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1、eles需求函數(shù)計量分析實驗報告摘 要 自改革開放以來，居民高儲蓄一直都是我國宏觀經(jīng)濟的一個顯著特征，國家雖然出臺了許多措施，但仍不見成效。高儲蓄在推動我國經(jīng)濟增長的同時，也造成了客觀上的效率損失。本文主要利用19892004年的相關(guān)數(shù)據(jù)，通過計量建模的方法，對我國的居民儲蓄函數(shù)進行估計，并通過之后的一系列檢驗，如自相關(guān)、異方差、多重共線性等，對模型進行修正，最終得出了居民儲蓄與國民收入和名義利率間的函數(shù)關(guān)系表達式。 關(guān)鍵詞 居民高儲蓄；國民收入；名義利率；通貨膨脹率；儲蓄函數(shù) 一、問題的提出 居民儲蓄是指居民當期稅后可支配收入與當期消費之間的差額。居民儲蓄的產(chǎn)生，是居民推遲當期消費的結(jié)果。由

2、于貨幣具有時間價值，居民在進行儲蓄時可以獲得利息收入作為補償。另外，在宏觀上，居民儲蓄又是企業(yè)間接融資或是在資本市場上直接融資的重要來源?？梢哉f，一國的居民儲蓄水平的高低決定了一國自給自足籌集投資資金的程度。居民高儲蓄現(xiàn)象一直是我國改革開放以來宏觀經(jīng)濟的一個顯著特征。截至2006年12月，我國居民儲蓄存款余額已經(jīng)突破16萬億元，創(chuàng)造了歷史新高。 自1996年以來，央行已連續(xù)八次降息，也先后出臺了許多措施，諸如增加工資、取消保值儲蓄、征收高達20%的利息稅、實行存款實名制等等，但是我國近年來仍一直存在著高增長的居民儲蓄和始終不振的消費需求共存的局面，無法用現(xiàn)有的經(jīng)濟理論加以解釋。我國的高儲蓄現(xiàn)象

3、是社會多方面原因共同作用的結(jié)果，歸結(jié)起來，主要有以下幾個方面： 1.居民收入增加，但真正要消費的人卻沒有足夠的消費剩余。一方面，1978至2002年，城鎮(zhèn)居民人均收入增加22.4倍，而農(nóng)村居民人均收入也增加了18.5倍?，F(xiàn)在，我國13億人口人均擁有的存款已超過了1萬元。但另一方面，影響我國城鎮(zhèn)居民可支配收入的基尼系數(shù)也在不斷上升，目前已經(jīng)達到0.447，已明顯高于國際上收入貧富差距0.4的警戒線。這表明，不斷遞增的財富并不是平均分配給每一個百姓。 2.制度性變遷的心理預期，使居民存款的預防性動機增強。勤儉節(jié)約一直是中華民族的傳統(tǒng)美德，除了這一傳統(tǒng)美德的慣性作用的影響外，老百姓在對未來預期收人可

4、能下降，預期支出可能增加的雙重壓力下，中低收入階層早已不再把追求利息收人作為儲蓄的主要目的，而是把預防性動機放在首位。從社會制度變遷的角度看，收入分配體制、消費體制、社會保障體制、價格體制、教育體制以及金融體制等方面的改革，使居民更多地面臨未來收入與支出的不確定預期增強，特別是支出預期過于剛性，他們在考慮收人的支配時，防范風險意識明顯加大。 中國人民銀行2004年第四季度關(guān)于“儲蓄目的”的調(diào)查顯示，居民儲蓄的目的依次是“攢教育費”、“養(yǎng)老”、“買房裝修”?，F(xiàn)在，我國社會保障制度還很不完善，職工下崗較多，就業(yè)問題十分嚴峻，直接影響著居民的收人預期；不斷上漲的房價已經(jīng)超過了居民生活的承受能力，買一

5、套中檔住房大約需要一個家庭近10年的收入；教育費用持續(xù)攀升，對于正常收人的家庭來說，沒有幾年的積蓄，上特殊的學?；蛏洗髮W就是可望不可及的事；另有資料顯示，此前我國80%以上的勞動者沒有基本養(yǎng)老保險，85%以上的城鄉(xiāng)居民沒有醫(yī)療保險，面對看病貴、藥品價格高等尚未解決的醫(yī)療體制性問題，為預防不測，居民只能將余錢積攢起來。 3.資金不能及時向消費分流、向投資轉(zhuǎn)化。目前制約消費升級的因素依然較多。一些居民有能力消費、愿意消費，但也難以消費或不敢消費，其中有些是由于不合理的消費政策的限制，使居民在用電、買房、購車和教育等方面的消費門檻較高；有些是由于供給結(jié)構(gòu)不適應市場需要，消費服務落后；有些是由于市場經(jīng)

6、濟秩序混亂，假冒偽劣商品橫行，欺騙消費者的現(xiàn)象時有發(fā)生，抑制了消費欲望，使資金不能向消費分流。 另外，居民儲蓄快速增長也與資金不能及時向投資轉(zhuǎn)化有關(guān)。1999年5月，國家啟動股市政策之后，居民對股市預期高漲，大量的資金流到了股市。7月份后，股市火爆開始趨緩，居民的資金又開始大量撤出或又重新流回銀行。此后幾年，由于股市行情不盡如人意，股票市場風險莫測，居民投資股市的熱情明顯減弱。這種狀況一直持續(xù)了6年之久，直至2007年初，中國股市才出現(xiàn)拐點，行情看長。因此，投資房地產(chǎn)一度是近年來部分居民認為“更為安全”的主要投資渠道。但2005年下半年以來，受國家房地產(chǎn)宏觀調(diào)控政策影響，我國部分地區(qū)住宅價格增

7、幅開始放緩，原本有購房意愿的部分居民和投資者又開始持幣觀望。可見，可供個人選擇的投資工具十分有限，銀行儲蓄只能是多數(shù)居民不得不選擇的投資方式。專家也指出，在對利率水平認可度有所降低的前提下仍然追捧儲蓄存款，很大程度上是因為我國目前投資渠道匱乏。 4.1996年以來連續(xù)八次降息，使名義利率低，但實際利率高，居民儲蓄仍有利可圖。由于多年來實行“雙緊”或“適度從緊”的財政貨幣政策，出現(xiàn)了以物價持續(xù)下跌為特征的“通貨緊縮”，而通貨緊縮又造成了實際利率較高，實際利率較高又造成儲蓄增加，消費需求不振。我們知道，實際利率等于名義利率減去通貨膨脹率。這些年來，我國的通貨膨脹率有時比名義利率降幅大得多。與上個世

8、紀八九十年代相比，目前在我國，供不應求的短缺經(jīng)濟已轉(zhuǎn)變?yōu)榭傮w上供求平衡和供過于求；市場體系初步形成，市場機制在資源配置中開始發(fā)揮基礎(chǔ)性作用；科技進步使商品相對成本降低；加入WTO，下調(diào)了5000多種商品的關(guān)稅，進口產(chǎn)品有競爭力的價格直接帶動了國內(nèi)產(chǎn)品價格下降。這些基礎(chǔ)性變化，使上個世紀八九十年代的通貨膨脹重現(xiàn)的基礎(chǔ)大大削弱了，對經(jīng)濟增長產(chǎn)生顯著負面效應的通貨膨脹的可能性不大。 5.非居民性資金流入。根據(jù)人民銀行在1994年、1995年和1998年開展的有關(guān)調(diào)查的結(jié)果，公款私存和個體經(jīng)營資金在當年儲蓄存款增加額中的比重基本穩(wěn)定在 30%左右。另外，根據(jù)國家統(tǒng)計局2002年的調(diào)查，城市中現(xiàn)有一成左

9、右(10.9%)的家庭從事各種經(jīng)營活動，這些家庭的生活儲蓄資金和生產(chǎn)資金基本上都是以儲蓄存款的形式存在。隨著個體、私營經(jīng)濟迅速發(fā)展，本應用于投資的資金轉(zhuǎn)化為儲蓄存款日益增加。一些行業(yè)經(jīng)濟景氣度不高，部分投資者投資意向較低，便將閑置的資金大量存人銀行，以期等待投資最佳時期。同時，經(jīng)營性資金存人銀行具有提現(xiàn)方便、安全增值，且易于偷稅逃稅等特點，個體、私營企業(yè)主對個人儲蓄格外青睞。此外，以銀行存款形式表現(xiàn)的大量“黑色收人”和“灰色收人”也不可低估。一些腐敗分子將貪污受賄、利用職權(quán)侵吞國家資產(chǎn)牟取暴利等非法收人存人銀行，其隱蔽性較強，難以統(tǒng)計，誰也難以說出其準確數(shù)字。 二、模型的建立 為了更加深入全面

10、地了解我國的居民高儲蓄現(xiàn)象，有必要通過我國的居民儲蓄函數(shù)進行研究。本文試圖通過運用最小二乘法對居民儲蓄函數(shù)進行回歸分析。首先我們建立我國居民儲蓄函數(shù)的模型。 對我國居民儲蓄水平產(chǎn)生重要影響的因變量主要包括： 1.國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)。根據(jù)國民收入核算方法，儲蓄是用收入法對國民收入進行核算的重要組成部分，即Y=C+S+T。一般而言，國內(nèi)生產(chǎn)總值越高，居民的稅后可支配收入越高，居民儲蓄水平也就越高。2.名義存款利率(I)。由于居民放棄當期消費作出的犧牲是通過獲得利息得到回報的，因此名義存款利率水平的高低也就決定了儲蓄作為一種資產(chǎn)的回報率的高低。一般而言，名義存款利率越高，居民放棄當前消費而進行儲

11、蓄的回報率就越高，居民儲蓄水平也就越高。 3.通貨膨脹率(P)。名義存款利率并非居民儲蓄作為一種資產(chǎn)的真實回報率，事實上儲蓄的真實回報率還需要扣除通貨膨脹因素。換句話說，由于決定儲蓄真實回報率的是實際存款利率，一般而言，通貨膨脹率越高，實際利率就越低，因此居民儲蓄水平也就越低。 因此，將我國的居民儲蓄函數(shù)設為多元一次方程：S=a+bY+cI+dP。其中， S為居民儲蓄水平，Y為GDP水平，I為名義利率，P為通貨膨脹率。a、b、c、d為常數(shù)，一般而言，b0，c0，d0。 本文回歸分析中使用的原始數(shù)據(jù)如附表所示。其中，城鄉(xiāng)居民人民幣儲蓄年增加額和國內(nèi)生產(chǎn)總值的數(shù)據(jù)直接引自中國統(tǒng)計年鑒2005，人民

12、幣存款名義利率的數(shù)據(jù)直接引自國際貨幣基金組織(IMF)的國際金融統(tǒng)計，消費者物價指數(shù)的資料系根據(jù)中國統(tǒng)計年鑒2005的相關(guān)數(shù)據(jù)加以折算而成。 三、估計結(jié)果 本文通過Eviews5.0軟件，使用最小二乘法(OLS)對我國的居民儲蓄函數(shù)進行回歸。初始結(jié)果如下： S=-4199.12 + 0.23Y + 666.18I -45.95P(1) (-1.37)(7.06)(3.26) (-2.19) R2=0.917，Adjust R2=0.897，F(xiàn)=44.39。系數(shù)b、c、d的符號與假定相符，說明回歸結(jié)果沒有違背經(jīng)濟理論。以下對模型進行各項檢驗： 1.擬合優(yōu)度檢驗：從回歸結(jié)果中的R2可知該回歸方程的

13、擬合優(yōu)度較高，通過檢驗。 2.F檢驗：將顯著性水平設定為0.05，查表得臨界值為3.49，因為F檢驗值明顯大于臨界值，方程通過了F檢驗，即方程整體上是顯著的。 3.t檢驗：依然將顯著性水平設為0.05，查表得臨界值為2.18，則Y和I的系數(shù)能夠通過檢驗，但P的系數(shù)不能通過檢驗。如果設定顯著性水平為0.10，查表得臨界值為1.78，此時三個變量均能通過t檢驗。因為在0.05的顯著性水平下P的系數(shù)不能通過t檢驗，故下面我們考慮在回歸方程中去掉P，即對方程S=a+bY+Ci再次進行回歸，結(jié)果如下： S=-8022.63 + 0.17Y + 602.36I(2) (-2.79) (7.55)(2.62

14、) R2=0.88，Adjust R2=0.87，F(xiàn)=49.65。因為此時F檢驗的臨界值為3.81，t檢驗的臨界值為2.16，新方程可以在0.05的顯著性水平上通過這兩個檢驗，但同時擬合優(yōu)度有所下降，而方程的F值和系數(shù)的t值并沒有顯著提高，所以我們在隨后的分析中考慮依然保留變量P。 4.自相關(guān)檢驗：回歸結(jié)果中的DW值為1.509，查DW表得其上下界為0.98和1.54。由于1.509介于上下界之間，難以判斷是否存在自相關(guān)。下面進一步利用圖解法來進行判斷，回歸的殘差圖如下所示： 由此可以判斷回歸模型不存在顯著的自相關(guān)。 5.多重共線性檢驗：模型的自相關(guān)系數(shù)矩陣如下所示： YIP Y1.00000

15、0-0.8289120.895509 I-0.828912 1.000000 -0.706857 P0.895509-0.7068571.000000 因為Y與I、Y與P的相關(guān)系數(shù)絕對值都大于0.8，故這些變量之間可能存在多重共線性。另外，回歸結(jié)果中提供的Adjust R2為0.897，擬合優(yōu)度較高，但是P的t值不高，且不能通過顯著性水平為0.05的t檢驗，這說明P很可能是引起多重共線性的解釋變量。為削弱模型的多重共線性，我們再次剔除P，選擇使用方程(2)。 6.異方差檢驗：回歸方程(2)的殘差平方E2與因變量S的散點圖如下所示：  由圖中我們可以初步判斷回歸方程可能存在異方差。我們選擇加權(quán)最小二乘法(WLS)對此進行校正。用方程(2)中的殘差的絕對值的倒數(shù)所構(gòu)成的矩陣Q作為權(quán)數(shù)，再次得回歸結(jié)果如下： S=-7662.5 + 0.17Y + 546.74I(3) (-4.67)(13.29)(4.63) R2=0.97，Adjust R2=0.