计量经济学模型分析论文

我国城镇居民储蓄存款模型的分析计量经济学模型分析论文工商101我国城镇居民储蓄存款影响因素的实证分析 摘要：近年来,随着中国经济的飞速发展,一直保持在高水平上的中国储蓄率受到了越来越多国内外经济学家的关注。高储蓄率给我国经济发展带来充裕资金来源,是支持经济快速增长的重要因素。更为重要的是,源源不断的资金流保证了金融机构的流动性,增强了银行的稳定性。与此同时,也给我国经济发展带来前所未有的挑战，因为，过高的储蓄,必然伴随着投资或消费的不足。所以对影响居民储蓄的主要因素进行分析,才能在制定宏观政策上采取适当的措施,使储蓄率保持在一个适当的水平,促进经济增长。本文利用我国1982年以来的统计数字建立了可以通过各种检验的城镇居民储蓄率的模型。通过对该模型的经济含义分析可以得出可支配收入率对储蓄率的影响不大，还有利率对储蓄率的影响很小，值得注意的是，模型中的基尼系数对城镇居民的储蓄影响是相当大的。 引言(提出问题) 自1949年以来，中国储蓄率随着经济增长和收入水平提高呈不断上升趋势，因而高储蓄率也被认为是解释中国经济高速增长的一个主要因素。虽然高储蓄率总是会导致更高的收入及较高的经济增长率，但并非储蓄率越高越好，必然会存在一个最优的储蓄率。据统计，我国近年来的实际平均每年增长左右，而资本的净边际产量即（MPK），约为0.9%。我国的资本收益(MPK)每年0.9，大大低于经济的平均增长率（9）。可见，我国的资本存量已经远远超过了黄金律水平。也就是说，当前我国的储蓄率和投资水平已经偏高，而消费率则偏低。所以我们应该降低储蓄率，减少投资，把收入的更大份额用于消费，这样就会立即提高消费水平，并最终达到更高消费水平的稳定状态。那应该如何降低我国的储蓄率呢？下面我们将以城镇居民的数据为例进行分析。1、我国城镇居民储蓄模型各个解释变量及被解释变量的分析一个社会的储蓄总量受很多因数的影响，根据经典西方宏观经济学理论，储蓄水平主要受收入因数、利息率、物价水平、收入分配等因数的影响：1.1 收入因数收入是决定储蓄的重要因数，收入的变化会直接决定着储蓄的变化。在其他条件不变的情况下，储蓄与可支配收入之间存在着正方向的变化关系，即居民的可支配收入增加，储蓄量增加；个人可支配收入减少，储蓄量减少。可支配收入是指居民户在支付个人所得税之后，余下的全部实际现金收入。在本文中，我们选用当年的收入增长率来考察收入因数对储蓄率的影响。具体数据来源见下表：年份城镇居民总收入（亿元）城镇居民收入增长率1982592.19331983749.04750.2648699341984914.12640.22038508919851009.3570.10417644619861149.8240.13916541219871257.590.09372356319881566.1490.24535700819891854.6980.18424112219902375.3130.28070097119912773.2160.16751586419923382.5710.21972892919934058.5010.19982709519944560.0490.12357970319955306.3820.16366782419966520.5860.22881942519978550.0090.311233327199811946.170.397210898199915065.020.261076104 200018051.030.198208003200120356.870.127739779200222572.760.108852141200325610.080.134557035200428828.970.125688358200532969.980.14364071200638677.30.173106495数据来源：各年份的中国统计年鉴1.2 利息率在西方经济理论里，利率通常和储蓄成正比。因为利率的升降直接影响到存款的收益，所以西方国家能够轻松利用货币政策来调节居民储蓄。然而，从我国的利率政策可以看出，我国居民储蓄与利率存在弱化现象，即利率的下降并不一定能降低居民的储蓄存款。为什么在西方百试百灵的政策工具在我国却失灵了呢？这是因为：首先，西方国家都是成熟的市场经济国家，居民的消费都具有经济学家所说的理性。当人们预期到利率的下降会降低他们的收入时，他们会迅速地转移资金，投向更为有利的投资对象。其次，西方国家存在比较完善的社会保障制度。这就使得人们可以放心消费，放心投资，因为他们都有最后一道防线比较完善和健全的社会保障。最后，西方国家的消费理念和我们不一样，他们都已经习惯了贷款消费，并 且有良好的信用体系给予保障。可见，利率对储蓄的影响很大，但是是有条件的，只有满足了相关条件，它才能发挥出作用来。在本文中，我们选用的利息率是根据当年变动月份加权平均后的一年期储蓄存款加权利率。1.3 物价水平物价水平会导致居民户的消费倾向的改变，从而也就会改变居民户的储蓄倾向。本文用通货膨胀率来考察物价水平对储蓄率的影响。1.4 收入分配凯恩斯认为，收入分配的均等化程度越高，社会的平均消费倾向就会越高，社会的储蓄倾向就会越低。在国际上，衡量收入分配平均状况最常用的指数是基尼系数，本文选用的是中国1979年到2002年的各年的城镇居民收入的基尼系数。1.5 储蓄水平在本文中，我们用城镇居民的储蓄率作为被解释变量。计算方法是：储蓄率=当年城镇居民储蓄增量/当年城镇居民总可支配收入。具体数据来源见下表：年份城镇储蓄增量（亿元）城镇居民总收入（亿元）城镇居民储蓄率198347.7749.04750.06368087198479.9914.12640.08740586198571.61009.3570.07093626198693.21149.8240.081055861987125.31257.590.0996350119882041566.1490.130255841989281.21854.6980.151615021990414.62375.3130.174545421991603.32773.2160.21754531992604.23382.5710.1786215219931104.44058.5010.272120219941493.94560.0490.3276061419951646.75306.3820.3103244319961967.26520.5860.301690719972735.28550.0090.319906119985075.511946.170.4248643519996763.915065.020.4489803620007383.518051.030.4090347720016297.420356.870.3093501520025818.822572.760.2577797820035438.225610.080.2123460820043572.528828.970.12392052005796432969.980.24155306200611563.6738677.30.29897822数据来源：各年份的中国统计年鉴2、模型的形式和参数估计以及各种检验2.1 模型的建立我们的模型是：rsave=c+b1rgpi+b2i+b3rcpi+b4gini+u 的形式其中，c度量了截距项，它表示在没有收入的时候人们也要花钱消费，储蓄率rsave为负。 b1度量了当城镇个人可支配收入率rgpi变动1%时，储蓄增长率的变动。b2 度量了当利率i变动一个单位，其实也就是1%时，储蓄的增量的变动。b3度量了当通货膨胀率rcpi变动一个单位，储蓄增量的变动。b4度量了基尼系数gini对储蓄率的影响。这也是本文的重点变量。u是随机误差项。我们的模型数据样本为从19792002年。年份城镇居民储蓄率城镇居民收入增长率一年期储蓄利率通货膨胀率城镇居民基尼系数19790.063680870.2648699343.780.020.1619800.087405860.2203850895.040.0598040.1519810.070936260.1041764465.40.0240520.1519820.081055860.1391654125.670.018970.1519830.099635010.0937235635.760.0150710.1619840.130255840.2453570085.760.0279480.1919850.151615020.1842411226.720.088360.1919860.174545420.2807009717.20.0601090.219870.21754530.1675158647.20.0729010.2319880.178621520.2197289297.680.1853120.2319890.27212020.19982709511.120.1777650.2319900.327606140.1235797039.920.0211410.2419910.310324430.1636678247.920.0288880.2519920.30169070.2288194257.560.0538140.2719930.31990610.3112333279.260.1318830.319940.424864350.39721089810.980.2169480.2819950.448980360.26107610410.980.1479690.2819960.409034770.1982080039.210.0609380.2919970.309350150.1277397797.170.0079410.319980.257779780.1088521415.02-0.0260.29519990.212346080.1345570352.89-0.029930.320000.12392050.1256883582.25-0.015010.3220010.241553060.143640712.25-0.00790.3320020.298978220.1731064952.03-0.013080.319数据来源：各年份的中国统计年鉴利用eviews回归结果如下 VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-0.2646460.045525-5.8131540.0000RGPI0.3174260.1756781.8068640.0875I0.0240540.0036886.5230930.0000RCPI0.0244760.2055080.1190990.9065GINI1.1275230.1493187.5511270.0000R-squared0.897971 Mean dependent var0.234065Adjusted R-squared0.875298 S.D. dependent var0.116109S.E. of regression0.041002 Akaike info criterion-3.360748Sum squared resid0.030260 Schwarz criterion-3.113901Log likelihood43.64860 F-statistic39.60525Durbin-Watson stat1.541473 Prob(F-statistic)0.000000rsave=-0.264646+0.317426rgpi+0.024054i+0.024476rcpi+1.127523gini.2.2 模型的检验2.21.经济意义的检验 该模型可以通过初步的经济意义的检验，系数的符号符合经济理论。2.22统计检验 R值为0.897971，校正后的R值为0.875298，模型的拟合情况较好。F检验的值为39.60525，整个模型对储蓄率的增长影响是显著的。2.23计量经济检验多重共线性的检验 从F值可知此模型整体显著，但是分析各个变量后发现RGPI和RCPI不显著，可能存在多重共线性，运用消除多重共线性的逐步回归方法我们可以得到要放弃RCPI这个变量，重新做回归分析得到： rsave= c+b1rgpi+b2i+b4gini+uVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-0.2714870.041322-6.5700560.0000RGPI0.3147870.1137992.7661770.0119I0.0244870.0031787.7049860.0000GINI1.1452800.1378868.3059870.0000R-squared0.897094 Mean dependent var0.229740Adjusted R-squared0.881658 S.D. dependent var0.115517S.E. of regression0.039739 Akaike info criterion-3.461967Sum squared resid0.031583 Schwarz criterion-3.265624Log likelihood45.54360 F-statistic58.11739Durbin-Watson stat1.556309 Prob(F-statistic)0.000000 从新模型的整体效果来看，R值和F值都很好，而且各个变量的t统计量也表明各个变量对储蓄率的增长都有显著影响。 因此rsave= -0.271487+0.314787rgpi+0.024487i+1.145280gini异方差性检验 我们来对新模型进行异方差性的检验，运用white检验，得到如下结果： White Heteroskedasticity Test:F-statistic2.669433 Probability0.054505Obs*R-squared11.50596 Probability0.073942Obs*R-squared的计算结果是11.50596，由于选用的没有交叉乘积项的方式，所以自由度为7，在0.05的显著水平下，查表得（7）=12.5911.50596，所以拒绝原假设，即该模型不存在异方差性。自相关性的检验在这里我们仅仅检验下一阶自相关性从上表可知DW值为1.556309，且样本容量n=24，有三个解释变量的条件下，给定显著性水平=0.01，查DW表得，d =0.882,d=1.407,这时有ddw=1.5560394d,表明不存在一阶自相关。3、结论3.1 统计报告从上面的计量分析中我们最后得到我国城镇居民的储蓄存款模型：rsave= -0.271487+0.314787rgpi+0.024487i+1.145280gini (0.041322) (0.113799) (0.003178) (0.137886) t= (-6.570056) (2.766177) (7.704986) (8.305987) adjusted R2= 0.881658 df=20 F=58.11739 DW=1.5563093.2 实证研究结论从上述模型中我们可以看出：(1) 城镇居民的收入增长率变化对居民的储蓄率变化的影响还是比较明显的，储蓄率对收入增长率的弹性为0.314787, 在其他条件不变的情况下，居民的收入变化1%，储蓄率同方向变化0.314787%。(2) 利率变动对实际的储蓄率变动的影响并不是十分的重要，弹性仅为0.024487。这方面有很多的原因，其中对未来预期的不确定性是一个很重要的原因，尤其是1998年以后，随着住房、医疗、教育等方面的改革，人们的储蓄倾向受预期的影响更大。这方面从人民银行数次通过降息来调整储蓄量，但是效果并不明显也可以看出来。(3) 基尼系数对储蓄率的影响非常大，弹性达到了1.145280。这里可以看出，收入分配的均等程度对储蓄的影响非常明显。这是由于收入高的群体的储蓄倾向要明显的高于收入低的群体。 3.3 建议与对策近年来，我国经济增长迅速，投资、出口与消费三驾马车中，唯独消费没有发挥出应有的作用。究其原因，大部分的收入都被储存起来了。扩大内需、刺激消费，成为我国经济发展的重要经济政策，而扩大内需的关键是加强储蓄向消费的转化。为此，有效引导居民储蓄行为就成了当前的首要任务，本文提出以下对策和建议： 保持我国经济的持续均衡的发展，增加居民的可支配收入作为消费源泉的可支配收入对经济发展起着重要的推动作用，根据上述资料分析，个人可支配收入与消费和储蓄存在明显的正相关关系。虽然储蓄和消费是此消彼长的关系，但它们的总额增加，也会使储蓄和消费同时增加，从而形成经济的良性发展。2慎重调整存款利率从上述分析可以看出，无论是名义利率还是实际利率，对居民储蓄都没有很大的影响，而且由于通货膨胀率的存在，利率的影响也会大打折扣，因为西方利率理论是立足于成熟的市场经济。在这样的市场中，有完善的市场体系和社会保障制度。故而在西方国家，利率政策的弹性很大，而在我国却出现“利率弱化”现象。从我国七次下调利率的效果来看，利率对储蓄的作用都很有限。 影响储蓄的应该是实际利率，而并非名义利率，由于通胀率的存在，使得名义利率的作用变得十分的微弱。所以我们更应关注实际利率而非