我國(guó)居民儲(chǔ)蓄影響因素的實(shí)證分析

1、我國(guó)居民儲(chǔ)蓄影響因素的實(shí)證分析一、居民儲(chǔ)蓄存款的理論基礎(chǔ)在西方經(jīng)濟(jì)理論界，關(guān)于個(gè)人消費(fèi)一一儲(chǔ)蓄的理論函數(shù)不勝枚舉。其中，比較著名的有斯密西斯的“絕對(duì)收入理論”、杜森貝的“相對(duì)收入理論”、弗里德曼的“持久收入理論”和莫迪里亞尼的“儲(chǔ)蓄生命周期論”。凡此種種，各有千秋但是，總的來(lái)說(shuō)，這些經(jīng)濟(jì)學(xué)大師的個(gè)人消費(fèi)一一儲(chǔ)蓄的理論函數(shù)都是建立在四方發(fā)達(dá)國(guó)家的經(jīng)濟(jì)運(yùn)行環(huán)境基礎(chǔ)之上的，與我國(guó)的宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境有一左的差距，不能生搬硬套?，F(xiàn)代經(jīng)濟(jì)理論的精髓在于，首先對(duì)某一時(shí)空的經(jīng)濟(jì)運(yùn)行環(huán)境（即前提假設(shè)）進(jìn)行抽象概括，然后建立與該時(shí)空的屬性貼近的、反映某一經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象內(nèi)在數(shù)量關(guān)系和邏輯關(guān)系的理論函數(shù)。只有這樣，才能比較準(zhǔn)確

2、地反映經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實(shí)，為決策提供依據(jù)。二、問(wèn)題的提出改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)的居民儲(chǔ)蓄額一直持續(xù)且迅速的增長(zhǎng)。據(jù)報(bào)道，2003年2月末，我國(guó)國(guó)內(nèi)全部金融機(jī)構(gòu)（含外資機(jī)構(gòu)）本外幣的居民儲(chǔ)蓄存款余額已達(dá)10.03萬(wàn)億元；2003年9月末，居民人民幣儲(chǔ)蓄存款余額又創(chuàng)10萬(wàn)億元新高。10萬(wàn)億元儲(chǔ)蓄大體上相當(dāng)于我國(guó)2002年的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP，1990年一一2001年我國(guó)居民存款余額的年增長(zhǎng)率達(dá)17.8%。這種儲(chǔ)蓄增量可以說(shuō)是很大一部分來(lái)自于我國(guó)改革開(kāi)放后的人民收入的增長(zhǎng)，但是居民儲(chǔ)蓄的增速略高于居民可支配收入的增速，這表明儲(chǔ)蓄增量還有一部分來(lái)自于居民的“超儲(chǔ)蓄”。居民超儲(chǔ)蓄”反映居民儲(chǔ)蓄意愿在增強(qiáng)。隨著我國(guó)住

3、房、醫(yī)療、養(yǎng)老等社會(huì)福利體制的進(jìn)一步改革，人們?cè)诳紤]收入的支配時(shí)，防患意識(shí)明顯提高。為應(yīng)對(duì)不確左性，許多居民進(jìn)行預(yù)防性?xún)?chǔ)蓄。而且我國(guó)目前的投資市場(chǎng)還并不健全，因此很多居民選擇了保守，即傳統(tǒng)的儲(chǔ)蓄。近來(lái)，居民儲(chǔ)蓄存款的迅猛增長(zhǎng)勢(shì)頭已有所放緩。2004年一季度，我國(guó)居民儲(chǔ)蓄存款余額為11.2萬(wàn)億元，同比增長(zhǎng)18.3%。而2003年一至四季度同比增幅分別為20.1%、19.5%、19.9%、19.2%。今年1月份全國(guó)居民儲(chǔ)蓄增幅同比再度下降，當(dāng)月居民儲(chǔ)蓄存款增加2683億元，比上年同期少增2924億元，以白分比央算，同比增長(zhǎng)11.9%,增幅比上年12月末下降3.5個(gè)百分點(diǎn),比上年同期低&6個(gè)

4、百分點(diǎn)之多。那么，究竟都有些什么因素影響了我國(guó)的居民儲(chǔ)蓄額的變化呢？盡管前人已經(jīng)有一些研究這個(gè)問(wèn)題的文獻(xiàn)，但是在解釋變量的選擇上存在著差異，而且在數(shù)據(jù)的選用上往往采用跨度較長(zhǎng)的年度數(shù)據(jù)，使得擬合的模型缺乏指導(dǎo)性，同時(shí)，這些文獻(xiàn)的研究已經(jīng)離現(xiàn)在的時(shí)代較遠(yuǎn)。針對(duì)上述情況，本文收集了我國(guó)近4年來(lái)的全國(guó)數(shù)據(jù)，并加以實(shí)證分析，分析我國(guó)居民儲(chǔ)蓄增長(zhǎng)的影響因素。三、變量的引入根據(jù)去觀經(jīng)濟(jì)學(xué)和微觀經(jīng)濟(jì)學(xué)的理論，并結(jié)合中國(guó)近幾年經(jīng)濟(jì)發(fā)展的實(shí)際情況，在最初建立的模型中，可能影響儲(chǔ)蓄增長(zhǎng)的解釋變量有：1 .股票成交額居民的儲(chǔ)蓄資金是作為剩余資金的一種投資渠道，股票作為剩余資金的另一投資渠道，可帶來(lái)更多的收益，理論上

5、會(huì)造成居民儲(chǔ)蓄的下降。由于數(shù)搦獲取的局限性，本文采用股票成交額作為衡量股票這一投資渠道的指標(biāo)。2 .消費(fèi)價(jià)格指數(shù)物價(jià)指數(shù)會(huì)帶來(lái)居民消費(fèi)的變化，從而帶來(lái)居民儲(chǔ)蓄額的變化。理論上講商品價(jià)格上升會(huì)導(dǎo)致居民儲(chǔ)蓄的減少，在此選用居民消費(fèi)物價(jià)指數(shù)作為衡量商品物價(jià)的指標(biāo)。3 .利率理論上說(shuō)，儲(chǔ)蓄利率越高，居民的儲(chǔ)蓄傾向就會(huì)越高。但由于對(duì)于未來(lái)不確左性的影響，人們的存款動(dòng)機(jī)主要是備于未來(lái)不時(shí)之需，而取息增值的動(dòng)機(jī)相對(duì)較弱。雖然近來(lái)我國(guó)銀行存款的實(shí)際利率經(jīng)常為負(fù)值，人們?yōu)榘踩蛽p失最小化起見(jiàn)，仍以銀行存款為主要儲(chǔ)蓄渠道，城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款額還是持續(xù)上升的。由此看來(lái)，銀行存款利率雖對(duì)城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款有影響，但影響程

6、度不會(huì)很大。4 .人身險(xiǎn)我國(guó)住房、醫(yī)療、養(yǎng)老等社會(huì)福利體制改革在不斷深入，總的趨勢(shì)是許多由單位負(fù)擔(dān)的支出渠道。理而由于近本文選擇將轉(zhuǎn)由個(gè)人承擔(dān)。近年來(lái)，越來(lái)越多的居民選擇了投保，這就成為了又一個(gè)資金的流出論上說(shuō)，保險(xiǎn)的增加會(huì)導(dǎo)致居民儲(chǔ)蓄的減少。由于保險(xiǎn)收入中包括財(cái)產(chǎn)險(xiǎn)等各種險(xiǎn)種,年來(lái)福利體制的改變，直接影響到人身險(xiǎn)的投保額，因此我們認(rèn)為人身險(xiǎn)較具代表性,人身險(xiǎn)的保費(fèi)收入作為衡量居民投保額的指標(biāo)。5 .居民的收入水平。這些年我國(guó)城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄的高速增長(zhǎng)盡管是多方面的因素共同作用的結(jié)果，但最主要的原因應(yīng)該還是經(jīng)濟(jì)的高速增長(zhǎng)所帶來(lái)的城鄉(xiāng)居民收入的大幅度的增長(zhǎng)，可以說(shuō)，城鄉(xiāng)居民收入一直是決定居民儲(chǔ)蓄的最

7、主要因素。由于居民的人均可支配收入最具代表性，因此選用此數(shù)據(jù)。6 .其他影響因素居民儲(chǔ)蓄行為的決左是個(gè)相當(dāng)復(fù)雜的過(guò)程，影響居民儲(chǔ)蓄的因素除了以上所述的主要影響因素以外還有其他一些因素。從近幾年我國(guó)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的實(shí)際情況來(lái)看，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、國(guó)企改革和政府機(jī)構(gòu)改革以及由三者帶來(lái)的結(jié)果使居民對(duì)未來(lái)收入和支出的預(yù)期發(fā)生了變化，但由于這些因素?zé)o法用數(shù)據(jù)表達(dá)，且也不能簡(jiǎn)單的用虛擬變量來(lái)模擬，所以用隨機(jī)變雖：（）來(lái)進(jìn)行處理。四、模型分析：1.相關(guān)數(shù)據(jù)收集為了更好的符合現(xiàn)在的實(shí)際情況，我們選用了2001-2004年共4年的季度數(shù)據(jù)，分析居民儲(chǔ)蓄額的影響因素。搜集的數(shù)據(jù)現(xiàn)列如下：日期2001.12001.22001

8、.3股票成交額（億元）10058.8514765.157358.17消費(fèi)價(jià)格指數(shù)102.7101.499.9利率1.981.981.98人身險(xiǎn)（萬(wàn)元）273066437024773162485人均可支配收入（元）2408.72123.392262.3居民存款額（億元）4032.751263.451624.062001.42002.12002.22002.32002.46123.017891.148953.436425.314720.5899.799.299.299.399.61.981.711.711.711.71464400567094485158271690437075031832346.

9、432314.512267.412273.022301.52509.794965.872983.492427.262771.62003.12003.22003.36673.8511353.735447.16100.9100.32003.42004.12004.22004.32004.42.8640.5416415.549620.978337.697959.77模型設(shè)定和檢驗(yàn)101.1103.2103105105.2102.41.711.711.711.711.711.711.711.719291829748581869043702759.692412.262535.547657.193106.

10、732790.99750318392204538654484690437075031832635.83196.692698.242797.342937.762729.058254.531920.291666.274096.65（1）首先我們?cè)O(shè)定了一般模型:丫=+1X1+2X2+3X3+4X4+5X5+Y居民儲(chǔ)蓄額截距項(xiàng)P-代泄參數(shù)XI股票成交總額X2消費(fèi)價(jià)格指數(shù)X3儲(chǔ)蓄利率X4人身險(xiǎn)投保額X5人均可支配收入根據(jù)上表的數(shù)拯利用最小二乘法進(jìn)行擬合和分析，得出如下顯示結(jié)果：DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:06/14/05Time:11:30Sam

11、ple:2001:12004:4Includedobservations:16VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C57351.41X10110.1192242.3266191.2199280.04230.2505X2-794.4077X33748.357241.69835791.9743.2867730.6471640.00820.5321X40.000249X56.7737680.0004102.1879560.6083193.0959340.55650.0113R-squaredAdjustedR-square

12、dSE.ofregressionSumsquaredresidLoglikelihoodDurbin-Watsonstat0.7180690.5771031312.97417238995-133.82381.797255MeandependentvarS.DdependentvarAkaikeinfocriterionSchwarzcriterionF-statisticProb(F-statistic)3424.9982019.01117.4779717.767695.0939260.013996從上而的初步擬合結(jié)果可見(jiàn)，可決系數(shù)R?的值較好，F(xiàn)檢驗(yàn)通過(guò)，說(shuō)明模型擬合尚可。解釋變MX2,X5

13、的t值較為顯著，從經(jīng)濟(jì)意義來(lái)分析，當(dāng)消費(fèi)價(jià)格指數(shù)升高時(shí)，居民儲(chǔ)蓄減少，符合經(jīng)濟(jì)意義：人均可支配收入增加，居民儲(chǔ)蓄額增加，也符合經(jīng)濟(jì)意義。但X,.X3,X4的t值均不顯著，且股票成交額以及人身險(xiǎn)的經(jīng)濟(jì)意義不符合，說(shuō)明模型存在著多重共線性。（2）多重共線性的修正為了修正多重共線性，我們選擇逐步回歸法，對(duì)Xi至X5進(jìn)行逐步回歸，得到的R?的修正值分別為：ycxl0.065899ycx20.000108ycx30.099393ycx40.262239ycx50.358475由上可見(jiàn)，X5的擬合程度最好，繼續(xù)進(jìn)行兩個(gè)解釋變量的擬合，得到的的修正值分別為:ycx5xl0.269844ycx5x20.599

14、979ycx5x30.261566ycx5x40.283995由上可見(jiàn)，x5與x2的擬合程度最好，繼續(xù)進(jìn)行三個(gè)解釋變量的擬合，得到的氏的修正值分別為:ycx5x2xl0.632065ycx5x2x30.581008ycx5x2x40.567485由上可見(jiàn)，x5.X2和xl的擬合程度最好，繼續(xù)進(jìn)行四個(gè)解釋變量的擬合，得到的R2的修正值分別為：ycx5x2xlx30.601322ycx5x2xlx40.599447由此可見(jiàn)X3,X4的引入對(duì)被解釋變量的總義不大，因此刪去這兩個(gè)變量，再對(duì)Y=+1X1+2X2+5X5+進(jìn)行最小二乘回歸，得到如下顯示結(jié)果：DependentVariable:YMetho

15、d:LeastSquaresDate:06/14/05Time:12:33Sample:2001:12004:4Ineludedobservations:16VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.CX165657.800580.1066783.3262011.4607120.00600.1698X2-807.4507X57.253664217.37311.433651-3.7145845.0595750.00300.0003R-squaredAdjustedR-squaredSE.ofregressionSumsqua

16、redresidLoglikelihoodDurbin-Watsonstat0.7056520.6320651224.68417998211-134.16861.757439VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.59062.5820036.64X2X5-732.11037.383925220.18031.4919612.947728-3.3250494.9491400.01130.00550.0003R-squaredAdjustedR-squaredSE.ofregressionSumsquaredresidLoglikelihood0.65

17、33150.5999791276.96821198412-135.4778Meandependentvar3424.998SD.dependentvar2019.011Akaikeinfocriterion17.30973SchwarzcriterionF-statistic17.4545912.24902Meandependentvar3424.998S.Ddependentvar2019.011Akaikeinfocriterion17.27107Schwarzcriterion17.46422F-statistic9.589368Prob(F-statistic)0.001649發(fā)現(xiàn)股票

18、成交額從上邊中可以看出，其中X1的t值仍不顯著。我們進(jìn)行經(jīng)濟(jì)總義的分析,對(duì)居民儲(chǔ)蓄額的影響不顯著可能是因?yàn)榫用襁M(jìn)行股票投資所用的資金應(yīng)該是儲(chǔ)蓄循環(huán)外的資金，它與出于謹(jǐn)慎性動(dòng)機(jī)的儲(chǔ)蓄存款替代性較小,故去掉X-再對(duì)Y=+2X2+5XS+進(jìn)行最小二乘回歸，得到如下顯示結(jié)果：.DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:06/14/05Time:12:39Sample:2001:12004:4Ineludedobservations:16Durbin-Watsonstat1.469082Prob(F-statistic)0.001022此時(shí)模型的可決系數(shù)RTF

19、檢驗(yàn)值較原來(lái)的模型都有所改善，同時(shí)，所有剩余的變量的I值都通過(guò)了檢驗(yàn)。從上面的分析中可知，各參數(shù)估計(jì)值也符介經(jīng)濟(jì)總義。(3)Granger因果性檢驗(yàn)以及協(xié)整誤差校正進(jìn)一步進(jìn)行經(jīng)濟(jì)變量間的Granger因果性檢驗(yàn)，結(jié)果顯示三階滯后的消費(fèi)價(jià)格指數(shù)是引起居民儲(chǔ)蓄額變化的因素，如下：PairwiseGrangerCausalityTestsDate:06/14/05Time:12:49Sample:2001:12004:4Lags:3NullHypothesis:ObsF-StatisticProbabiMyYdoesnotGrangerCauseX2130.594460.64130X2doesnot

20、GrangerCauseY7.492690.01877于是令解釋變sX6=X2(-3)o而人均可支配收入與居民儲(chǔ)蓄增加額之間沒(méi)有Granger因果關(guān)系。我們認(rèn)為這能是因?yàn)槿司芍涫杖胧窃诋?dāng)期影響儲(chǔ)蓄，不存在滯后效應(yīng)，所以Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)不適用，但根據(jù)經(jīng)濟(jì)理論和其它實(shí)證研究可知人均可支配收入是影響居民儲(chǔ)蓄額的重要因素。再對(duì)各變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)X©無(wú)趨勢(shì)項(xiàng)無(wú)截距項(xiàng)一階差分平穩(wěn)，Xs有趨勢(shì)項(xiàng)有截距項(xiàng)一階差分平穩(wěn)，丫有趨勢(shì)項(xiàng)有截距項(xiàng)一階差分平穩(wěn)。對(duì)¥二+5XS+6X6+進(jìn)行最小二乘回歸，得到的殘差項(xiàng)零階平穩(wěn)。故進(jìn)行協(xié)整誤差校正。DependentVariable:

21、Y1Method:LeastSquaresDate:06/14/05Time:13:16Sample(adjusted):2002:12004:4Ineludedobservations:12afteradjust!ngendpointsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C-9.85E-14X514.740594X61-640.0257E1.000000E(-1)-1.0000001.46E-12-0.0672480.94831.OOE-144.74E+140.00002.60E-12-2.46E+14000001.54E-156.51E+

22、141.95E-15-5.13E+140.00000.0000R-squaredAdjustedR-squaredSE.ofregressionSumsquaredresidLoglikelihood1.000000Meandependentvar132.23831.000000SD.dependentvar3457.3284.66E-12Akaikeinfocriterion-49.051631.52E-22299.3098SchwarzcriterionF-statistic-48.849591.51E+30Durbin-Watsonstat2.548868Prob(F-statistic

23、)0.000000(4)異方差檢驗(yàn)：對(duì)長(zhǎng)期模型Y=+5X5+6X6+進(jìn)行ARCH異方差檢驗(yàn):ARCHTest:F-statisticObs*R-squared0.3831290.3369970.832106Probability0.921822ProbabilityTestEquation:DependentVariable:RESIDA2Method:LeastSquaresDate:06/14/05Time:13:26Sample(adjusted):2002:12004:4Ineludedobservations:12afteradjust!ngendpointsVariableCoef

24、ficientStd.Errort-StatisticProb.C28353801036847.2.7346170.0210RESIDa2(-1)-0.2854340.312908-0.9121980.3831R-squaredAdjustedR-squared0.076818-0.015500SE.ofregressionSumsquaredresid2592569.6.72E+13MeandependentvarSD.dependentvarAkaikeinfocriterionSchwarzcriterionLoglikelihoodDurbin-Watsonstat-193.15131

25、.362875F-statisticProb(F-statistic)2180796.2572708.32.5252132.606030.8321060.383129對(duì)模型進(jìn)行WHITE檢驗(yàn)：WhiteHeteroskedasticityTest:F-statisticObs*R-squared0.6517320.5357600.635145Probability3.133369ProbabilityTestEquation:DependentVariable:RESIDA2Method:LeastSquaresDate:06/30/05Time:19:07Sample:2001:42004:

26、4Includedobservations:13VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C-7.59E+09X540790.58X5a2-7.638740X61.49E+08X6a2-735820.55.14E+0951105.239.5272051.01E+08501560.9-1.4756290.798168-0.8017821.468235-1.4670610.17830.44780.44580.18020.1805R-squaredAdjustedR-squaredSE.ofregressionSumsquaredresidLoglike

27、lihoodDurbin-Watsonstat0.241028-0.1384572639068.5.57E+13-207.50762.428943Meandependentvar2118538.SD.dependentvar2473387.Akaikeinfocriterion32.69347SchwarzcriterionF-statisticProb(F-statistic)32.910760.6351450.651732模型的P值大于0.03,KT值小于2,則接受原假設(shè)，認(rèn)為無(wú)異方差性。本模型DW=1.75,無(wú)自相關(guān)。對(duì)短期模型丫尸+5iX5i+6,X6i+e+eH)+進(jìn)行ARCH異方差

28、性檢驗(yàn)，得：ARCHTest:F-statisticObs*R-squared0.2074160.1713021.845169Probability1.871512ProbabilityTestEquation:DependentVariable:RESIDA2Method:LeastSquaresDate:06/14/05Time:13:32Sample(adjusted):2002:22004:4Ineludedobservations:11afteradjustingendpointsR-squaredAdjustedR-squaredSE.ofregressionF-statistic

29、0.1701370.0779301.86E-231.845169MeandependentvarS.DdependentvarSumsquaredresidDurbin-WatsonstatProb(F-statistic)0.2074161.36E-231.94E-233.11E-451.937503VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C8.90E-246.60E-241.3482060.2105RESIDa2(-1)0.4898340.3606041.3583700.2074同理，該模型的P值大于0.03,且T值小于2,接受原假設(shè)，認(rèn)左模

30、型不存在異方差。該模型DW=2.558998.不存在自相關(guān)性。3.引入虛擬變量在數(shù)拯搜集過(guò)程中，我們發(fā)現(xiàn)四個(gè)季度的居民儲(chǔ)蓄額有明顯的遞增趨勢(shì)，說(shuō)明季節(jié)因素也對(duì)居民儲(chǔ)蓄額產(chǎn)生了影響，為了解釋這種影響，我們引入了虛擬變量。規(guī)定：D2=l二季度D3二1三季度D4=l四季度=0其他季度=0其他季度=0其他季度引入虛擬變量后，模型變?yōu)閅=+5X5+6X6+7D2+sDs+9D4+,對(duì)模型用最小二乘估計(jì)法進(jìn)行回歸后，得到如下顯示結(jié)果：DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:06/14/05Time:17:20Sample(adjusted):2001:4200

31、4:4Ineludedobservations:13afteradjust!ngendpointsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C39533.0615781.092.5050910.0407X52.4683030.8156473.0261920.0192X6-392.6110164.0646-2.3930260.0480D2-3632.834627.7078-5.7874600.0007D33907.832625.8427-6.2441120.0004D4-2983.334618.5267-4.8232910.0019R-squared

32、0.931380Meandependentvar3683.055AdjustedR-squared0.882365S.Ddependentvar2081.573SE.ofregression713.9356Akaikeinfocriterion16.28350Sumsquaredresid3567928Schwarzcriterion16.54425Loglikelihood99.84275F-statistic19.00217Durbin-Watsonstat2.256683Prob(F-statistic)0.000605由上而結(jié)果可以看出，可決系數(shù)RL0.931380,擬合程度較好，且F

33、值較大，通過(guò)了F檢驗(yàn)，同時(shí)各個(gè)解釋變量的T值都較大，通過(guò)了T檢驗(yàn)。各參數(shù)估計(jì)值也符合經(jīng)濟(jì)意義。此模型無(wú)多重共線性，對(duì)模型進(jìn)行異方差檢驗(yàn)，得出結(jié)果如下:ARCHTest:F-statistic2.150456Probability0.173256Obs*R-squared2.123827Probability0.145024TestEquation:DependentVariable:RESIDA2Method:LeastSquaresDate:06/14/05Time:20:57Sample(adjusted):2002:12004:4Ineludedobservations:12aftera

34、djust!ngendpointsVariableCoefficientStd.ErrorbStatisticProb.C388627.1107177.23.6260230.0046RESIDa2(-1)-0.4409110.300667-1.4664430.1733R-squaredAdjustedR-squaredSE.ofregressionSumsquaredresid0.1769860.094684262215.06.88E+11Meandependentvar277358.6S,D.dependentvar275586.2Akaikeinfocriterion27.94273Sch

35、warzcriterion28.02355LoglikelihoodDurbin-Watsonstat-165.65641.530591F-statisticProb(F-statistic)2.1504560.173256WhiteHeteroskedasticityTest:F-statisticObs*R-squared2.120648Probability9.724540Probability0.2125320.204728TestEquation:DependentVariable:RESIDA2Method:LeastSquaresDate:06/30/05Time:19:29Sa

36、mple:2001:42004:4Ineludedobservations:13VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C-7.90E+08X53616.6654.30E+084145.016-1.8371850.8725330.12560.4228X5a2-0.654785X615484758X6a2-76359.090.778308849243842017.71-0.8412931.823358-1.8173070.43860.12790.1289D2388245.3D330401.98D4287495.8188538.3198477.62.

37、0592380.1531760.09450.8842188789.01.5228420.1883R-squared0.748042AdjustedR-squared0.395300SE.ofregressionSumsquaredresid205340.52.11E+11MeandependentvarS.DdependentvarAkaikeinfocriterionSchwarzcriterion274456.0264061.227.5779827.92565F-statisticProb(F-statistic)2.1206480.212532Loglikelihood-171.2569

38、Durbin-Watsonstat1.434518由上表可見(jiàn)，P值大于0.05,且T值小于2,因此接受原假設(shè)，模型不存在異方差。原模型DW檢驗(yàn)值=10530591,因此無(wú)自相關(guān)性。綜上：長(zhǎng)期模型：Y=39533.06+2.468303X5-392.6110X6-3632.834D2-3907.832D3-2983.334D4同理，對(duì)短期模型引入季節(jié)變量D2Q3.D4,回歸得到：DependentVariable:Y1Method:LeastSquaresDate:06/15/05Time:13:17Sample(adjusted):2002:12004:4Ineludedobservation

39、s:12afteradjust!ngendpointsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.CX51755E4.7405941.17E-111.96E-14-0.0642822.42E+140.95180.0000X61-640.0257E1.000000E(-1)-1.000000D21.69E-11D33.21E-13D4-1.06E-115.96E-125.35E-157.22E-152.40E-111.53E-111.31E-11-1.07E+141.87E+14-1.38E+140.7026950.021008-0.8058000.0

40、0000.00000.00000.52100.98420.4655R-squaredAdjustedR-squaredSE.ofregression1.0000001.0000007.70E-12Meandependentvar132.2383SD.dependentvar3457.328Akaikeinfocriterion-48.10816SumsquaredresidLoglikelihood2.37E-22296.6490SchwarzcriterionF-statistic-47.784893.17E+29Durbin-Watsonstat2.176497Prob(F-statist

41、ic)0.000000（R和值都很好，參數(shù)估計(jì)符合經(jīng)濟(jì)意義，但F過(guò)大？）此模型無(wú)多重共線性，DW值通過(guò)檢驗(yàn)，無(wú)自相關(guān)。對(duì)模型進(jìn)行異方差檢驗(yàn)，亦無(wú)異方差性。得出結(jié)果如下:ARCHTest:F-statisticObs*R-squared0.8497250.8296700.038024Probability0.046279ProbabilityTestEquation:DependentVariable:RESIDA2Method:LeastSquaresDate:06/15/05Time:13:18Sample(adjusted):2002:22004:4Ineludedobservations

42、:11afteradjust!ngendpointsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C2.25E-231.12E-232.0108620.0752RESIDa2(-1)-0.1103800.566054-0.1949990.8497R-squaredAdjustedR-squared0.004207-0.106436SE.ofregressionF-statisticProb(F-statistic)2.61E-230.0380240.849725MeandependentvarSD.dependentvarSumsquaredresid

43、Durbin-Watsonstat2.10E-232.48E-236.12E-451.359721綜上，誤差校正后的短期模型為：Y=-7.55E-13+4.740594X5r640.0257X6i+e+e(-1)+1.69E-11D2+3.21E-13D3-1.06E-11D4五、結(jié)論1 .存款利息不是居民儲(chǔ)蓄額的決左因素調(diào)查結(jié)果顯示，加息對(duì)居民儲(chǔ)蓄心理和行為的影響逐漸減弱，居民對(duì)存款利率的認(rèn)可程度有所降低，儲(chǔ)蓄意愿回落，盡管居民儲(chǔ)蓄意愿降低，但這并不會(huì)導(dǎo)致儲(chǔ)蓄存款的實(shí)際大幅降低。這是因?yàn)槲覈?guó)居民的投資渠道仍非常有限，而這些有限的投資領(lǐng)域如房地產(chǎn)、股市、保險(xiǎn)等目前仍存在各自的問(wèn)題，如房地產(chǎn)正面

44、臨調(diào)整、股市長(zhǎng)期低迷、保險(xiǎn)品種有限等等，因此，盡管實(shí)際利率為負(fù)利率或?qū)?chǔ)蓄存款利率不滿(mǎn)意，但仍會(huì)有相當(dāng)多的居民選擇儲(chǔ)蓄。所以，存款利率的變動(dòng)對(duì)居民儲(chǔ)蓄額的影響不大。2 .股票市場(chǎng)價(jià)值與居民儲(chǔ)蓄無(wú)關(guān)這似乎有悖常理，這與大部分的文獻(xiàn)研究的結(jié)果也不同：大部分文獻(xiàn)認(rèn)為股票市場(chǎng)價(jià)值與居民儲(chǔ)蓄相關(guān)。但英實(shí)股票市場(chǎng)價(jià)值與居民儲(chǔ)蓄無(wú)關(guān)有其深層次的原因。第一，居民得到按揭貸款和消費(fèi)信貸有較大阻礙：第二，由于種種原因居民對(duì)未來(lái)預(yù)期較為謹(jǐn)慎：第三，股票市場(chǎng)本身的缺陷制約著居民參與投資。因此，這三個(gè)關(guān)鍵問(wèn)題的解決也是轉(zhuǎn)化存款為投資或消費(fèi)，拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的途徑。3 .收入水平對(duì)我國(guó)居民儲(chǔ)蓄的影響較大由模型中解釋變量人均可支配收入的系數(shù)可知，儲(chǔ)蓄受人民收入的影響較大，這與理論是相符的，也非常符合我國(guó)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的實(shí)際情況。因此，在英他因素不變的情況下，要拉動(dòng)消費(fèi)，抑制儲(chǔ)蓄過(guò)快增長(zhǎng)，關(guān)鍵在于提高居民邊際消費(fèi)傾向。六.總結(jié)我們通過(guò)這次的論文寫(xiě)作對(duì)il喔經(jīng)濟(jì)學(xué)有了更深入更透徹的了解和領(lǐng)會(huì)。在課堂上我們學(xué)到，計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)是以經(jīng)濟(jì)理論和經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)的事實(shí)為依據(jù)，運(yùn)用數(shù)學(xué)和統(tǒng)訃學(xué)的方法，通過(guò)建立數(shù)學(xué)模型來(lái)研究經(jīng)濟(jì)數(shù)量關(guān)系和規(guī)律。在實(shí)際的操作和運(yùn)用中，我們深切的理解到il涅經(jīng)濟(jì)學(xué)的精髓在于經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象的理解和經(jīng)濟(jì)關(guān)系的把握，離開(kāi)了這個(gè)基礎(chǔ)，無(wú)論模