我國城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄影響因素地實(shí)證分析

1、WORD格式學(xué)號(hào) 08050133 班級(jí) 08 金融 1 班計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)期末課程設(shè)計(jì)*審計(jì)學(xué)院2021級(jí)金融學(xué)院題目： 我國城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄影響因素的實(shí)證分析專業(yè)資料整理WORD格式學(xué)生*莊夢琦學(xué)號(hào) 08050133專業(yè)金融學(xué)班級(jí)1班專業(yè)資料整理WORD格式2021年 6 月 8日我國城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄影響因素的實(shí)證分析0805013308 金融一班莊夢琦摘要金融危機(jī)爆發(fā)后為促進(jìn)經(jīng)濟(jì)開展，我國屢次采用利率政策調(diào)節(jié)居民儲(chǔ)蓄與消費(fèi)，但收效甚微。本文通過選取城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、農(nóng)村居民家庭人均純收入、實(shí)際存款利率、通貨膨脹率四個(gè)指標(biāo)，基于 1980 年至2021年樣本數(shù)據(jù)建立多元回歸模型，檢驗(yàn)了四個(gè)變量對(duì)于

2、城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄的影響，并提出了四個(gè)政策建議：增加城鎮(zhèn)居民人均可支配收入以及農(nóng)村居民家庭人均純收入、完善資本市場以及農(nóng)村金融市場、慎重使用利率政策、建立健全社會(huì)保障制度以及完善稅收財(cái)政體制。關(guān)鍵詞 居民儲(chǔ)蓄 人均可支配收入多元回歸專業(yè)資料整理WORD格式我國城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄影響因素的實(shí)證分析一、引言居民儲(chǔ)蓄是影響國民經(jīng)濟(jì)開展的重要變量之一，也是促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的重要環(huán)節(jié)。通過儲(chǔ)蓄而累積的巨大資本對(duì)于卓有成效的投資和消費(fèi)市場的建立是非常有幫助的。一直以來，我國主要通過出口拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)，其他兩架馬車尤其是消費(fèi)扮演的角色卻無足輕重，而過高的儲(chǔ)蓄是導(dǎo)致這一結(jié)果的重要原因之一?；诖耍覈鴮掖尾捎美收咭云谟绊?/p>

3、居民的儲(chǔ)蓄行為，但這對(duì)于數(shù)千年傳統(tǒng)思維根深蒂固的消費(fèi)和儲(chǔ)蓄觀的沖擊顯然是十分有限的。自 1978 年改革開放以來， 我國城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款余額由210.6 億元增長到2021年的 260772 億元，增幅達(dá)1237 倍之多，而2021年至2021年增長率也到達(dá)了 20%，這種大額度、高增長的居民儲(chǔ)蓄情況制約著我國經(jīng)濟(jì)的轉(zhuǎn)型。2021年金融危機(jī)以來， 拉動(dòng)內(nèi)需、 加大投資力度更是成了各國政府宏觀政策的重中之重。我國也投放了 4 萬億人民幣用于救助市場。隨著各國量化寬松貨幣政策實(shí)施而來的問題是各個(gè)市場面臨著巨大的通脹壓力，我國截至2021年 4 月的 CPI居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)到達(dá)了近一年的最高值 5.

4、3%?？刂仆ㄘ浥蛎浥c拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行稱為市場面臨的主要難題。在這一過程中，通過有效手段在保持合理通貨膨脹的同時(shí)充分釋放居民儲(chǔ)蓄的巨大購置力對(duì)于改善目前后金融危機(jī)時(shí)代的困境是大有裨益的?；诖耍疚耐ㄟ^選取通貨膨脹率、實(shí)際存款利率、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農(nóng)村居民家庭人均純收入四個(gè)變量建立多元線性計(jì)量模型，探討影響我國城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄的主要因素，并提出了如何有效調(diào)節(jié)居民儲(chǔ)蓄以滿足經(jīng)濟(jì)增長需求的政策建議。二、文獻(xiàn)綜述居民儲(chǔ)蓄問題一直是國內(nèi)外學(xué)界研究的重點(diǎn)之一。目前對(duì)居民儲(chǔ)蓄的研究主要基于經(jīng)典消費(fèi)儲(chǔ)蓄理論，通過進(jìn)展影響居民儲(chǔ)蓄行為的因素分析和實(shí)證檢驗(yàn)來為政府制定宏觀經(jīng)濟(jì)政策提供建議。國外研究的基石是經(jīng)典消費(fèi)

5、理論。凱恩斯的絕對(duì)收入理論強(qiáng)調(diào)絕對(duì)收入決定當(dāng)前消費(fèi)。該理論認(rèn)為在短期中，收入與消費(fèi)是相關(guān)的，即消費(fèi)取決于收入，消費(fèi)與收入之間的關(guān)系即消費(fèi)傾向。邊際消費(fèi)傾向是正數(shù)且小于 1，其隨收入的增加而遞減，并小于平均消費(fèi)傾向，這就是所謂的邊際消費(fèi)遞減規(guī)律。杜森貝提出的相對(duì)收入理論那么認(rèn)為消費(fèi)并不取決于當(dāng)期絕對(duì)收入水平，而是取決于相對(duì)收入水平，即相對(duì)于他人收入水平和本人歷史上最高的收入水平。這一理論因認(rèn)為消費(fèi)習(xí)慣和消費(fèi)者周圍的消費(fèi)水平?jīng)Q定消費(fèi)者的消費(fèi)、當(dāng)期消費(fèi)是相對(duì)地被決定的而得名。 該理論與絕對(duì)收入理論的區(qū)別還在于， 杜森貝認(rèn)為從長期來看，平均消費(fèi)傾向和儲(chǔ)蓄傾向是穩(wěn)定的，但從短期來看，儲(chǔ)蓄率和邊際消費(fèi)傾向

6、決定于掀起收入與頂峰收入的比例 i，由此導(dǎo)致短期消費(fèi)波動(dòng)較大，同時(shí)由于習(xí)慣效應(yīng)的存在，收入減少對(duì)消費(fèi)減少的作用不大，而收入增加對(duì)消費(fèi)增加作用較大。莫迪利安尼的生命周期假說強(qiáng)調(diào)當(dāng)前消費(fèi)支出與家庭整個(gè)一生的全部預(yù)期收入相互聯(lián)系，每個(gè)家庭都是根據(jù)其一生的全部預(yù)期收入來安排自己的消費(fèi)支出，即在每一時(shí)點(diǎn)上，每個(gè)家專業(yè)資料整理WORD格式1專業(yè)資料整理WORD格式我國城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄影響因素的實(shí)證分析庭的消費(fèi)和儲(chǔ)蓄決策都反映了該家庭希望在其生命周期各個(gè)階段到達(dá)消費(fèi)的理想分布，以實(shí)現(xiàn)一生消費(fèi)效用最大化的企圖。該理論的意義在于把消費(fèi)與一生的收入與財(cái)產(chǎn)聯(lián)系起來，成功的解釋了長期消費(fèi)函數(shù)的穩(wěn)定性與短期消費(fèi)波動(dòng)的原因。

7、在長期中，財(cái)產(chǎn)與可支配收入的比率大致是不變的，可支配收入中勞動(dòng)收入的比率 YL/YD) 也是大致不變的，因此，長期平均消費(fèi)傾向是穩(wěn)定的，邊際消費(fèi)傾向與平均消費(fèi)傾向大致相等。但在短期中，財(cái)產(chǎn)與可支配收入的比率是變動(dòng)的，其原因主要是資本市場的價(jià)格變動(dòng)基于國外著名經(jīng)濟(jì)學(xué)家建立的經(jīng)典消費(fèi)理論，我國學(xué)者從不同視角探討了造成我國居民儲(chǔ)蓄不斷增高的因素以及提供了具有可操作性的政策建議。宋錚19991基于預(yù)防性儲(chǔ)蓄假說理論，通過對(duì)中國居民面臨的個(gè)人風(fēng)險(xiǎn)和系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)的定性分析以及實(shí)證檢驗(yàn)，得出了預(yù)防性儲(chǔ)蓄過高是造成我國居民高儲(chǔ)蓄的主要原因，并在此根底上提出了三點(diǎn)旨在啟動(dòng)中國居民消費(fèi)需求，用以擴(kuò)大內(nèi)需、確保中國經(jīng)

8、濟(jì)快速增長的政策建議。盧君生、蔡銳2004 2基于歐文費(fèi)雪的跨時(shí)消費(fèi)理論檢驗(yàn)了影響我國居民儲(chǔ)蓄的影響因素，認(rèn)為居民收入、實(shí)際利率對(duì)于儲(chǔ)蓄有正效應(yīng)，名義利率、 通貨膨脹對(duì)儲(chǔ)蓄有負(fù)效應(yīng)，此外，居民遺產(chǎn)動(dòng)機(jī)、對(duì)未來預(yù)期的不確定性以及金融機(jī)構(gòu)的消費(fèi)信貸約束也會(huì)影響儲(chǔ)蓄，且實(shí)際利率與名義利率對(duì)城鎮(zhèn)儲(chǔ)蓄和鄉(xiāng)村儲(chǔ)蓄的影響是有差異的。其中，實(shí)際利率對(duì)城鎮(zhèn)儲(chǔ)蓄的影響較為明顯，名義利率那么對(duì)鄉(xiāng)村儲(chǔ)蓄的影響較為明顯。董章清20063簡要回憶了居民儲(chǔ)蓄的研究歷程，通過選取城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、農(nóng)村居民家庭人均純收入、名義利率、實(shí)際利率和通貨膨脹率五個(gè)指標(biāo)檢驗(yàn)了居民儲(chǔ)蓄的影響因素，提出了保持我國經(jīng)濟(jì)的持續(xù)均衡的開展增

9、加居民的可支配收入、建立健全社會(huì)保障制度、慎重調(diào)整存款利率、改善我國其他的投融資市場環(huán)境等四項(xiàng)政策建議。孫麗20074建立了多元線性回歸模型探討了影響我國城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄的主要因素，發(fā)現(xiàn)居民人均可支配收入、名義利率、實(shí)際利率等都與儲(chǔ)蓄存在較明顯的正相關(guān)性。X琳 20075納入了商品零售價(jià)格指數(shù)作為影響居民儲(chǔ)蓄的變量之一進(jìn)展實(shí)證檢驗(yàn)，并提出了維持現(xiàn)有利率水平、完善資本市場加快儲(chǔ)蓄分流速度、建立健全社會(huì)保障制度、加強(qiáng)個(gè)人所得稅征管工作、放寬企業(yè)集資和民間借貸條件的審批制度五項(xiàng)政策建議。汪偉20216基于 1995-2005 年省際動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)的分析，從具有習(xí)慣偏好于流動(dòng)性約束的消費(fèi)函數(shù)出發(fā)檢驗(yàn)了中國居

10、民儲(chǔ)蓄率的決定因素，認(rèn)為城鎮(zhèn)樣本較好地支持了永久收入假設(shè)而農(nóng)村樣本較好的支持了凱恩斯理論；長期收入增長率是居民儲(chǔ)蓄率的根本決定因素，高增長是高儲(chǔ)蓄的主要原因；居民儲(chǔ)蓄行為模式、人口年齡構(gòu)造、社會(huì)保障制度、不確定性、信貸約束以及地區(qū)差異都是居民儲(chǔ)蓄率的重要決定因素，但這些因素對(duì)城鎮(zhèn)與農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率的影響存在顯著差異。陸佳怡20217納入了證券市場對(duì)資金的吸納程度這一指標(biāo)作為影響居民儲(chǔ)蓄的因素之一，通過實(shí)證檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)了如下幾個(gè)事實(shí)：居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)對(duì)于居民儲(chǔ)蓄的影響不顯著；城鎮(zhèn)居民人均可支配收入是居民儲(chǔ)蓄的主要影響因素，而農(nóng)村人均純收入那么影響不顯著；利率對(duì)于居民儲(chǔ)蓄的影響效應(yīng)正在弱化；股票市場籌資

11、額的影響正在逐漸加大。謝勇20218使用 2006 年綜合社會(huì)調(diào)查的微觀數(shù)據(jù)，在綜合考慮生命周期-持久收入假說和與方向儲(chǔ)蓄理論的根底上，對(duì)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率的影響因素進(jìn)展了實(shí)證研究，專業(yè)資料整理WORD格式2專業(yè)資料整理WORD格式我國城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄影響因素的實(shí)證分析得出如下結(jié)論：持久收入、收入的不確定性與城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率之間存在著顯著的正相關(guān)關(guān)系，并并且收入差距的上升將會(huì)導(dǎo)致城鎮(zhèn)居民總體儲(chǔ)蓄率的上升；中國城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率顯示出U 型的生命周期特征，在考慮了家庭的教育、醫(yī)療支出以后，這一特征表現(xiàn)得更加顯著；家庭的人口年齡構(gòu)成對(duì)于儲(chǔ)蓄率產(chǎn)生了顯著的影響；城鎮(zhèn)居民的住房財(cái)富水平與其儲(chǔ)蓄率之間根本沒有顯著關(guān)系

12、，但戶主的政治面貌、受教育程度、性別對(duì)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄率存在一定影響。三、模型設(shè)定與檢驗(yàn)3.1模型設(shè)定3.1.1變量選取如前所述，根據(jù)國內(nèi)外學(xué)者對(duì)于居民儲(chǔ)蓄決定因素的研究，本文將選取城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、農(nóng)村居民家庭人均純收入、 實(shí)際存款利率和通貨膨脹率四個(gè)指標(biāo)探討 1980 年至2021年影響我國城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄的主要因素，尋找后金融危機(jī)時(shí)代通過合理利用居民儲(chǔ)蓄促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長和遏制通貨膨脹的有效宏觀調(diào)控政策。城鎮(zhèn)居民人均可支配收入。指城鎮(zhèn)居民家庭人均可用于最終消費(fèi)支出和其它非義務(wù)性支出以及儲(chǔ)蓄的總和，即居民家庭可以用來自由支配的收入。它是家庭總收入扣除交納的所得稅、個(gè)人交納的社會(huì)保障費(fèi)以及調(diào)查戶的記

13、賬補(bǔ)貼后的收入。計(jì)算公式為：可支配收入=家庭總收入 - 交納的所得稅- 個(gè)人交納的社會(huì)保障支出 - 記帳補(bǔ)貼。一般來說，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入越高，居民儲(chǔ)蓄會(huì)越多。農(nóng)村居民家庭人均純收入?！稗r(nóng)民人均純收入指的是按農(nóng)村人口平均的農(nóng)民純收入，反映的是一個(gè)國家或地區(qū)農(nóng)村居民收入的平均水平，計(jì)算公式為：農(nóng)民人均純收入=農(nóng)村居民家庭總收入家庭經(jīng)營費(fèi)用支出生產(chǎn)性固定資產(chǎn)折舊稅金和上交承包費(fèi)用調(diào)查補(bǔ)貼/ 農(nóng)村居民家庭常住人口。實(shí)際存款利率。當(dāng)實(shí)際利率大于零時(shí)，居民將資金存在銀行才能獲得利息；而只有當(dāng)實(shí)際利率大于居民能從其他投資渠道獲得的必要收益率時(shí)，居民才會(huì)增加儲(chǔ)蓄。由此，實(shí)際利率是影響居民儲(chǔ)蓄的一個(gè)重要金

14、融變量。通貨膨脹率。 通貨膨脹率是貨幣超發(fā)局部與實(shí)際需要的貨幣量之比,用以反映通貨膨脹、貨幣貶值的程度 ;而價(jià)格指數(shù)那么是反映價(jià)格變動(dòng)趨勢和程度的相對(duì)數(shù)。當(dāng)通貨膨脹率大于名義利率導(dǎo)致實(shí)際利率為負(fù)時(shí)，居民不傾向于持有貨幣而是傾向于持有實(shí)物保值，這會(huì)在一定程度上降低居民儲(chǔ)蓄。3.1.2樣本數(shù)據(jù)本文選取1980 年 2021年中國城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、農(nóng)村居民家庭人均純收入、實(shí)際利率和通貨膨脹率數(shù)據(jù)進(jìn)展分析。其中實(shí)際利率是根據(jù)公式“實(shí)際利率=名義利率 -通貨膨脹率/ 1+通貨膨脹率計(jì)算而得。選取這樣的時(shí)間段涵蓋了我國自改革開放以來完整的居民儲(chǔ)蓄的變化，也專業(yè)資料整理WORD格式3專業(yè)

15、資料整理WORD格式我國城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄影響因素的實(shí)證分析包括了金融危機(jī)發(fā)生前后的所有樣本，具有很強(qiáng)的代表性。樣本如表1 所示：表 1居民儲(chǔ)蓄影響因素樣本數(shù)據(jù)年份城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄城鎮(zhèn)居民人均可支配農(nóng)村居民家庭人均純實(shí)際利率 % 通貨膨脹率 %億元收入元收入元1980399444191-0.23619815244632233.282.41982675.45002704.851.91983892.5526309.85.261.519841214.7608355.33.932.819851623690397-2.259.3198622378284240.666.519873075916419-0.097.3

16、198838071119545-8.5518.8198951351260602-5.68181990703413876305.373.11991911015707104.023.419921154518267841.096.41993147642337921-4.8114.719942151931791220-10.5724.119952966238931578-5.2317.119963852148391926-0.778.3199746280516020902.792.8199853407542521604.62-0.8199959622585422103.70-1.42000643006

17、28022531.570.4200173762686023661.270.7200286911770324762.80-0.82003103618847226221.041.2200411955594222936-1.593.920051410511049332550.711.820061615871175935871.001.52007172534137864140-0.634.82021217885157814761-3.455.920212607721717551532.97-0.7數(shù)據(jù)來源：中國統(tǒng)計(jì)局:/ ；中國人民銀行:/。3.1.3模型建立由于城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、

18、農(nóng)村居民家庭人均純收入都是絕對(duì)數(shù)，而其他兩個(gè)指標(biāo)是相對(duì)數(shù)，所以在模型中將這三個(gè)數(shù)據(jù)取對(duì)數(shù)。根據(jù)上述分析，現(xiàn)建立模型如下：專業(yè)資料整理WORD格式4專業(yè)資料整理WORD格式我國城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄影響因素的實(shí)證分析ln S 1 2 ln U3 ln V4r5上述模型中，1 5表示常值系數(shù)； S 表示城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄；U 表示城鎮(zhèn)居民人均可支配收入；V 表示農(nóng)村居民家庭人均純收入；r 表示實(shí)際存款利率；表示通貨膨脹率；表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。3.2模型擬合利用樣本數(shù)據(jù)，通過Eviews 軟件對(duì)上述模型進(jìn)展擬合得到如下結(jié)果：Dependent Variable: LNSMethod: Least SquaresDate

19、: 06/06/11Time: 12:48Sample: 1980 2021Included observations: 30VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C-4.8169070.452161-10.653080.0000LNU1.1154930.4557392.4476580.0217LNV0.7614850.5263861.4466300.1604R0.0664020.0333931.9885020.0578PI0.0482990.0210592.2935480.0305R-squared0.991540Mean dependen

20、t var9.684565Adjusted R-squared0.990187S.D. dependent var2.010020S.E. of regression0.199114Akaike info criterion-0.238862Sum squared resid0.991164Schwarz criterion-0.005329Log likelihood8.582929F-statistic732.5608Durbin-Watson stat0.428077Prob(F-statistic)0.000000回歸方程為：LNS = -4.816906684 + 1.1154932

21、98*LNU + 0.7614852921*LNV + 0.06640225285*R + 0.04829891623*PI3.3模型檢驗(yàn)3.3.1經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)根據(jù)上述模型擬合結(jié)果，每當(dāng)城鎮(zhèn)居民人均可支配收入增加1 個(gè)百分點(diǎn)，城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄也增加約1.11個(gè)百分點(diǎn)， 這與實(shí)際經(jīng)濟(jì)意義相符； 當(dāng)農(nóng)村居民家庭人均純收入增加1 個(gè)百分點(diǎn)，城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄增加約0.76個(gè)百分點(diǎn)，與現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)意義相符；當(dāng)實(shí)際存款利率提高1%，城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄增加約 0.066 個(gè)百分點(diǎn)，符合實(shí)專業(yè)資料整理WORD格式5專業(yè)資料整理WORD格式我國城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄影響因素的實(shí)證分析際經(jīng)濟(jì)意義；當(dāng)通貨膨脹率增加1%，城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄增加約0.

22、048 個(gè)百分點(diǎn)，這與實(shí)際經(jīng)濟(jì)意義相悖。3.3.2統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)擬合優(yōu)度。修正前的R 平方為 0.991540，而修正后的R平方也到達(dá)了0.990187，可見模型與樣本數(shù)據(jù)的擬合程度非常高。F 檢驗(yàn)。由回歸結(jié)果可以看出，針對(duì)零假設(shè)H0：1 =5 =0，F(xiàn)值為732.5608，其P值非常小0.000000，在 0.1 的顯著性水平下F 檢驗(yàn)顯著，說明上述四個(gè)變量聯(lián)合起來對(duì)于城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄有較強(qiáng)的解釋作用。t 檢驗(yàn)。根據(jù)模型估計(jì)結(jié)果，在系數(shù)等于0 的零假設(shè)下，常數(shù)項(xiàng)、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、農(nóng)村居民家庭人均純收入、實(shí)際存款利率、通貨膨脹率的t 值分別為 -10.65308 、 2.447658、 1.44

23、6630、1.988502 、2.293548， P 值分別為0.0000、0.0217 、 0.1604、0.0578、 0.0305，在 0.1 的顯著性水平下，除了農(nóng)村居民家庭人均純收入以外的其他變量對(duì)于城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)都有顯著的影響。3.3.3 多重共線性檢驗(yàn)上述模型中，農(nóng)村居民家庭人均純收入的系數(shù)不顯著，但模型的總體擬合程度即R 平方很大，說明可能存在多重共線性。檢驗(yàn)是否存在多重共線性。利用簡單相關(guān)系數(shù)法檢驗(yàn)多重共線性的程度。計(jì)算各解釋變量，結(jié)果如表2 所示。 U 和 V 相關(guān)系數(shù)以及r 與 pi 相關(guān)系數(shù)很高，說明可能存在較為嚴(yán)重的多重共線性。表 2模型中各解釋變量相關(guān)系數(shù)矩陣LnULn

24、VRpiLnU10.9970-0.0728-0.2419LnV0.99701-0.0646-0.2391R-0.0728-0.06461-0.9047pi-0.2419-0.2391-0.90471修正。利用逐步回歸法解決多重共線性問題。首先用lnS 分別對(duì) lnU、 lnV、 r、pi 進(jìn)展一元回歸，結(jié)果說明：參加lnU 的經(jīng)調(diào)整的R 平方較大且顯著性檢驗(yàn)均通過，為0.986859 。進(jìn)一步參加lnV，經(jīng)調(diào)整的R平方有所增大為0.988777，但此時(shí)LnU 系數(shù)的 P 值為 0.1388，在 0.1 的顯著性水平下不顯著，故刪除lnV變量。以經(jīng)調(diào)整的R 平方、 t 檢驗(yàn)、 F 檢驗(yàn)以及系數(shù)經(jīng)

25、濟(jì)意義為檢驗(yàn)指標(biāo)哦，經(jīng)過反復(fù)調(diào)試，最終發(fā)現(xiàn)農(nóng)村居民家庭人均純收入、實(shí)際存款利率以及通貨膨脹率對(duì)于城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄的影響都是不顯著的，所以最后確定模型為：LNS = -3.565427496 + 1.669045032*LNU專業(yè)資料整理WORD格式6專業(yè)資料整理WORD格式我國城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄影響因素的實(shí)證分析回歸結(jié)果如下：Dependent Variable: LNSMethod: Least SquaresDate: 06/07/11Time: 12:08Sample: 1980 2021Included observations: 30VariableCoefficientStd. Errort

26、-StatisticProb.C-3.5654270.286964-12.424630.0000LNU1.6690450.03575746.677260.0000R-squared0.987312Mean dependent var9.684565Adjusted R-squared0.986859S.D. dependent var2.010020S.E. of regression0.230421Akaike info criterion-0.033480Sum squared resid1.486622Schwarz criterion0.059933Log likelihood2.50

27、2207F-statistic2178.766Durbin-Watson stat0.198162Prob(F-statistic)0.0000003.3.4異方差檢驗(yàn)首先，利用殘差的圖形檢驗(yàn)異方差的存在性。利用殘差平方對(duì)被解釋變量作圖，結(jié)果如圖1 所示；可見異方差是有可能的。專業(yè)資料整理WORD格式2E.4.3.2.1.05678910111213LNS專業(yè)資料整理WORD格式圖 1殘差對(duì)被解釋變量散點(diǎn)圖其次，利用 White 異方差檢驗(yàn)。 檢驗(yàn)結(jié)果如下所示。在 0.01 的顯著性水平下可以認(rèn)為不存在異方差。White Heteroskedasticity Test:F-statistic4

28、.634745Probability0.018604專業(yè)資料整理WORD格式7專業(yè)資料整理WORD格式我國城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄影響因素的實(shí)證分析Obs*R-squared7.667180Probability0.021632Test Equation:Dependent Variable: RESID2Method: Least SquaresDate: 06/07/11Time: 12:50Sample: 1980 2021Included observations: 30CoefficienVariabletStd. Errort-StatisticProb.C1.6716920.7585062.

29、2039260.0362LNU-0.3929420.196309-2.0016530.0555LNU20.0232480.0124651.8650180.0731R-squared0.255573Mean dependent var0.049554Adjusted R-squared0.200430S.D. dependent var0.082176S.E. of regression0.073480Akaike info criterion-2.288960Sum squared resid0.145782Schwarz criterion-2.148840Log likelihood37.

30、33440F-statistic4.634745Durbin-Watson stat0.571520Prob(F-statistic)0.0186043.3.5自相關(guān)檢驗(yàn)首先，利用殘差圖進(jìn)展檢驗(yàn)。結(jié)果如圖2 所示；可見殘差并不是隨機(jī)變動(dòng)而是存在一定的變動(dòng)趨勢，所以自相關(guān)是可能存在的。.6.4.2.0-.2-.4-.6-.8198019851990199520002005LNS Residuals專業(yè)資料整理WORD格式8專業(yè)資料整理WORD格式我國城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄影響因素的實(shí)證分析其次，利用Durbin-Watson 檢驗(yàn)。由估計(jì)結(jié)果可知，DW 值為 0.198162，在樣本容量為30，解釋變量為

31、 1 個(gè)，顯著性水平為 0.01 的條件下，查表知 dL=1.133，dU=1.263 ，DW 小于 DL，說明存在正的一階序列相關(guān)。修正。利用 Cochrane-Orcutt 迭代法對(duì)模型進(jìn)展修正。結(jié)果如下：Dependent Variable: LNSMethod: Least SquaresDate: 06/07/11Time: 13:12Sample (adjusted): 1981 2021Included observations: 29 after adjustmentsConvergence achieved after 12 iterationsCoefficienVaria

32、bletStd. Errort-StatisticProb.C8.2747052.2685813.6475250.0012LNU0.5927310.1584423.7409930.0009AR(1)0.9556380.00970698.455710.0000R-squared0.999397Mean dependent var9.812000Adjusted R-squared0.999351S.D. dependent var1.918303S.E. of regression0.048874Akaike info criterion-3.101464Sum squared resid0.0

33、62104Schwarz criterion-2.960019Log likelihood47.97122F-statistic21555.24Durbin-Watson stat1.965450Prob(F-statistic)0.000000Inverted AR Roots.96經(jīng)過修正， DW 值 =1.965450 ，大于 dU 小于 4-dU，承受無正自相關(guān)與無負(fù)自相關(guān)的原假設(shè)，模型消除了自相關(guān)。3.3.6因果關(guān)系檢驗(yàn)Pairwise Granger Causality TestsDate: 06/07/11Time: 13:30Sample: 1980 2021Lags: 2Nu

34、ll Hypothesis:ObsF-StatisticProbability專業(yè)資料整理WORD格式9專業(yè)資料整理WORD格式我國城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄影響因素的實(shí)證分析LNS does not Granger Cause LNU282.372760.11565LNU does not Granger Cause LNS9.901110.00079檢驗(yàn)結(jié)果說明， 在 0.01 的顯著性水平下， 承受原假設(shè)“ lnS 不影響 lnU，拒絕原假設(shè) “ lnU 不影響 lnS，說明城鎮(zhèn)居民人均可支配收入對(duì)城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄有顯著影響。四、模型分析由上述分析可知，自1980 年起，我國城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄的變化與城鎮(zhèn)居民人

35、均可支配收入、農(nóng)村居民家庭人均純收入、實(shí)際存款利率以及通貨膨脹率都有著一定聯(lián)系，只是各因素的影響程度不同。城鎮(zhèn)居民人均可支配收入。由回歸模型可見城鎮(zhèn)居民人均可支配收入對(duì)城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄有顯著的正效應(yīng)，這與實(shí)際經(jīng)濟(jì)意義是相符的。隨著城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的增加，城鎮(zhèn)居民有更多可投資資產(chǎn)，相應(yīng)的通過銀行存款渠道投資資金也將增加。從模型可以看出，當(dāng)其他因素不變時(shí)，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入每增加 1 個(gè)百分點(diǎn)， 城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄也增加約1.11 個(gè)百分點(diǎn)； 在修正多重共線性后的模型中，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入每增加1 個(gè)百分點(diǎn)，城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄也增加約1.669 個(gè)百分點(diǎn) .農(nóng)村居民家庭人均純收入。模型中，農(nóng)村居民家庭人均純收入的系數(shù)是不顯著的，可見該變量對(duì)于城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄的變化只有微弱的正效應(yīng)。由于農(nóng)村居民的金融效勞還很落后，多數(shù)農(nóng)民依然會(huì)將閑散資金留作現(xiàn)金，因此對(duì)于儲(chǔ)蓄的奉獻(xiàn)不顯著。實(shí)際存款利率。從回歸模型可見，實(shí)際存款利率對(duì)于城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄的變化有微弱的正效應(yīng)，當(dāng)實(shí)際存款利率提高 1%，城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄增加約 0.066 個(gè)百分點(diǎn)。改革開放以來，我國已屢次調(diào)整利率，尤其是金融危機(jī)后，我國連續(xù)提高存款準(zhǔn)備金率