我的论文——居民储蓄的影响因素分析与实证研究 (自动保存的)

居民储蓄的影响因素分析与实证研究随着居民收入水平的不断提高，可支配收入也不断增加，那么，居民是如何处理这部分收入的呢？基于我国居民的传统观念，估计或多或少都会将一部分储蓄起来。储蓄存款是信用机构的一项重要资金来源。发展储蓄业务，在一定程度上可以促进国民经济比例和结构的调整，可以聚集经济建设资金，稳定市场物价，调节货币流通，引导消费，帮助群众安排生活。关于储蓄方面的理论，西方经济学家早有这方面的论述。其中比较著名的有，凯恩斯的绝对收入假说理论；托森贝利的相对收入假说理论；莫迪利安尼的生命周期假说理论。他们认为，储蓄和居民的收入，包括相对收入和绝对收入与利率有关。利率的波动只会引起货币需求的变动，而不会直接影响储蓄水平的变动，在消费倾向不变的情况下，直接制约储蓄水平的是收入的多少而不是利率的高低。在我国，也有越来越多的学者对储蓄问题进行了研究，如汪小亚的七次降息对储蓄、贷款及货币供应量影响的实证分析等等，充分说明了我国的经济学者已经意识到了各因素对储蓄的影响。根据我国经济状况及发展趋势来看，我们设定以下因素来分析储蓄变化的原因：城镇人均可支配收入、农村居民家庭人均纯收入、利率、通货膨胀率、其他。下面就是对其运用计量经济模型及方法进行实证分析的过程。一、 建立模型：为了减小异方差性，将被解释变量 Y 和城镇人均可支配收入X1、农村居民家庭人均纯收入 X2 取对数，设立模型如下：lnY=0+11+22+3 3+4 4+其中 Y 为储蓄（亿元） ，X1 为城镇人均可支配收入，X2 为农村居民家庭人均纯收入，X3 为利率（%） ，X4 为通货膨胀率（%）二、 搜集数据并作整理，如下，表 1年份 储蓄（亿 元）Y城镇人均可支配收入 X1农村居民家庭人均纯收入X2利率（%）X3通货膨胀率（%）X41985 1622.6 739 397.6 7.2 9.31986 2238.5 899 445.5 4.32 6.51987 3081.4 1002 494.8 5.04 7.31988 3822.2 1181 544.9 8.64 18.81989 5196.4 1373 617.8 11.34 181990 7119.6 1510.2 686.3 8.64 3.11991 9244.9 1700.6 708.6 7.56 3.41992 11757.3 2026.6 784 7.56 6.41993 15203.5 2577.4 921.6 10.98 14.71994 21518.8 3496.2 1221 10.98 24.11995 29662.3 4283 1577.7 10.98 17.11996 38520.8 4838.9 1926.1 7.47 8.31997 46279.8 5160.3 2090.1 5.67 2.81998 53407.5 5425.1 2162 3.78 -0.81999 59621.8 5854 2210.3 2.25 -1.42000 64332.4 6280 2253.4 2.25 0.42001 73762.4 6859.6 2366.4 2.25 0.72002 86910.7 7702.8 2475.6 1.98 -0.82003 103617.7 8472.2 2622.2 1.98 1.22004 119555.4 9421.6 2936.4 2.25 3.92005 141051 10493 3254.9 2.25 1.82006 161587.3 11759.5 3587 2.52 1.52007 172534.2 13785.8 4140.4 4.14 4.82008 217885.4 15780.8 4760.6 2.25 5.92009 260772 17169.5 5153.2 2.25 -0.72010 303302 19109.7 5918.5 2.5 4.9（数据来源：中国知网，中国统计年鉴，中国经济统计数据库等）三、 模型的估计：根据 Eviews 软件，运用最小二乘法，得结果如下： 表 1Dependent Variable: LNYMethod: Least SquaresDate: 12/19/11 Time: 09:04Sample: 1985 2010Included observations: 26Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -2.611594 0.283637 -9.207527 0.0000LNX1 2.173614 0.247673 8.776149 0.0000LNX2 -0.708593 0.301723 -2.348484 0.0287X3 0.035168 0.011178 3.146132 0.0049X4 -0.023222 0.004795 -4.843414 0.0001R-squared 0.997403 Mean dependent var 10.40733Adjusted R-squared 0.996908 S.D. dependent var 1.570659S.E. of regression 0.087336 Akaike info criterion -1.867072Sum squared resid 0.160178 Schwarz criterion -1.625130Log likelihood 29.27193 Hannan-Quinn criter. -1.797401F-statistic 2016.183 Durbin-Watson stat 1.009995Prob(F-statistic) 0.000000LNY = -2.6115+ 2.1736*LNX1 - 0.7085*LNX2 + 0.0351*X3 - 0.0232*X4四、 模型的检验：经济意义检验：模型估计结果说明：在假定其他变量不变的情况下，当城镇人均可支配收入每增长 1%，居民储蓄平均增长 2.1736%；在假定其他变量不变的情况下，农村居民家庭人均纯收入每增长 1%,居民储蓄平均降低 0.7085%；在假定其他变量不变的情况下，利率每增长1%，居民储蓄平均增长 0.0351%；在假定其他变量不变的情况下，通货膨胀率每增长 1%，居民储蓄平均降低 0.0232%。从表 1 可以看出， X2 与 Y 呈负相关，与预期相反；其他几个变量都与预期相同，即 X1、X3 呈正相关，通货膨胀率 X4 与 Y 呈负相关。统计检验：1、 拟合优度：，修正可决系数 0.996908，说明拟合很好。2=0.9974032、 F 检验：F=2016.183，远远大于临界值，说明回归方程显著，即城镇居民可支配收入，农村居民家庭人均纯收入，利率，通货膨胀率四个变量联合起来对居民储蓄有显著影响。3、 t 检验（p 值检验）：如果按 0.05 的显著性水平看，只有 X2 的 p 值没通过检验，其他检验在 0.05 水平下全部通过，说明模型可能存在多重共线性，异方差或者自相关等问题，需要进一步做计量经济学检验。计量经济检验：1、 多重共线性检验：做相关系数矩阵如下：表 2X1 X2 X3 X4X1 1 0.995974 -0.65201 -0.4236X2 0.995974 1 -0.66262 -0.44847X3 -0.65201 -0.66262 1 0.838001X4 -0.4236 -0.44847 0.838001 1从表 2 中可以看出，变量之间存在高度自相关，所以要进行修正，首先，做一元回归，统计结果如下：表 3变量 lnX1 lnX2 X3 X4参数估计值 1.584006 1.89291 -0.302365 -0.113118t 统计量 64.33185 42.02654 -4.147057 -2.8152672 0.994234 0.986594 0.417449 0.248255修正 2 0.993994 0.986035 0.393176 0.216933从拟合优度可以看出，X1 拟合最好，所以下面就以 X1 为基础变量用逐步剔除法，做二元回归，结果如下：表 4lnX1 lnX2 X3 X4 修正 R2lnX1,lnX21.856791（5.665600）-0.328181（-0.834733) 0.99391lnX1,X31.576961(48.08460)-0.003223(-3.3336) 0.99376lnX1,X41.554984(61.23019)-0.008839(-2.43538) 0.99501从表 4 可以看出，只有 X1、X2 一起时，X2 的 t 值未通过，也就是说当加入 X2 时，结果不显著。继续三元回归，如下：表 5lnX1 lnX2 X3 X4 修正 R2lnX1,X4,lnX22.167865(7.386023)-0.74844(-2.094960) -0.011648(-3.196531) 0.995658lnX1,X4,X31.594566(62.00163) 0.03627(2.958161)-0.020929(-4.061309) 0.996274lnX1,lnX2,X3 1.91175(5.56401) -0.411057(-0.97885) -0.006372(-0.625246) 0.993752从上表可以看出，当不含有 lnX2 时，t 值通过且拟合最好。所以修正后的结果即剔除 X2，对 lnY，lnX1，X3，X4 进行回归，结果如下：表 6Dependent Variable: LNYMethod: Least SquaresDate: 12/19/11 Time: 22:35Sample: 1985 2010Included observations: 26Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -3.016377 0.247299 -12.19731 0.0000LNX1 1.594566 0.025718 62.00163 0.0000X3 0.036270 0.012261 2.958161 0.0073X4 -0.020929 0.005153 -4.061309 0.0005R-squared 0.996721 Mean dependent var 10.40733Adjusted R-squared 0.996274 S.D. dependent var 1.570659S.E. of regression 0.095880 Akaike info criterion -1.710792Sum squared resid 0.202247 Schwarz criterion -1.517239Log likelihood 26.24030 Hannan-Quinn criter. -1.655056F-statistic 2228.931 Durbin-Watson stat 0.765406Prob(F-statistic) 0.000000LNY = -3.0163+ 1.5945*LNX1 + 0.0362*X3 - 0.0209*X42、 异方差检验：用 white 检验，结果如下：表 7Heteroskedasticity Test: WhiteF-statistic 1.643031 Prob. F(9,16) 0.1850Obs*R-squared 12.48793 Prob. Chi-Square(9) 0.1872Scaled explained SS 6.512374 Prob. Chi-Square(9) 0.6877Test Equation:Dependent Variable: RESID2Method: Least SquaresDate: 12/19/11 Time: 23:24Sample: 1985 2010Included observations: 26Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 0.511809 0.286414 1.786952 0.0929LNX1 -0.131052 0.062887 -2.083929 0.0536LNX12 0.008070 0.003513 2.297283 0.0354LNX1*X3 -0.001661 0.002640 -0.629281 0.5380LNX1*X4 0.001162 0.001094 1.061912 0.3040X3 0.027449 0.028008 0.980020 0.3417X32 -0.001709 0.000993 -1.720426 0.1046X3*X4 0.001096 0.000636 1.722736 0.1042X4 -0.014202 0.010881 -1.305134 0.2103X42 -0.000167 0.000124 -1.344090 0.1977R-squared 0.480305 Mean dependent var 0.007779Adjusted R-squared 0.187976 S.D. dependent var 0.009574S.E. of regression 0.008628 Akaike info criterion -6.383932Sum squared resid 0.001191 Schwarz criterion -5.900048Log likelihood 92.99111 Hannan-Quinn criter. -6.244591F-statistic 1.643031 Durbin-Watson stat 2.143370Prob(F-statistic) 0.185048n =12.48793 查表 0.05 水平下，卡方分布表 =38.8852，n2 X2 不拒绝原假设，不存在异方差。223、 自相关检验：由以上结果，表6知 DW=0.765406，对n=26 ，在0.05的显著水平下，查DW统计表有dl=1.143 ，du=1.652，则0DWdl，说明存在正相关，这一点从残差图中也可以看出，以下为残差图；-.2-.1.0.1.2 7891011213868909294969800204060810Residual Actual Fited修正自相关，一阶自回归结果如下：表8Dependent Variable: LNYMethod: Least SquaresDate: 12/19/11 Time: 23:36Sample (adjusted): 1986 2010Included observations: 25 after adjustmentsConvergence achieved after 12 iterationsCoefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 4.596384 2.117552 2.170612 0.0422LNX1 0.871965 0.178586 4.882599 0.0001X3 0.003855 0.006531 2.590281 0.0616X4 -0.005337 0.002167 -2.462188 0.0230AR(1) 0.936283 0.016310 57.40481 0.0000R-squared 0.999382 Mean dependent var 10.52795Adjusted R-squared 0.999258 S.D. dependent var 1.475028S.E. of regression 0.040177 Akaike info criterion -3.414210Sum squared resid 0.032283 Schwarz criterion -3.170435Log likelihood 47.67763 Hannan-Quinn criter. -3.346597F-statistic 8082.354 Durbin-Watson stat 2.044138Prob(F-statistic) 0.000000Inverted AR Roots .94DW=2.044138，查表 n-1=25，dl=1.123，du=1.654，duDW4-du 不存在自相关，而且所有的检验均通过，所以最终结果如上表，写成标准形式如下：LNY = 4.5963 + 0.8719*LNX1+ 0.0039*X3 - 0.0053*X4 + AR(1)=0.9362Se=（2.118） （0.179） （0.00653） （0.00217）t=（2.1706） （4.8826） （2.5903） （-2.4622）=0.9994 F=8082.354 DW=2.04414 df=252五、 做出结论：经过一系列的检验和修正，最终得出结论：城镇人均可支配收入对居民储蓄影响较大，可以说起着决定性作用；利率对储蓄也有一定的影响，但是不显著；通货膨