河南省儲(chǔ)蓄存款金額的分析

1、洛陽師范學(xué)院本科畢業(yè)論文 LUOYANG NORMAL UNIVERSITY 2014屆 本科畢業(yè)論文 河南省儲(chǔ)蓄存款金額的分析院（系）名稱數(shù)學(xué)科學(xué)學(xué)院專 業(yè) 名 稱 統(tǒng)計(jì)學(xué)（金融數(shù)學(xué)方向）學(xué)生姓名王靜學(xué)號100444072指導(dǎo)教師詹婉榮 講師完 成 時(shí) 間2014.5河南省儲(chǔ)蓄存款金額的分析王靜數(shù)學(xué)科學(xué)學(xué)院 統(tǒng)計(jì)學(xué)（金融數(shù)學(xué)方向） 學(xué)號：100444072指導(dǎo)教師：詹婉榮 摘要：本文透過中西方經(jīng)濟(jì)學(xué)者的觀點(diǎn)，以19972012年河南省金融機(jī)構(gòu)儲(chǔ)蓄存款金額的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)為研究對象，運(yùn)用Eviews軟件分析方法對其進(jìn)行分析，選取城鎮(zhèn)居民人均收入、消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)、利率這三個(gè)因素建立多元線性回歸模型，并

2、通過異方差性、序列相關(guān)性、多重共線性的檢驗(yàn)與修正，深入分析了居民儲(chǔ)蓄的影響因素，從而得出個(gè)人可支配收入能在很大程度上決定全省的儲(chǔ)蓄存款金額的總量，而利率對居民儲(chǔ)蓄的作用必須建立在一定的條件上的結(jié)論關(guān)鍵詞：儲(chǔ)蓄存款；Eviews；多元線性回歸；序列相關(guān)性；多重共線性1 引言1978年以來，隨著我國國民經(jīng)濟(jì)的飛速發(fā)展，居民儲(chǔ)蓄也出現(xiàn)高速增長的態(tài)勢進(jìn)入90年代以后，我國居民儲(chǔ)蓄存款余額始終保持兩位數(shù)的增長速度這對我國經(jīng)濟(jì)的進(jìn)一步增長有著有利的一面, 但也會(huì)帶來一定程度的負(fù)面影響所以國家相繼出臺(tái)了一系列積極的財(cái)政和貨幣政策，以刺激國內(nèi)消費(fèi)和投資需求，分流儲(chǔ)蓄，但是居民儲(chǔ)蓄依然持續(xù)增加由于居民的儲(chǔ)蓄存款

3、直接影響著居民的消費(fèi)行為，影響著貨幣的供給量，進(jìn)而間接影響著國家經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，宏觀調(diào)控的力度和效果因此，對我國居民存款儲(chǔ)蓄問題的深入研究就顯得尤為重要，這有助于認(rèn)清現(xiàn)狀，做出合理的決策在現(xiàn)代商品經(jīng)濟(jì)社會(huì)中，人們的工作與生活已經(jīng)離不開貨幣在生活中人們所需的各種商品，都需要用貨幣去購買；人們所需的各種服務(wù)，也需要通過支付貨幣來獲得；人們工作勞動(dòng)所獲得的報(bào)酬工資，也是用貨幣支付的；人們?yōu)榱朔N種目的，要積累財(cái)富，保存財(cái)富，采用的主要方式是積攢貨幣、到銀行儲(chǔ)蓄銀行金融存款包括企業(yè)存款、財(cái)政存款、居民儲(chǔ)蓄存款、外匯存款等除個(gè)人外，企業(yè)、行政事業(yè)部門的日常運(yùn)行同樣也離不開貨幣，財(cái)政收支也都是用貨幣進(jìn)行的可見，

4、貨幣已經(jīng)融入了并影響著經(jīng)濟(jì)運(yùn)行和人們的生活作為經(jīng)營“貨幣”這種商品的銀行其功能是辦理各種存款（也稱為負(fù)債業(yè)務(wù)）、放款和匯兌業(yè)務(wù)，其中商業(yè)銀行所吸收的各種存款（活期、定期、儲(chǔ)蓄）約占銀行資金來源的70%80%，為銀行提供了絕大部分的資金來源，并為實(shí)現(xiàn)銀行各職能活動(dòng)提供了基礎(chǔ)所以說，銀行存款對銀行本身的生存和發(fā)展有著重要意義，除此之外，銀行存款也能反映出一個(gè)特定時(shí)期人們的生活水平以及經(jīng)濟(jì)發(fā)展的水平，因此對河南的銀行存款的分析是非常重要且必要的為理清影響城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄的主要因素，并將各個(gè)因素對儲(chǔ)蓄的影響從定性化轉(zhuǎn)為定量化，以河南省城鎮(zhèn)居民19972012年數(shù)據(jù)資料為例，運(yùn)用 Eviews 軟件，采用建

5、立數(shù)學(xué)模型的分析研究方式，對城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄影響因素進(jìn)行研究 2 對影響河南省城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄余額的主要因素分析根據(jù)我國經(jīng)濟(jì)狀況及發(fā)展趨勢來看，居民儲(chǔ)蓄每年都大幅度遞增，影響我國城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄存款的因素有很多，其中主要的有：2.1 城鎮(zhèn)居民的收入水平我們知道，居民儲(chǔ)蓄是居民把可支配收入中暫時(shí)不用于消費(fèi)的部分存入銀行或購買有價(jià)證券，所以個(gè)人可支配收入是儲(chǔ)蓄的源泉我國從改革開放以來，個(gè)人可支配收入以17.8%的平均速度增長，這就為儲(chǔ)蓄的增加提供了基礎(chǔ)根據(jù)研究表明，人均收入較低的國家，儲(chǔ)蓄率一般較低，部分原因就是生存需要限制了儲(chǔ)蓄能力中等收入的國家，特別是亞洲新興的工業(yè)化國家，隨著收入的增長，儲(chǔ)蓄率有大幅度上

6、升的趨勢而一些人均收入水平較高的國家，如加拿大、英國和美國，儲(chǔ)蓄率平穩(wěn)，甚至有所下降（國際貨幣基金組織編，1995），因此，個(gè)人可支配收入在儲(chǔ)蓄中的影響非常重要根據(jù)凱恩斯基本心理定律，邊際消費(fèi)傾向（MPC）是遞減的，相應(yīng)可推知邊際儲(chǔ)蓄傾向（MPS）是呈遞增的趨勢，即隨著收入的增加，儲(chǔ)蓄以更大的比率增加1在本文中以河南省歷年個(gè)人可支配收入來代表城鎮(zhèn)居民的收入水平2.2 消費(fèi)品的價(jià)格不同的消費(fèi)品具有不同的需求價(jià)格彈性，因此，價(jià)格的變化對消費(fèi)額也就有著不同的影響對于需求價(jià)格彈性大的消費(fèi)品，價(jià)格上升會(huì)降低消費(fèi)量，價(jià)格下降則反之由此可見，居民消費(fèi)商品的結(jié)構(gòu)會(huì)影響居民消費(fèi)額大小，進(jìn)而影響居民儲(chǔ)蓄額的變化C

7、PI（Consumer Price Index）意即消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)，是反映與居民生活相關(guān)的產(chǎn)品及勞務(wù)價(jià)格的變動(dòng)指標(biāo)通貨膨脹是指整體物價(jià)水平的上升，通貨膨脹率則是這種水平的具體體現(xiàn)傳統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)理論認(rèn)為，通貨膨脹率越高，貨幣的價(jià)值相對來說要下降，居民害怕手中的貨幣貶值，盡早消費(fèi)，所以儲(chǔ)蓄會(huì)減少，通貨膨脹率與儲(chǔ)蓄成反方向的變動(dòng)關(guān)系2通貨膨脹率主要受收入水平的影響，并進(jìn)而影響儲(chǔ)蓄水平通貨膨脹率越高，實(shí)際收入水平越低，并且實(shí)際利率也會(huì)越低，故儲(chǔ)蓄也會(huì)下降我國數(shù)次采用利率政策，一定程度上是由于其效果被通貨膨脹抵銷了經(jīng)上考慮選取通貨膨脹率CPI來反映消費(fèi)品價(jià)格的變動(dòng)2.3 儲(chǔ)蓄利率利率的升降直接影響到存款的收

8、益，因此利率理論上應(yīng)該對居民儲(chǔ)蓄有著重要的影響提高利率會(huì)促使人們將收入存入銀行儲(chǔ)蓄起來，相反降低利率則有利于促進(jìn)投資與消費(fèi)按照古典經(jīng)濟(jì)學(xué)的觀點(diǎn)：利率對儲(chǔ)蓄的作用是單一的、正方向的和十分有力的其中單一和正方向是指利率對儲(chǔ)蓄的作用只有一個(gè)即利率的提高可以刺激儲(chǔ)蓄、抑制消費(fèi)，利率的降低則抑制儲(chǔ)蓄、刺激消費(fèi)然而，現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)理論提出利率對儲(chǔ)蓄的作用可能是雙重的，既有正向作用也有反向作用但是，不管古典經(jīng)濟(jì)學(xué)還是現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)學(xué)都指出，利率的變動(dòng)都會(huì)對儲(chǔ)蓄額產(chǎn)生影響，是一個(gè)影響儲(chǔ)蓄的重要因素2.4 其他因素居民儲(chǔ)蓄行為的決定是一個(gè)相當(dāng)復(fù)雜的過程，影響居民儲(chǔ)蓄的因素除了以上所述的一些主要影響因素以外還有很多例如，文化

9、、城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄的心態(tài)、人口老齡化等因素都會(huì)使居民對未來收入和支出的預(yù)期發(fā)生很大變化由于這些因素?zé)o法用數(shù)據(jù)表達(dá)而且不易進(jìn)行定量分析，但相對來說其影響比較穩(wěn)定不容易變化，為了研究方便，所以在模型中，它們被視為參數(shù)和誤差部分3 河南省金融機(jī)構(gòu)儲(chǔ)蓄存款回歸模型的建立3.1 數(shù)據(jù)的整理近幾年我國銀行存款逐年增長，為經(jīng)濟(jì)建設(shè)提供了充足的資金保障，在銀行存款中增長的最快的是居民儲(chǔ)蓄存款下面就河南省19972012年數(shù)據(jù)為例，分析城鎮(zhèn)居民的收入水平、消費(fèi)品的價(jià)格、儲(chǔ)蓄利率與金融機(jī)構(gòu)儲(chǔ)蓄存款金額之間的關(guān)系3.1.1 居民儲(chǔ)蓄存款（S）以在河南統(tǒng)計(jì)網(wǎng)的2013年統(tǒng)計(jì)年鑒中找到的“金融業(yè)城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款年底余額”的

10、數(shù)據(jù)為居民儲(chǔ)蓄數(shù)據(jù)來源，具體如表3-1所示 表3-1 河南省城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄年末余額年度統(tǒng)計(jì)年份1997199819992000儲(chǔ)蓄（億元）22432657.232940.083182.08年份2001200220032004儲(chǔ)蓄（億元）3634.54202.574919.095607.3年份2005200620072008儲(chǔ)蓄（億元）6488.557367.377812.249515.82年份2009201020112012儲(chǔ)蓄（億元）11207.412883.714648.4317528.083.1.2 個(gè)人可支配收入（R）在河南歷年的統(tǒng)計(jì)年鑒中找到“人民生活城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入”的數(shù)據(jù)

11、如表3-2所示 表3-2 河南省城鎮(zhèn)居民可支配收入年度統(tǒng)計(jì)年份1997199819992000金額（元）4093.624219.424532.364766.26年份2001200220032004金額（元）5267.426245.46926.127704.9年份2005200620072008金額（元）8667.979810.2611477.0513231.11年份2009201020112012金額（元）14371.5615930.2618194.820442.623.1.3 通貨膨脹率（P）以消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)CPI來代表通貨膨脹率，查詢河南統(tǒng)計(jì)網(wǎng)的歷年統(tǒng)計(jì)年鑒中“物價(jià)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)”有河南

12、省1997年至2012年的CPI數(shù)據(jù)，各年數(shù)據(jù)是以上一年的數(shù)據(jù)為100%，因此需要調(diào)整為絕對數(shù)據(jù)以1997年為基期且當(dāng)期的CPI為100%，計(jì)算出各年的CPI絕對數(shù)據(jù)，例如：2007年的絕對數(shù)據(jù)=（2006年的絕對數(shù)據(jù)）（2007年的CPI環(huán)比指數(shù)），其余各年份數(shù)據(jù)同理類推，結(jié)果如表3-3第三列所示表3-3 河南省居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(CPI)年度統(tǒng)計(jì)年份 環(huán)比數(shù)據(jù)（%）絕對數(shù)據(jù)（%）上期=1001997年為100%1997103.5100199897.597.5199996.994.4775200099.293.721682001100.794.377731762002100.194.47210

13、9492003101.295.605774812004105.4100.76848662005102.1102.88462492006101.3104.2221252007105.4109.85011972008107117.5396281200999.4116.83439042010103.5120.9235942011105.6127.69531532012102.5130.88769823.1.4 利率（I）從中國人民銀行官方網(wǎng)站（ 表3-4 中國人民銀行金融機(jī)構(gòu)人民幣存款基準(zhǔn)利率調(diào)整時(shí)間活期存款（%）定期存款（%）三個(gè)月半年一年二年三年五年1996-8-231.983.335.47.4

14、77.928.2891997-10-231.712.884.145.675.946.216.661998-3-251.712.884.145.225.586.216.661998-7-11.442.793.964.774.864.955.221998-12-71.442.793.333.783.964.144.51999-6-100.991.982.162.252.432.72.882002-2-210.721.711.891.982.252.522.792004-10-290.721.712.072.252.73.243.62006-8-190.721.82.252.523.063.694.

15、142007-3-180.721.982.432.793.333.964.412007-5-190.722.072.613.063.694.414.952007-7-210.812.342.883.333.964.685.222007-8-220.812.613.153.64.234.955.492007-9-150.812.883.423.874.55.225.762007-12-210.723.333.784.144.685.45.852008-10-90.723.153.513.874.415.135.582008-10-150.723.153.513.874.415.135.58200

16、8-10-300.722.883.243.64.144.775.132008-11-270.361.982.252.523.063.63.872008-12-230.361.711.982.252.793.333.62010-10-200.361.912.22.53.253.854.22010-12-260.362.252.52.753.554.154.552011-2-90.42.62.833.94.552011-4-60.52.853.053.254.154.755.252011-7-70.53.13.33.54.455.52012-6-80.42.853.053.254.14.655.1

17、2012-7-60.352.62.833.754.254.75本文選取了其中一年定期存款的利率代表存款利率水平故將一年定期存款的利率調(diào)整歷史摘出，如表3-5所示并進(jìn)一步根據(jù)表3-5的調(diào)整時(shí)間，每年按365天計(jì)算得出按時(shí)間計(jì)算的年平均利率，例如2010年的年平均利率=(2.25%292+2.5%67+2.75%6)365=2.304%，2012年的年平均利率=(3.5%158+3.25%28+3%179)365=3.24%其余各年份同理計(jì)算可得，如表3-6所示 表3-5 一年期定期存款利率調(diào)整歷史 調(diào)整時(shí)間利率（%）調(diào)整時(shí)間利率（%）調(diào)整時(shí)間利率（%）1996-8-237.472007-3-18

18、2.792008-11-272.521997-10-235.672007-5-193.062008-12-232.251998-3-255.222007-7-213.332010-10-202.51998-7-14.772007-8-223.62010-12-262.751998-12-73.782007-9-153.872011-2-931999-6-102.252007-12-214.142011-4-63.252002-2-211.982008-10-93.872011-7-73.52004-10-292.252008-10-153.872012-6-83.252006-8-192.52

19、2008-10-303.62012-7-63 表3-6 按時(shí)間計(jì)算的年平均利率年份年平均利率（%）年份年平均利率（%）19977.1720052.2519985.02520062.3419993.01520073.2120002.2520083.9220012.2520092.2520022.02520102.30420031.9820113.2820042.02520123.243.1.5 數(shù)據(jù)匯總將以上數(shù)據(jù)匯總，得到如表3-7所示的全部數(shù)據(jù)結(jié)果 表3-7 數(shù)據(jù)匯總表年份城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄可支配收入消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)年平均利率S（億元）R（元）P（%）I（%）199722434093.621007.1

20、719982657.234219.4297.55.02519992940.084532.3694.47753.01520003182.084766.2693.721682.2520013634.55267.4294.377731762.2520024202.576245.494.472109492.02520034919.096926.1295.605774811.9820045607.37704.9100.76848662.02520056488.558667.97102.88462492.2520067367.379810.26104.2221252.3420077812.2411477.

21、05109.85011973.2120089515.8213231.11117.53962813.92200911207.414371.56116.83439042.25201012883.715930.26120.9235942.304201114648.4318194.8127.69531533.28201217528.0820442.62130.88769823.243.2 建立多元回歸模型先用被解釋變量與解釋變量分別作散點(diǎn)圖如下：圖3-1 S分別關(guān)于R、P、I的散點(diǎn)圖由以上散點(diǎn)圖可以看出，河南省城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄（）與個(gè)人可支配收入（）、消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)（），年平均利率（）大體呈現(xiàn)為線性關(guān)系，

22、根據(jù)19972012年河南省城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄有關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)(如表3-7)，建立多元線性回歸模型，利用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)軟件Eviews，采用普通最小二乘法(OLS)，對我國城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄函數(shù)進(jìn)行多元回歸分析，進(jìn)而分析出影響我國城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄行為的主要因素基于以上數(shù)據(jù)建立的樣本回歸模型形式是： (3.1)為截距項(xiàng)，它表示在沒有收入的時(shí)候人們也要花錢消費(fèi)，為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)為了使參數(shù)估計(jì)量具有良好的統(tǒng)計(jì)性質(zhì)，對于多元回歸模型可以做出若干基本假設(shè)3：回歸模型是正確設(shè)定的；解釋變量，是非隨機(jī)的或固定的，且各之間不存在嚴(yán)格線性相關(guān)性（不完全多重共線性）；各解釋變量在所抽取的樣本中具有變異性，而且隨著樣本容量的無限增加，各解釋變

23、量的樣本方差趨于一個(gè)非零的有限常數(shù)，即時(shí)， ；隨機(jī)誤差項(xiàng)具有條件零均值、同方差及不序列相關(guān)性 ， ，；解釋變量與隨機(jī)項(xiàng)不相關(guān)，；隨機(jī)項(xiàng)滿足正態(tài)分布 在以上假設(shè)成立條件下做回歸，借助計(jì)量學(xué)軟件Eviews得回歸結(jié)果如下表所示： 表3-8 回歸結(jié)果表對表3-8中的結(jié)果進(jìn)行分析首先寫出回歸方程表達(dá)式： (3.2)然后看值與值，當(dāng)時(shí)，說明自變量對因變量有顯著性影響，從上表中可看出只有解釋變量人均可支配收入對被解釋變量有顯著性影響再看方程顯著性的檢驗(yàn)，由上表知，拒絕原假設(shè)：，認(rèn)為原方程整體上的線性關(guān)系顯著成立，這一點(diǎn)通過可決系數(shù)也可以看出，一般可決系數(shù)在0.5以上，變量回歸對樣本的擬合程度較高，所以變量

24、回歸對樣本的擬合程度較高但是可以看出，利率的回歸結(jié)果并不好，有可能本回歸模型與基本假定相違背，下面我們將對該模型進(jìn)行異方差性、序列相關(guān)性以及多重共線性的檢驗(yàn)與修正，以期對模型予以改進(jìn)4 回歸模型的檢驗(yàn)與修正4.1異方差性的檢驗(yàn)對于不同的樣本點(diǎn)，隨機(jī)干擾項(xiàng)的方差不再是常數(shù)，而是互不相同，即如果出現(xiàn)，則認(rèn)為出現(xiàn)了異方差性既然相對于不同的解釋變量觀測值，隨機(jī)干擾項(xiàng)具有不同的方差，那么檢驗(yàn)異方差性，也就是檢驗(yàn)隨機(jī)干擾項(xiàng)的方差與解釋變量觀測值之間的相關(guān)性問題在于用什么來表示隨機(jī)干擾項(xiàng)的方差，一般的處理方法是首先采用普通最小二乘法估計(jì)模型，以求得隨機(jī)干擾項(xiàng)的估計(jì)量（注意，該估計(jì)量是不嚴(yán)格的），稱之為“近似

25、估計(jì)量”，用表示于是有 ， ， (4.1)即用來表示隨機(jī)干擾項(xiàng)的方差 首先用圖示法進(jìn)行檢驗(yàn)：用各個(gè)解釋變量與殘差平方（表示殘差平方，即）的散點(diǎn)圖觀察異方差性，如下： 圖4-1 E分別關(guān)于R、P、I的散點(diǎn)圖由以上圖4-1中可以看出大部分點(diǎn)落在一條斜率為零的直線附近，說明異方差性并不明顯下面用懷特（White）檢驗(yàn)法，檢驗(yàn)的操作步驟：先對模型作普通最小二乘回歸，并計(jì)算出相應(yīng)的殘差平方，對于多元線性回歸模型作如下輔助回歸4：；計(jì)算統(tǒng)計(jì)量，其中為樣本容量，為輔助回歸函數(shù)中的未調(diào)整的可決系數(shù)；在同方差性假設(shè)下，漸進(jìn)地服從自由度為輔助回歸方程中解釋變量個(gè)數(shù)的分布：，若，則拒絕原假設(shè)，表明回歸模型中參數(shù)至少

26、有一個(gè)顯著地不為零，即隨機(jī)誤差項(xiàng)存在異方差性反之，則認(rèn)為不存在異方差性用Eviews進(jìn)行懷特檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如下表所示： 表4-1 懷特檢驗(yàn)表由表4-1，由懷特檢驗(yàn)值，在的情況下，查分布表，可知臨界值，進(jìn)行比較發(fā)現(xiàn)所以接受原假設(shè)，表明原模型在所取水平下，不存在異方差性54.2 序列相關(guān)性的檢驗(yàn)與修正多元線性回歸模型的基本假設(shè)之一是模型的隨機(jī)干擾項(xiàng)相互獨(dú)立或不相關(guān)如果模型的隨機(jī)干擾項(xiàng)違背了相互獨(dú)立的基本假設(shè)，稱為存在序列相關(guān)性序列相關(guān)性的檢驗(yàn)方法有多種，如馮諾曼比檢驗(yàn)法、回歸檢驗(yàn)法、檢驗(yàn)法等這些檢驗(yàn)方法的共同思路是：首先采用普通最小二乘法估計(jì)模型，以求得隨機(jī)干擾項(xiàng)的“近似估計(jì)值”，用表示：，然后通

27、過分析這些近似估計(jì)值之間的相關(guān)性以達(dá)到判斷隨機(jī)干擾項(xiàng)是否具有序列相關(guān)性的目的4.2.1 圖示法首先用圖示法進(jìn)行檢驗(yàn)，通過對殘差與其滯后一階序列的自相關(guān)圖進(jìn)行觀察，自相關(guān)圖如下所示： 圖4-2 殘差項(xiàng)的序列相關(guān)性由于殘差可以作為的估計(jì)，因此，如果存在序列相關(guān)性，必然會(huì)由殘差項(xiàng)反映出來，因此可以利用的變化圖形來判斷隨機(jī)干擾項(xiàng)的序列相關(guān)性由圖4-2可觀察到，殘差及其滯后一期值大多在原點(diǎn)附近，序列相關(guān)性并不顯著4.2.2 回歸檢驗(yàn)法再用回歸檢驗(yàn)法進(jìn)行序列相關(guān)性的檢驗(yàn)，以回歸殘差作為被解釋變量，以各種可能的相關(guān)量，諸如等為解釋變量，建立各種方程： ； ； (4.2)在這里我們先選取其滯后一期值作為解釋變

28、量，建立相關(guān)方程為：，如果不顯著為0，則認(rèn)為隨機(jī)誤差項(xiàng)之間存在序列相關(guān)性對該式子進(jìn)行最小二乘估計(jì)，結(jié)果如下表所示： 表4-2 殘差回歸表由表4-2的回歸結(jié)果看到的回歸值為0.537171，如果取顯著性水平的話，接受原假設(shè)認(rèn)為隨機(jī)誤差項(xiàng)之間不存在序列相關(guān)性，但是如果顯著性水平的時(shí)候，則拒絕原假設(shè)，認(rèn)為隨機(jī)誤差項(xiàng)之間存在正相關(guān)性故認(rèn)為殘差項(xiàng)之間存在弱的正序列相關(guān)性4.2.3 檢驗(yàn)法若則存在正自相關(guān)；若，則不能確定；若，則無自相關(guān)；若，則不能確定；若，則存在負(fù)自相關(guān)由表3-8知，又（包含常數(shù)項(xiàng)），查分布表得，可知，故殘差項(xiàng)之間是否存在相關(guān)性不能確定，還需做進(jìn)一步的檢驗(yàn)4.2.4 拉格朗日乘數(shù)（LM）

29、檢驗(yàn)拉格朗日乘數(shù)檢驗(yàn)克服了檢驗(yàn)的缺陷，適合于高階序列相關(guān)及模型中存在滯后被解釋變量的情形如果懷疑隨機(jī)干擾項(xiàng)存在階序列相關(guān)： , (4.3)拉格朗日乘數(shù)檢驗(yàn)就可用來檢驗(yàn)如下受約束回歸方程： ， (4.4)約束條件為：如果約束條件為真，則統(tǒng)計(jì)量服從大樣本下自由度為的漸進(jìn)分布： ，其中，分別為如下輔助回歸的樣本容量與可決系數(shù)： ， (4.5)給定顯著性水平查自由度為的分布的相應(yīng)臨界值，如果計(jì)算的統(tǒng)計(jì)量的值超過該臨界值，則拒絕約束條件為真的原假設(shè)，表明可能存在直到階的序列相關(guān)性6用Eviews作檢驗(yàn)結(jié)果部分如表4-3所示(詳見附錄2)： 表4-3 拉格朗日乘數(shù)法檢驗(yàn)由表4-3中可知，統(tǒng)計(jì)量的值為4.8

30、73090，右邊的值大于0.05的水平，可以接受不存在序列相關(guān)性這個(gè)原假設(shè)，即可以認(rèn)為序列不相關(guān)綜上幾種檢驗(yàn)結(jié)果可知，該模型序列相關(guān)性并不顯著，即便是有相關(guān)性也是較弱的相關(guān)性現(xiàn)在我們?nèi)詫ζ溥M(jìn)行序列相關(guān)性的修正7，從修正的效果來決定是否保留修正結(jié)果運(yùn)用一階差分法進(jìn)行修正后，可以得到其中一種相對較好的修正結(jié)果如表4-4所示，此時(shí)且滿足，說明消除了自相關(guān)性，表達(dá)式為： ， (4.6) 表4-4 一階差分修正表4.3 多重共線性的檢驗(yàn)與修正如果某兩個(gè)或多個(gè)解釋變量之間出現(xiàn)了相關(guān)性，則稱為存在多重共線性解釋變量間的相關(guān)系數(shù)如下： 表4-5 相關(guān)系數(shù)矩陣CorrelationRIPR1-0.1638010

31、.975164I-0.16380110.041124P0.9751640.0411241由表4-5中結(jié)果可知，三者之間存在著一定的相關(guān)性，所以原模型可能存在多重共線性由最小二乘回歸的結(jié)果可知，與值均很高，但是參數(shù)的檢驗(yàn)值并不顯著，因此認(rèn)為存在多重共線性下面采用逐步回歸法進(jìn)行多重共線性的修正基本思路：以為被解釋變量，逐個(gè)引入解釋變量，構(gòu)成回歸模型，進(jìn)行模型估計(jì)根據(jù)擬合優(yōu)度的變化決定新引入的變量是否可以用其他變量的線性組合代替，而不是作為獨(dú)立的解釋變量如果擬合優(yōu)度變化顯著，則說明新引入的變量是一個(gè)獨(dú)立的解釋變量；如果擬合優(yōu)度變化很不顯著，則說明新引入的變量不是一個(gè)獨(dú)立的解釋變量，它可以用其他變量的

32、線性組合代替，也就是說它與其他變量之間存在共線性的問題8分別作與、間的回歸，得到估計(jì)結(jié)果如下所示： 表4-6 S與R的回歸結(jié)果表 表4-7 S與P的回歸結(jié)果表 表4-8 S與I的回歸結(jié)果表 由以上幾個(gè)圖表知，與所得的回歸方程擬合優(yōu)度最高，因此選擇的方程作為基準(zhǔn)回歸模型即，再將加入到解釋變量中去，得到的回歸結(jié)果如下： 表4-9 S與P、R的回歸結(jié)果表從0.9915變?yōu)?.9918，變化不太顯著，再將加入到解釋變量中去，得到的回歸結(jié)果即為表3-8，為0.9918在加入解釋變量之后幾乎沒有變化，并不顯著，故可以剔除這兩個(gè)解釋變量，所以經(jīng)過多重共線性修正的模型應(yīng)為： (4.7)除了使用逐步回歸法以外，

33、也可以通過直接去除引起多重共線性的解釋變量來對模型進(jìn)行修正，如前所述，和值均很好，但是解釋變量的值卻不顯著，所以我們直接將從解釋變量中剔除進(jìn)行檢驗(yàn)，也能得到同樣的結(jié)果由與的回歸方程可以看出，河南省儲(chǔ)蓄存款金額很大程度上可以由人均可支配收入來決定，且彈性系數(shù)為0.87，這也符合我們直觀的理解，當(dāng)收入增加時(shí)，存款總量自然會(huì)上升5 結(jié)果分析從以上分析的結(jié)果來看，結(jié)論似乎表明河南省居民儲(chǔ)蓄的重要影響因素是居民收入與消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)，而存款利率不能夠被接受為解釋變量實(shí)際上，在參考了一些西方經(jīng)濟(jì)理論文獻(xiàn)里，利率通常和儲(chǔ)蓄成正比因?yàn)槔实纳抵苯佑绊懙酱婵畹氖找妫晕鞣絿夷軌蜉p松利用貨幣政策來調(diào)節(jié)居民儲(chǔ)蓄

34、然而，從我國的利率政策可以看出，我國居民儲(chǔ)蓄與利率存在弱化現(xiàn)象，即利率的下降并不一定能降低居民的儲(chǔ)蓄存款為什么在西方百試百靈的政策工具在河南省范圍內(nèi)確減弱了呢？可能的原因包括如下幾點(diǎn)：首先，西方國家都是成熟的市場經(jīng)濟(jì)國家，居民的消費(fèi)都具有經(jīng)濟(jì)學(xué)家所說的理性當(dāng)人們預(yù)期到利率的下降會(huì)降低他們的收入時(shí)，他們會(huì)迅速地轉(zhuǎn)移資金，投向更為有利的投資對象其次，西方國家存在比較完善的社會(huì)保障制度，這就使得人們可以放心消費(fèi)放心投資，因?yàn)樗麄兌加凶詈笠坏婪谰€比較完善和健全的社會(huì)保障其三，西方國家的消費(fèi)理念和我們不一樣，他們都已經(jīng)習(xí)慣了貸款消費(fèi)，并且有良好的信用體系給予保障而我國公民對未來預(yù)期的不確定性是一個(gè)很重要

35、的原因，尤其是1998年以后，隨著住房、醫(yī)療、教育等方面的改革，人們的儲(chǔ)蓄傾向受預(yù)期的影響更大這方面從人民銀行數(shù)次通過降息來調(diào)整儲(chǔ)蓄量，但是效果并不明顯也可以看出來7從利率對儲(chǔ)蓄增量的影響來看是比較穩(wěn)定的，由于在一年內(nèi)，利率的變動(dòng)幅度通常是有限的，所以從絕對量上講，儲(chǔ)蓄受利率的影響比收入要小的多9可見，利率對儲(chǔ)蓄的影響很大，但是是有條件的，只有滿足了相關(guān)條件，它才能發(fā)揮出作用來本文只考慮了平均可支配收入、消費(fèi)價(jià)格指數(shù)，利率三個(gè)因素對于儲(chǔ)蓄的影響，在模型的誤差項(xiàng)中，仍然包含著其他因素對于儲(chǔ)蓄金額的影響，這有待于進(jìn)一步的研究總之，儲(chǔ)蓄是投資的源泉，儲(chǔ)蓄規(guī)模的增長將對我國經(jīng)濟(jì)增長有著重要的貢獻(xiàn)因此，

36、為了更好地實(shí)現(xiàn)我國經(jīng)濟(jì)可以平穩(wěn)、健康發(fā)展，還需要做到：一是千方百計(jì)確保城鎮(zhèn)居民收入長期穩(wěn)定增長提高居民收入水平，經(jīng)濟(jì)發(fā)展是根本因此應(yīng)繼續(xù)堅(jiān)定不移的實(shí)施經(jīng)濟(jì)追趕型跨越式發(fā)展戰(zhàn)略，搶抓機(jī)遇，充分發(fā)揮該城市區(qū)位、產(chǎn)業(yè)、資源、空間的整體優(yōu)勢，促進(jìn)居民增收10同時(shí)積極擴(kuò)大就業(yè)，通過大力發(fā)展就業(yè)容量大的第三產(chǎn)業(yè)增加社會(huì)就業(yè)機(jī)會(huì)，特別要加大低收入家庭成員的勞動(dòng)技能培訓(xùn)和他們的就業(yè)問題，以此來確保城鎮(zhèn)居民收入長期穩(wěn)定增長為擴(kuò)大消費(fèi)提供重要支撐二是加大財(cái)政對公共服務(wù)和社會(huì)保障的投入，改善居民消費(fèi)預(yù)期改善城鄉(xiāng)居民的消費(fèi)預(yù)期，需要加大財(cái)政對教育、醫(yī)療等公共產(chǎn)品的投入，切實(shí)保障居民享有基本的公共服務(wù)，降低居民對未來支

37、出的不確定性預(yù)期，逐步減少居民的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)要充分發(fā)揮社會(huì)保障再分配和保障基本生活的功能，重點(diǎn)支持城鎮(zhèn)居民基本養(yǎng)老，基本醫(yī)療制度和農(nóng)村社會(huì)保障體系的建設(shè)，將養(yǎng)老、醫(yī)療、失業(yè)、工傷、生育保險(xiǎn)覆蓋到城鎮(zhèn)各類企業(yè)職工、個(gè)體工商戶和農(nóng)民工，增加對困難群體、弱勢群體的支持以解決城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的“后顧之憂”，釋放城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)需求 參考文獻(xiàn)：1張磊，田苗苗.對我國城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄存款影響因素的實(shí)證分析J.甘肅農(nóng)業(yè)， 2005，10(3)：98.2張建華，孫學(xué)光.我國居民儲(chǔ)蓄存款誤差修正模型與分析J.數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2009，4(10)：129-138.3李子奈，潘文卿計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)(第三版)M.北京：高等教

38、育出版社，2010.4尹光霞多元線性回歸模型中的異方差性問題J.湖北大學(xué)學(xué)報(bào)，2003，25（6）：121-125.5張振強(qiáng)，韋蘭英線性回歸模型異方差的診斷與修正J.中國集體經(jīng)濟(jì)，2008，17(8）：82-84.6趙紅平.不同軟件在序列相關(guān)性LM檢驗(yàn)中的應(yīng)用J.中國集體經(jīng)濟(jì)，2011,10（11）：155-157.7李雪峰.居民儲(chǔ)蓄存款的計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析J.商業(yè)經(jīng)濟(jì)，2011，2(5)：30-32.8楊梅,肖靜,蔡輝.多元分析中的多重共線性及其處理方法J.中國衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)，2012，29（4）：620-624.9張巍.理性看待居民儲(chǔ)蓄的持續(xù)高增長J.金融與經(jīng)濟(jì)，2013，43(11)：22-26.1

39、0楊爽.城鎮(zhèn)居民消費(fèi)影響因素研究J.哈爾濱金融學(xué)院學(xué)報(bào)，2012，111(7)：67-70.The Analysis of the Savings Amount in Henan ProvinceWANG JingCollege of Mathematic Science No：100444072Tutor：ZHAN Wan-rongAbstract：In this paper, through the western economists point of view, choose the statistics data from 1997-2012 savings deposits of

40、financial institutions in Henan province amount as the research object, and use Eviews software analysis method to analyze it. First, selection three factors of urban residents per capita income, the consumer price index, interest rate to establish multivariate regression model. Then take the heteroscedasticity, serial correlation, multicollinearity test of regression equation for in-depth analysis the influence factors of the residents savings. Last concluded that the total amount of savings deposits determine by personal disposable income mostly and the interest rate take effect on savings