计量经济学实证分析论文.doc

影响居民储蓄因素的实证分析41026103 朱研天一、 问题的提出中国经济当前正处于一个黄金的发展期。为了维持快速稳定的经济发展，控制居民储蓄是非常重要的。居民储蓄是指居民当期税后可支配收入与当期消费之间的差额。居民储蓄的产生，是居民推迟当期消费的结果。居民储蓄额的高低对一国的经济增长、投资、以及居民的生活等方面都有着不同程度的影响。居民储蓄的增长是国家经济实力不断增强的具体体现，也是经济进一步增长的动力，有利于经济的发展。但任何事物的发展都存在一个度的问题，储蓄也不例外。如果居民储蓄的增长不能转化为投资，过度的居民储蓄将抑制现期的消费，消费需求不足，投资效率低下，那么居民储蓄就会对经济发展产生一些负面的影响。居民高储蓄现象一直是我国改革开放以来宏观经济的一个显著特征，那么如何有效操控居民储蓄的比例就成为了一个重要的问题。那么居民储蓄究竟由那些因素决定呢？这些因素对于居民储蓄的变化又有什么样的影响？知道了这些影响又能给我们调节居民储蓄产生什么启示？这就是我的研究项目的主要目的。二、 理论综述根据西方经典理论，与居民储蓄有关的主要有：1 古典理论：S=Y-c*(Y-T)-G2 货币需求理论：S与持有货币的成本r正相关3 跨期替代理论：r上升，闲暇成本上升，收入Y上升，于是消费成本上升，c下降，s上升。所以S与r正相关4 索洛模型通过对这些理论的学习与研究，选择居民可支配收入、利率、居民消费物价水平、债券价值应作为影响变量，城乡居民的储蓄增量作为因变量，运用Eviews进行多元回归分析，希望从中得出以上4个变量均对储蓄增量有显著影响的结论，并希望得到一个最接近的理论。三、 模型假定1、收入水平（X1）收入是决定储蓄的重要因素。按照经典经济学的理论，收入是影响储蓄的第一位的因素。只有当收入超过最低的需求之后，储蓄才成为可能，在此之前都是负储蓄。而且储蓄应该与收入成同方向的变动关系；即收入增加，储蓄也增加，收入减少，储蓄也减少。在这里，我使用城乡居民的可支配收入作为研究的解释变量。2、利率（X2）利率的升降直接影响到存款的收益，但是在考虑到利率时，利率对储蓄的影响可以分为替代效应和收入效应，即：收入效应是指当利率增加时，人们会认为收入增加，应扩大消费额，导致储蓄减少：替代效应是指当利率增加时，人们会认为当期消费的成本增加，就会相应的减少消费，增加储蓄。在这里，我使用一年期定期存款利率作为研究的解释变量。3、居民消费物价水平（X3）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。对于价格需求弹性高的商品来说，物价的微小变动会引起对消费品需求的大幅度波动，尤其是住房价格。因此消费品的价格水平对居民的储蓄存款也有一定的影响。在这里，我使用商品零售价格指数作为解释变量。4、证券价值（X4）作为一种重要的投资渠道，证券的价值对于储蓄额有着重大影响。但由于数据的获取的局限性与困难度，在这里，我使用股票市值作为衡量投资渠道的指标，列入解释变量。5、其他因素体制因素与人口老龄化程度。因为政府体制作为宏观调控力量，对于居民储蓄拥有调节作用。而人口比例中，老人越多，储蓄能力越低，负储蓄越多。所以将这两种影响因素归为随机误差项。综上我将对被解释变量用解释变量做回归分析：Y=C+1X1+2X2+3X3+4X4+，其中C表示截距项，它表示在没有收人与其他因素的影响的时候人们也要花钱消费。X1 表示当城镇人均可支配收入变动1元时，城乡居民储蓄总额的变动情况。X2 表示当一年期储蓄利率变动一个单位，其实也就是1时，储蓄的增量的变动情况。X3表示当零售物价指数变动一个单位，储蓄增量的变动。X4 表示度量了股票市值对每年储蓄余额的影响。表示是随机误差项。四、 数据的收集收集到的数据样本如下（1990-2008年）：年份年储蓄余额（Y）（单位：亿元）城乡居民人均可支配收入收入（X1）单位：（元）一年期储蓄利率（X2）商品零售价格指数（X3）股票市值（X4）单位：（亿元）19907119.62196.59.9294.16019919244.92409.27.92100109199211757.32810.67.56106.41048199315203.534999.261223531199421518.84717.210.98151.43691199529662.35860.710.98177.33474199638520.867659.211929842199746279.87250.47.17197.417529199853407.57587.15.02195.819506199959621.88064.32.8919326471200064332.48533.42.25193.848091200173762.492262.25195.143522200286910.710178.42.00193.6383292003103617.711094.41.98195.9424582004119555.4123582.25203.5370562005141051.013747.92.28209.4324302006161587.315346.52.52212.56894042007172534.217926.23.47222.763271412008217885.420541.43.27238.13121366注：商品零售价格定基指数（X3）以1991年为基期五、 模型的回归与检验1模型回归利用Eviews回归结果如下：输入数据后执行命令得到回归结果：可写出如下回归分析结果：Y=12991.97 + 14.85284X1 556.4067X2 358.0945X3 0.077534X4 + (3.134678) (50.55994) (-2.376216) (-13.35730) (-6.748721)R2 =0.998895 R2 =0.998579 F=3163.060 D.W.=1.148573其中括号内的数为相应参数的t检验值，R2是可决系数，F与D.W.是有关的两个检验统计量。2模型检验1、经济意义检验可以发现，回归方程中各解释变量系数与经济理论中的效果相比较，都比较符合。所以通过经济意义检验。2、显著性检验从回归结果中的R2可知该回归方程的拟合优度较高，通过检验。将显著性水平设定为0.05，查表得临界值为3.18，因为F检验值明显大丁临界值，方程通过了F检验，即方程整体上是显著的。从T检验的数值分析可知，在显著性水平为005，即置信区间为95的情况下，统计量t的临界值t(14)=2.145，收入水平(X1)、利率(X2)、商品零售物价指数(X3)以及股票市值(X4)对回归的影响是显著的。3、多重共线性检验找出最简单的回归形式，分别找出X1、X2、X3、X4 间的回归：1）关于Y与X1的回归：Y= -29985.95 + 11.77638X1 (-7.9575) (32.1715)R2 =0.983840 R2 =0.982890 F=1035.004 D.W.=0.71452）关于Y与X2的回归：Y=145222.3 12847.95X2（7.401750）（-4.175031）R2 =0.506257 R2 =0.477214 F=17.43089 D.W=0.2263023）关于Y与X3的回归：Y = -153724.0+ 1270.734X3 （-3.404919）（5.266169）R2 =0.63414 R2 =0.611273 F=27.7325 D.W=0.1627894）关于Y与X4的回归：Y= 48988.76 0.581257X4 （4.011344）（4.102604）R2 =0.497508 R2 =0.467949 F=16.83136 D.W.=1.306410可见城乡居民储蓄余额（Y）受可支配收入（X1）的影响最大，与经验相符合，因此选1）为初始的回归模型。将其他解释变量分别导入初始回归模型Y=-25825.61 + 15.10064X1，寻找最佳回归方程。CX1X2X3X4R2D.WY=f(X1)-29985.9511.77640.98380.7145t值-7.957532.1715Y=f(X1,X2)-29179.3311.88217-419.89960.98830.7901t值-3.869727.3884-0.5693Y=f(X1,X3)3657.07913.82088290.79310.99421.8157t值0.548131.2741-5.3769Y=f(X1,X4)-31762.8512.1597-0.03640.98470.3730t值-7.577422.6058-0.9739Y=f(X1,X2, X3)13605.413.5430-842.2100-306.9500.99532.0798t值1.648030.8244-1.8355-5.9910Y=f(X1, X3，X4)6595.52215.11385-351.0258-0.0824710.9985491.028924t值1.828748.4706-11.5121-6.3776分析：第一步：在初始模型中引入X2，拟合优度提高，参数符号合理，但变量未通过t检验；第二步：在初始模型中引入X4，拟合优度提高，参数符号合理，但变量未通过t检验；第三步：在初始模型中引入X3，拟合优度提高，参数符号合理，且变量通过t检验；第四步：在第三步的基础上引入X2，拟合优度提高，参数符号合理，但变量未通过t检验；第五步，在第三步的基础上引入X4，拟合优度有所提高，参数符号合理，且变量通过t检验；因此最终的城镇居民储蓄函数应与Y=f(X1, X3，X4)最优，排除解释变量X2 拟合结果如下Y=6595.522 + 15.1139X1 351.0258 X3 0.082471 X4(1.8287) (48.4706) (-11.5121) (-6.3776)R2 =0.998549 D.W.=1.0289244、序列相关检验利用Durbin-Watson检验法进行自相关检验。从上表可知D.W.值为1.028924，且样本容量n=19，k=3。在给定显著性水平=005的条件下，查表得到D.W.的临界值的上下界分别为：dl=1.08和du=1.53，所以0D.W.= 1.028924 dl，则存在自相关性。用科克伦-奥科特迭代法进行修正，在经过一次迭代可得如下结果：Y=195093.6 + 13.34518X1 379.4896X3 0.079641X4 + AR(1)=0.990074（0.043665）（50.55994） （-2.376216）（-13.35730） （-6.748721）R2 =0.998895 R2 =0.998579 F=3163.060 D.W.=1.625103修正后，D.W.=1.625103，且样本容量为19，有3个解释变量，给定显著性水平0.05，查D.W.表得dl=1.08和du=1.53，这时duD.W. =1.625103,表明不存在一阶自相关。5、异方差检验。0bs*Rsquared的计算结果是13.25190，由于选用的没有交叉乘积项的方式，所以自由度为4，在0.05的显著水平下，查表得(4)=11.0713.25190，所以拒绝同方差性的原假设。下面采用用加权最小二乘法修正，可得如下结果：Y=7327.343 + 15.19989X1 359.1263X3 0.083680X4 （2.567053）（48.14190）（-13.161496）（-6.171496） R2 =0.998178 R2 =0.997814 F=35292.484 D.W.=1.023680可以看出，加权最小二乘法的结果在拟合优度和参数的T统计量都有了显著改进。六、 总结与建议：居民储蓄存款的简要结论1、收入水平对我国居民储蓄的影响较大且正相关。2、利率对居民储蓄存款有不显著的负效应。我国居民普遍乐于使用储蓄作为第一投资选择，并不是很在乎利率调整。只要手上有闲置的可支配资金，就会考虑使用储蓄。3商品零售价格指数与居民储蓄存在显著的负相关关系。由于我国金融市场落后，个人消费贷款不完善，因此，对于高档消费品的消费，一般是依靠储蓄积累来实现的。仅住房，购