基于计量经济模型的居民储蓄影响因素分析

1、1 基于计量经济模型的居民储蓄影响因素分析【摘要】居民储蓄与国家各项经济活动密切相关，对一国经济增长有着不容忽视的作用，因此， 对居民储蓄影响因素的经济分析研究势在必行，具有重要意义。本文利用改革开放以来的相关数据建立了影响城镇居民储蓄存款率的模型，进行了相关计量分析以及检验，根据所得结论提出了自己的相关建议。【关键词】居民储蓄；影响因素；计量模型分析一、背景分析居民储蓄是城乡居民将暂时不用或结余的货币收入存入银行或其他金融机构的一种存款活动。又称储蓄存款。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

2、货币流通，引导消费，帮助群众安排生活。多年来，银行不但把扩大储源，增加储蓄存款收入作为一项重要的基础工作来抓，而且在宏观经济上，我们也一直把城乡居民存款稳步增长看作是社会稳定，经济繁荣的重要标志。我国改革开放促进了国民经济的迅速发展, 人民收入水平有了较大的提高, 城乡居民储蓄存款更是迅猛增长 , 并已成为我国经济生活中人们关注的热点之一。占目前国民生产总值半数的居民储蓄存款在国民经济中举足轻重, 是资金的后备力量和保证。通过这个数字可窥视国民生活水平、国家稳定状态、城乡发展差别和对国民经济发展的推动作用。二、设定计量模型我们知道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，

3、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。影响收入的因素虽然很多，但是根据凯恩斯的假定，收入是决定储蓄的主要因素，“随着收入的增加，消费增加的会越来越少，而储蓄增加则会越来越多”。最主要的因素还有存款利率和通货膨胀率的比例。存款利率低，通货膨胀率高，那么把钱存在银行还要亏本。当物价指数上涨速度超过银行存款利率 , 就会导致银行存款实际利率为负，进而失去储蓄的作用。根据凯恩斯的宏观经济理论， 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。其他一些影响居民储蓄的因素由于作用较小，在此忽略不计

4、。 故初步设立的计量模型中的解释变量有居民收入增长率、利息率、通货膨胀率和基尼系数。被解释变量为居民储蓄率。三、数据搜集样本数据来源：中国国家统计局官方网站年份储蓄率收入增长率利率通胀率基尼系数1979 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 0.093

5、723563 5.76 0.015071 0.16 1984 0.13025584 0.245357008 5.76 0.027948 0.19 2 1985 0.15161502 0.184241122 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

6、0.23 1990 0.32760614 0.123579703 9.92 0.021141 0.24 1991 0.31032443 0.163667824 7.92 0.028888 0.25 1992 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 0.4090347

7、7 0.198208003 9.21 0.060938 0.29 1997 0.30935015 0.127739779 7.17 0.007941 0.3 1998 0.25777978 0.108852141 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 -0.01

8、308 0.319 2003 0.21247802 0.099885756 0.0198 0.012 0.47 2004 0.26253029 0.112060622 0.0225 0.039 0.48 2005 0.26909528 0.113717415 0.0228 0.018 0.47 2006 0.29790473 0.120699514 0.0252 0.015 0.5 2007 0.41249503 0.172311748 0.0347 0.048 0.49 四、数据处理我们选用 y 代表城镇居民储蓄率， x1 代表城镇居民收入增长率， x2 代表一年期储蓄率，x3 代表通货膨胀

9、率，x4 代表城镇居民基尼系数。基于以上数据，初步建立的计量模型为：y= c(1)+c(2)*x1+c(3)*x2+c(4)*x3+c(5)*x4+u 对该模型运用软件进行拟合，所得结果如下：dependent variable: y method: least squares date: 06/30/10 time: 11:16 sample: 1979 2007 included observations: 29 coefficient std. error t-statistic prob. c -0.335158 0.053668 -6.245043 0.0000 x1 0.36346

10、2 0.168392 2.158430 0.0411 x2 0.033713 0.004226 7.976903 0.0000 x3 -0.574469 0.226773 -2.533229 0.0182 x4 1.248381 0.109404 11.41070 0.0000 3 r-squared 0.862115 mean dependent var 0.240285 adjusted r-squared 0.839135 s.d. dependent var 0.110947 s.e. of regression 0.044499 akaike info criterion -3.23

11、1130 sum squared resid 0.047523 schwarz criterion -2.995389 log likelihood 51.85139 hannan-quinn criter. -3.157299 f-statistic 37.51463 durbin-watson stat 2.082743 prob(f-statistic) 0.000000 根据以上结果，初步得出的模型为：y=-0.335158+0.363462*x1+0.033713*x2-0.574469*x3+1.248381*x4+u 五、模型的检验（）经济意义的检验观察可知该模型符合经济意义上的

12、合理性，各项系数正常。 由分析结果可知，该模型可决系数为0.862115 ，调整后可决系数为0.839135 ，说明模型的拟合优度较强，拟合情况较好。整个模型对储蓄率的增长影响是显著的。由分析结果可以看出，各个系数的t 检验 prob 值均小于0.05 ，故全部通过t 检验。（）多重共线性的检验x1 x2 x3 x4 x1 1 0.5611420538915849 0.7119707726638155 -0.2941006808311275 x2 0.5611420538915849 1 0.6546658605603901 -0.6189514872571114 x3 0.711970772

13、6638155 0.6546658605603901 1 -0.177278096900197 x4 -0.2941006808311275 -0.6189514872571114 -0.177278096900197 1 由上表可知，各个解释变量之间不存在多重共线性。（）异方差的检验运用怀特检验法进行检验，结果如下：heteroskedasticity test: white f-statistic 1.631703 prob. f(4,24) 0.1988 obs*r-squared 6.200371 prob. chi-square(4) 0.1847 scaled explained

14、ss 5.508308 prob. chi-square(4) 0.2390 由检验结果可知， prob.chi-square（4） =0.1847, 即接受原假设， 该模型不存在异方差。（）自相关的检验根据 lm 检验法的检验，结果如下：breusch-godfrey serial correlation lm test: f-statistic 0.719279 prob. f(1,23) 0.4051 obs*r-squared 0.879416 prob. chi-square(1) 0.3484 4 由结果可知， prob. chi-square(1)=0.34840.05, pro

15、b. f(1,23)=0.40510.05,故该模型中不存在自相关。六、最终结果从上面的计量分析中最后得到我国城镇居民的储蓄存款模型：y=-0.335158+0.363462*x1+0.033713*x2-0.574469*x3+1.248381*x4 (0.05367) (0.16839) (0.00423) (0.22678) （0.10940 ）t=（-6.245 ） （ 2.158 ）（7.977 ）（-2.5332 ）（11.4107 ）r2=0.862115 f=37.51463 dw=2.082743 七、对模型结果的分析在初步设立的计量模型：y=c1+c2*x1+c3*x2+c

16、4*x3+c5*x4+u 中，c1 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，储蓄率为负。c2 度量了当城镇个人可支配收入率变动1%时，储蓄增长率的变动。c3 度量了当利率变动一个单位，其实也就是1% 时，储蓄的增量的变动。c4 度量了当通货膨胀率变动一个单位，储蓄增量的变动。c5 度量了基尼系数对储蓄率的影响。这也是本文的重点变量。u 是随机误差项。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0.363462 ， 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 0.363462% 。利率变动对实际的储蓄率变动的影响并不是

17、十分的重要，弹性仅为0.033713 。通胀率变动对实际储蓄率的变动影响为：通胀率变动1%，储蓄率变动-0.574496% 。基尼系数对储蓄率的影响非常大，弹性达到了1.248381 。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。八、对我国宏观经济政策的建议目前我国居民储蓄持续高增长，而投资不足， 为此，国家应适度加大引导居民投资的力度，刺激居民消费。落实结构性减税政策，引导扩大企业投资和居民消费。巩固增值税转型以及成品油税费改革成果。对部分小型微利企业实施所得税优惠政策。，进一步发展和完善股票市场， 规范上市公司的市场行为，逐步建立完善的、公开的信息披露制度，增强居民的投资信心。 提供多样化的金融工具，不断开发新的金融产品，大力发展商业保险和社会保险，拓宽居民投资渠道，引导居民储蓄资金的合理分流。基于基尼系数的重要作用，我国应重视对分配领域的调节，加大对低收入的者的转移支付，