們?cè)O(shè)定了一般模型：Y=a+卩1X+卩2X2+卩3X3+卩4X4+卩5X5+yY居民儲(chǔ)蓄額a截距項(xiàng)0代定參數(shù)X1股票成交總額X2消費(fèi)價(jià)格指數(shù)X3儲(chǔ)蓄利率X4人身險(xiǎn)投保額X5人均可支配收入根據(jù)上表的數(shù)據(jù)利用最小二乘法進(jìn)行擬合和分析，得出如下顯示結(jié)果：DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:06/14/05Time:11:30Sample:2001:12

11、004:4Includedobservations:16VariableCoeffieientStd.Errort-StatistieProb.C57351.4124650.112.3266190.0423X10.1454440.1192241.2199280.2505X2-794.4077241.6983-3.2867730.0082X33748.3575791.9740.6471640.5321X40.0002490.0004100.6083190.5565X56.7737682.1879563.0959340.0113R-squared0.718069Meandependentvar34

12、24.998AdjustedR-squared0.577103S.D.dependentvar2019.011S.E.ofregression1312.974Akaikeinfoeriterion17.47797Sumsquaredresid17238995Sehwarzeriterion17.76769Loglikelihood-133.8238F-statistie5.093926Durbin-Watsonstat1.797255Prob(F-statistie)0.013996從上面的初步擬合結(jié)果可見(jiàn)，可決系數(shù)R2的值較好，F(xiàn)檢驗(yàn)通過(guò)，說(shuō)明模型擬合尚可。解釋變量X2,X5的t值較為顯著，

13、從經(jīng)濟(jì)意義來(lái)分析，當(dāng)消費(fèi)價(jià)格指數(shù)升高時(shí)，居民儲(chǔ)蓄減少，符合經(jīng)濟(jì)意義；人均可支配收入增加，居民儲(chǔ)蓄額增加，也符合經(jīng)濟(jì)意義。似,x3,x4的t值均不顯著，且股票成交額以及人身險(xiǎn)的經(jīng)濟(jì)意義不符合，說(shuō)明模型存在著多重共線性。（2）多重共線性的修正為了修正多重共線性，我們選擇逐步回歸法，對(duì)X至X5進(jìn)行逐步回歸，得到的R2的修正值分別為：ycx10.065899ycx20.000108ycx30.099393ycx40.262239ycx50.358475由上可見(jiàn)，x5的擬合程度最好，繼續(xù)進(jìn)行兩個(gè)解釋變量的擬合，得到的R2的修正值分別為：ycx5x10.269844ycx5x20.599979ycx5x3

14、0.261566ycx5x40.283995由上可見(jiàn)，x5與x2的擬合程度最好，繼續(xù)進(jìn)行三個(gè)解釋變量的擬合，得到的R2的修正值分別為：ycx5x2x10.632065ycx5x2x30.581008ycx5x2x40.567485由上可見(jiàn)，x5、x2和x1的擬合程度最好，繼續(xù)進(jìn)行四個(gè)解釋變量的擬合，得到的R2的修正值分別為：ycx5x2x1x30.601322ycx5x2x1x40.599447由此可見(jiàn)X3,X4的引入對(duì)被解釋變量的意義不大，因此刪去這兩個(gè)變量，再對(duì)Y=a+卩X1+卩2X2+卩5X5+P進(jìn)行最小二乘回歸，得到如下顯示結(jié)果：DependentVariable:YMethod:Le

15、astSquaresDate:06/14/05Time:12:33Sample:2001:12004:4Ineludedobservations:16VariableCoeffieientStd.Errort-StatistieProb.C65657.8019739.583.3262010.0060X10.1558260.1066781.4607120.1698X2-807.4507217.3731-3.7145840.0030X57.2536641.4336515.0595750.0003R-squared0.705652Meandependentvar3424.998AdjustedR-s

16、quared0.632065S.D.dependentvar2019.011S.E.ofregression1224.684Akaikeinfocriterion17.27107Sumsquaredresid17998211Schwarzcriterion17.46422Loglikelihood-134.1686F-statistic9.589368Durbin-Watsonstat1.757439Prob(F-statistic)0.001649從上邊中可以看出，其中X的t值仍不顯著。我們進(jìn)行經(jīng)濟(jì)意義的分析，發(fā)現(xiàn)股票成交額對(duì)居民儲(chǔ)蓄額的影響不顯著可能是因?yàn)榫用襁M(jìn)行股票投資所用的資金應(yīng)該是儲(chǔ)

17、蓄循環(huán)外的資金，它與出于謹(jǐn)慎性動(dòng)機(jī)的儲(chǔ)蓄存款替代性較小故去掉X1.再對(duì)Y=a+卩2X2+卩5X5+P進(jìn)行最小二乘回歸，得到如下顯示結(jié)果：.DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:06/14/05Time:12:39Sample:2001:12004:4Includedobservations:16VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C59062.5820036.642.9477280.0113X2-732.1103220.1803-3.3250490.0055X57.3839251.4919614

18、.9491400.0003R-squared0.653315Meandependentvar3424.998AdjustedR-squared0.599979S.D.dependentvar2019.011S.E.ofregression1276.968Akaikeinfocriterion17.30973Sumsquaredresid21198412Schwarzcriterion17.45459Loglikelihood-135.4778F-statistic12.24902Durbin-Watsonstat1.469082Prob(F-statistic)0.001022此時(shí)模型的可決系

19、數(shù)R2,F檢驗(yàn)值較原來(lái)的模型都有所改善，同時(shí)，所有剩余的變量的t值都通過(guò)了檢驗(yàn)。從上面的分析中可知，各參數(shù)估計(jì)值也符合經(jīng)濟(jì)意義。(3)Granger因果性檢驗(yàn)以及協(xié)整誤差校正進(jìn)一步進(jìn)行經(jīng)濟(jì)變量間的Granger因果性檢驗(yàn)，結(jié)果顯示三階滯后的消費(fèi)價(jià)格指數(shù)是引起居民儲(chǔ)蓄額變化的因素，如下：PairwiseGrangerCausalityTestsDate:06/14/05Time:12:49Sample:2001:12004:4Lags:3NullHypothesis:ObsF-StatisticProbabilityYdoesnotGrangerCauseX2130.594460.64130X2

20、doesnotGrangerCauseY7.492690.01877于是令解釋變量X6=X2(-3)。而人均可支配收入與居民儲(chǔ)蓄增加額之間沒(méi)有Granger因果關(guān)系。我們認(rèn)為這能是因?yàn)槿司芍涫杖胧窃诋?dāng)期影響儲(chǔ)蓄，不存在滯后效應(yīng)，所以Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)不適用，但根據(jù)經(jīng)濟(jì)理論和其它實(shí)證研究可知人均可支配收入是影響居民儲(chǔ)蓄額的重要因素。再對(duì)各變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)X6無(wú)趨勢(shì)項(xiàng)無(wú)截距項(xiàng)一階差分平穩(wěn)，X5有趨勢(shì)項(xiàng)有截距項(xiàng)一階差分平穩(wěn)，Y有趨勢(shì)項(xiàng)有截距項(xiàng)一階差分平穩(wěn)。對(duì)Y=a+卩5X5+卩6X6+P進(jìn)行最小二乘回歸，得到的殘差項(xiàng)零階平穩(wěn)。故進(jìn)行協(xié)整誤差校正。DependentVariable

21、:Y1Method:LeastSquaresDate:06/14/05Time:13:16Sample(adjusted):2002:12004:4Includedobservations:12afteradjustingendpointsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C-9.85E-141.46E-12-0.0672480.9483X514.7405941.00E-144.74E+140.0000X61-640.02572.60E-12-2.46E+140.0000E1.0000001.54E-156.51E+140.0000E(-1

22、)-1.0000001.95E-15-5.13E+140.0000R-squared1.000000Meandependentvar132.2383AdjustedR-squared1.000000S.D.dependentvar3457.328S.E.ofregression4.66E-12Akaikeinfocriterion-49.05163Sumsquaredresid1.52E-22Schwarzcriterion-48.84959Loglikelihood299.3098F-statistic1.51E+30Durbin-Watsonstat2.548868Prob(F-stati

23、stic)0.0000004)異方差檢驗(yàn)：對(duì)長(zhǎng)期模型Y=a+卩5X5+卩6X6+P進(jìn)行ARCH異方差檢驗(yàn):ARCHTest:F-statistic0.832106Probability0.383129Obs*R-squared0.921822Probability0.336997TestEquation:DependentVariable:RESIDEMethod:LeastSquaresDate:06/14/05Time:13:26F-statistie0.635145Probability0.651732Sample(adjusted):2002:12004:4Ineludedobserv

24、ations:12afteradjustingendpointsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C2835380.1036847.2.7346170.0210RESIDA2(-1)-0.2854340.312908-0.9121980.3831R-squared0.076818Meandependentvar2180796.AdjustedR-squared-0.015500S.D.dependentvar2572708.S.E.ofregression2592569.Akaikeinfocriterion32.52521Sumsquar

25、edresid6.72E+13Schwarzcriterion32.60603Loglikelihood-193.1513F-statistic0.832106Durbin-Watsonstat1.362875Prob(F-statistic)0.383129對(duì)模型進(jìn)行WHITE檢驗(yàn)：WhiteHeteroskedasticityTest:Obs*R-squared3.133369Probability0.535760TestEquation:DependentVariable:RESIDEMethod:LeastSquaresDate:06/30/05Time:19:07Sample:200

26、1:42004:4Ineludedobservations:13VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C-7.59E+095.14E+09-1.4756290.1783X540790.5851105.230.7981680.4478X5A2-7.6387409.527205-0.8017820.4458X61.49E+081.01E+081.4682350.1802X6A2-735820.5501560.9-1.4670610.1805R-squared0.241028Meandependentvar2118538.AdjustedR-squa

27、red-0.138457S.D.dependentvar2473387.S.E.ofregression2639068.Akaikeinfocriterion32.69347Sumsquaredresid5.57E+13Schwarzcriterion32.91076Loglikelihood-207.5076F-statistic0.635145Durbin-Watsonstat2.428943Prob(F-statistic)0.651732模型的P值大于0.03,且T值小于2,則接受原假設(shè)，認(rèn)為無(wú)異方差性。本模型DW=1.75,無(wú)自相關(guān)。對(duì)短期模型Y1=a+卩51X51+卩6徑6嚴(yán)+6(

28、-1)+卩進(jìn)行ARCH異方差性檢驗(yàn)，得：ARCHTest:F-statistic1.845169Probability0.207416Obs*R-squared1.871512Probability0.171302TestEquation:DependentVariable:RESIDA2Method:LeastSquaresDate:06/14/05Time:13:32Sample(adjusted):2002:22004:4Ineludedobservations:11afteradjustingendpointsVariableCoefficientStd.Errort-Statisti

29、cProb.C8.90E-246.60E-241.3482060.2105RESIDA2(-1)0.4898340.3606041.3583700.2074R-squaredAdjustedR-squaredS.E.ofregressionF-statistie1.36E-231.94E-233.11E-451.9375030.170137Meandependentvar0.077930S.D.dependentvar1.86E-23Sumsquaredresid1.845169Durbin-WatsonstatProb(F-statistic)0.207416同理，該模型的P值大于0.03，

30、且T值小于2,接受原假設(shè)，認(rèn)定模型不存在異方差。該模型DW=2.558998,不存在自相關(guān)性。3.引入虛擬變量在數(shù)據(jù)搜集過(guò)程中，我們發(fā)現(xiàn)四個(gè)季度的居民儲(chǔ)蓄額有明顯的遞增趨勢(shì)，說(shuō)明季節(jié)因素也對(duì)居民儲(chǔ)蓄額產(chǎn)生了影響，為了解釋這種影響，我們引入了虛擬變量。規(guī)定：D2=1二季度d3=1三季度D4=1四季度=0其他季度=0其他季度=0其他季度引入虛擬變量后，模型變?yōu)閅r+卩5X5+卩6X6+卩7D2+卩8D3+卩9。4+卩，對(duì)模型用最小二乘估計(jì)法進(jìn)行回歸后，得到如下顯示結(jié)果：DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:06/14/05Time:17:20Samp

31、le(adjusted):2001:42004:4Ineludedobservations:13afteradjustingendpointsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C39533.0615781.092.5050910.0407X52.4683030.8156473.0261920.0192X6-392.6110164.0646-2.3930260.0480D2-3632.834627.7078-5.7874600.0007D3-3907.832625.8427-6.2441120.0004D4-2983.334618.5267-

32、4.8232910.0019R-squared0.931380Meandependentvar3683.055AdjustedR-squared0.882365S.D.dependentvar2081.573S.E.ofregression713.9356Akaikeinfocriterion16.28350Sumsquaredresid3567928.Schwarzcriterion16.54425Loglikelihood-99.84275F-statistic19.00217Durbin-Watsonstat2.256683Prob(F-statistic)0.000605由上面結(jié)果可以

33、看出，可決系數(shù)R2=0.931380，擬合程度較好，且F值較大，通過(guò)了F檢驗(yàn)，同時(shí)各個(gè)解釋變量的T值都較大，通過(guò)了T檢驗(yàn)。各參數(shù)估計(jì)值也符合經(jīng)濟(jì)意義。此模型無(wú)多重共線性，對(duì)模型進(jìn)行異方差檢驗(yàn)，得出結(jié)果如下：ARCHTest:F-statistic2.150456Probability0.173256Obs*R-squared2.123827Probability0.145024TestEquation:DependentVariable:RESIDEMethod:LeastSquaresDate:06/14/05Time:20:57Sample(adjusted):2002:12004:4In

34、cludedobservations:12afteradjustingendpointsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C388627.1107177.23.6260230.0046RESIDA2(-1)-0.4409110.300667-1.4664430.1733R-squared0.176986Meandependentvar277358.6AdjustedR-squared0.094684S.D.dependentvar275586.2S.E.ofregression262215.0Akaikeinfocriterion27.94

35、273Sumsquaredresid6.88E+11Schwarzcriterion28.02355Loglikelihood-165.6564F-statistic2.150456Durbin-Watsonstat1.530591Prob(F-statistic)0.173256WhiteHeteroskedasticityTest:F-statistic2.120648Probability0.212532Obs*R-squared9.724540Probability0.204728TestEquation:DependentVariable:RESIDEMethod:LeastSqua

36、resDate:06/30/05Time:19:29Sample:2001:42004:4Includedobservations:13VariableCoeffieientStd.Errort-StatistieProb.C-7.90E+084.30E+08-1.8371850.1256X53616.6654145.0160.8725330.4228X5A2-0.6547850.778308-0.8412930.4386X6154847588492438.1.8233580.1279X6A2-76359.0942017.71-1.8173070.1289D2388245.3188538.32

37、.0592380.0945D330401.98198477.60.1531760.8842D4287495.8188789.01.5228420.1883R-squared0.748042Meandependentvar274456.0AdjustedR-squared0.395300S.D.dependentvar264061.2S.E.ofregression205340.5Akaikeinfoeriterion27.57798Sumsquaredresid2.11E+11Sehwarzeriterion27.92565Loglikelihood-171.2569F-statistie2.

38、120648Durbin-Watsonstat1.434518Prob(F-statistie)0.212532由上表可見(jiàn)，P值大于0.05，且T值小于2,因此接受原假設(shè)，模型不存在異方差。原模型DW檢驗(yàn)值=10530591,因此無(wú)自相關(guān)性。綜上：長(zhǎng)期模型：Y=39533.06+2.468303X5-392.6110X6-3632.834D2-3907.832D3-2983.334D4同理，對(duì)短期模型引入季節(jié)變量D2,D3,D4,回歸得到：DependentVariable:Y1Method:LeastSquaresDate:06/15/05Time:13:17Sample(adjusted)

39、:2002:12004:4Ineludedobservations:12afteradjustingendpointsVariableCoeffieientStd.Errort-StatistieProb.C-7.55E-131.17E-11-0.0642820.9518X514.7405941.96E-142.42E+140.0000X61-640.02575.96E-12-1.07E+140.0000E1.0000005.35E-151.87E+140.0000E(-1)-1.0000007.22E-15-1.38E+140.0000D21.69E-112.40E-110.7026950.

40、5210D33.21E-131.53E-110.0210080.9842D4-1.06E-111.31E-11-0.8058000.4655R-squared1.000000Meandependentvar132.2383AdjustedR-squared1.000000S.D.dependentvar3457.328S.E.ofregressionSumsquaredresid-48.10816-47.784897.70E-12Akaikeinfocriterion2.37E-22SchwarzcriterionLoglikelihood296.6490F-statistic3.17E+29

41、Durbin-Watsonstat2.176497Prob(F-statistic)0.000000(R2,t值都很好，參數(shù)估計(jì)符合經(jīng)濟(jì)意義，但F過(guò)大？)此模型無(wú)多重共線性，DW值通過(guò)檢驗(yàn)，無(wú)自相關(guān)。對(duì)模型進(jìn)行異方差檢驗(yàn)，亦無(wú)異方差性。得出結(jié)果如下：ARCHTest:F-statistic0.038024ProbabilityObs*R-squared0.046279Probability0.8497250.829670TestEquation:DependentVariable:RESIDEMethod:LeastSquaresDate:06/15/05Time:13:18Sample(ad

42、justed):2002:22004:4Ineludedobservations:11afteradjustingendpointsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C2.25E-231.12E-232.0108620.0752RESIDA2(-1)-0.1103800.566054-0.1949990.8497R-squared0.004207Meandependentvar2.10E-23AdjustedR-squared-0.106436S.D.dependentvar2.48E-23S.E.ofregression2.61E-23S

43、umsquaredresid6.12E-45F-statistic0.038024Durbin-Watsonstat1.359721Prob(F-statistic)0.849725綜上，誤差校正后的短期模型為：Y1=-7.55E-13+4.740594X51-640.0257X61+e+e(-1)+1.69E-11D2+3.21E-13D3-1.06E-11D4五、結(jié)論存款利息不是居民儲(chǔ)蓄額的決定因素調(diào)查結(jié)果顯示，加息對(duì)居民儲(chǔ)蓄心理和行為的影響逐漸減弱，居民對(duì)存款利率的認(rèn)可程度有所降低，儲(chǔ)蓄意愿回落，盡管居民儲(chǔ)蓄意愿降低，但這并不會(huì)導(dǎo)致儲(chǔ)蓄存款的實(shí)際大幅降低。這是因?yàn)槲覈?guó)居民的投資渠道仍非常

44、有限，而這些有限的投資領(lǐng)域如房地產(chǎn)、股市、保險(xiǎn)等目前仍存在各自的問(wèn)題，如房地產(chǎn)正面臨調(diào)整、股市長(zhǎng)期低迷、保險(xiǎn)品種有限等等，因此，盡管實(shí)際利率為負(fù)利率或?qū)?chǔ)蓄存款利率不滿意，但仍會(huì)有相當(dāng)多的居民選擇儲(chǔ)蓄。所以，存款利率的變動(dòng)對(duì)居民儲(chǔ)蓄額的影響不大。股票市場(chǎng)價(jià)值與居民儲(chǔ)蓄無(wú)關(guān)這似乎有悖常理，這與大部分的文獻(xiàn)研究的結(jié)果也不同：大部分文獻(xiàn)認(rèn)為股票市場(chǎng)價(jià)值與居民儲(chǔ)蓄相關(guān)。但其實(shí)股票市場(chǎng)價(jià)值與居民儲(chǔ)蓄無(wú)關(guān)有其深層次的原因。第一，居民得到按揭貸款和消費(fèi)信貸有較大阻礙；第二，由于種種原因居民對(duì)未來(lái)預(yù)期較為謹(jǐn)慎；第三，股票市場(chǎng)本身的缺陷制約著居民參與投資。因此，這三個(gè)關(guān)鍵問(wèn)題的解決也是轉(zhuǎn)化存款為投資或消費(fèi)，拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的途徑。收入水平對(duì)我國(guó)居民儲(chǔ)蓄的影響較大由模型中解釋變量人均可支配收入的系數(shù)可知，儲(chǔ)蓄受人民收入的影響較大，這與理論是相符的，也非常符合我國(guó)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的實(shí)際情況。因此，在其他因素不變的情況下，要拉動(dòng)消費(fèi)，抑制儲(chǔ)蓄過(guò)快增長(zhǎng)，關(guān)鍵在于提高居民邊際消費(fèi)傾向。六總結(jié)我們通過(guò)這次的論文寫(xiě)作對(duì)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)有了更深入更透徹的了解和領(lǐng)會(huì)。在課堂上我們學(xué)到，計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)是以經(jīng)濟(jì)理論和經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)的事實(shí)為依據(jù)，運(yùn)用數(shù)學(xué)和統(tǒng)計(jì)學(xué)的方法，通過(guò)建立數(shù)學(xué)模型來(lái)研究經(jīng)濟(jì)數(shù)量關(guān)系和規(guī)律。在實(shí)際的操作和運(yùn)用中，我們深切的理解到計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的精髓在于經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象的理解和經(jīng)濟(jì)關(guān)系的把握