我國居民儲蓄影響因素的實證分析

1、我國居民儲蓄影響因素的實證分析一、居民儲蓄存款的理論基礎(chǔ)在西方經(jīng)濟理論界，關(guān)于個人消費儲蓄的理論函數(shù)不勝枚舉。其中，比較著名的有斯密西斯的“絕對收入理論”、杜森貝的“相對收入理論”、弗里德曼的“持久收入理論”和莫迪里亞尼的“儲蓄生命周期論”。凡此種種，各有千秋。但是，總的來說，這些經(jīng)濟學(xué)大師的個人消費儲蓄的理論函數(shù)都是建立在西方發(fā)達(dá)國家的經(jīng)濟運行環(huán)境基礎(chǔ)之上的，與我國的宏觀經(jīng)濟環(huán)境有一定的差距，不能生搬硬套?，F(xiàn)代經(jīng)濟理論的精髓在于，首先對某一時空的經(jīng)濟運行環(huán)境（即前提假設(shè)）進行抽象概括，然后建立與該時空的屬性貼近的、反映某一經(jīng)濟現(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)確地反映

2、經(jīng)濟現(xiàn)實，為決策提供依據(jù)。二、問題的提出改革開放以來，我國的居民儲蓄額一直持續(xù)且迅速的增長。據(jù)報道，2003年2月末，我國國內(nèi)全部金融機構(gòu)（含外資機構(gòu)）本外幣的居民儲蓄存款余額已達(dá)10.03萬億元；2003年9月末，居民人民幣儲蓄存款余額又創(chuàng)10萬億元新高。10萬億元儲蓄大體上相當(dāng)于我國2002年的國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）,1990年2001年我國居民存款余額的年增長率達(dá)17.8%。這種儲蓄增量可以說是很大一部分來自于我國改革開放后的人民收入的增長，但是居民儲蓄的增速略高于居民可支配收入的增速，這表明儲蓄增量還有一部分來自于居民的“超儲蓄”。居民“超儲蓄”反映居民儲蓄意愿在增強。隨著我國住房、醫(yī)

3、療、養(yǎng)老等社會福利體制的進一步改革，人們在考慮收入的支配時，防患意識明顯提高。為應(yīng)對不確定性，許多居民進行預(yù)防性儲蓄。而且我國目前的投資市場還并不健全，因此很多居民選擇了保守，即傳統(tǒng)的儲蓄。近來，居民儲蓄存款的迅猛增長勢頭已有所放緩。2004年一季度，我國居民儲蓄存款余額為11.2萬億元，同比增長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月份全國居民儲蓄增幅同比再度下降，當(dāng)月居民儲蓄存款增加2683億元，比上年同期少增2924億元，以百分比來算，同比增長11.9%，增幅比上年12月末下降3.5個百分點，比上年同期低8.6個百分點之多。

4、那么，究竟都有些什么因素影響了我國的居民儲蓄額的變化呢？盡管前人已經(jīng)有一些研究這個問題的文獻，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的年度數(shù)據(jù)，使得擬合的模型缺乏指導(dǎo)性，同時，這些文獻的研究已經(jīng)離現(xiàn)在的時代較遠(yuǎn)。針對上述情況，本文收集了我國近4年來的全國數(shù)據(jù)，并加以實證分析，分析我國居民儲蓄增長的影響因素。三、變量的引入根據(jù)宏觀經(jīng)濟學(xué)和微觀經(jīng)濟學(xué)的理論，并結(jié)合中國近幾年經(jīng)濟發(fā)展的實際情況，在最初建立的模型中，可能影響儲蓄增長的解釋變量有：股票成交額居民的儲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，可帶來更多的收益，理論上會造成居民儲蓄的下

5、降。由于數(shù)據(jù)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)。消費價格指數(shù)物價指數(shù)會帶來居民消費的變化，從而帶來居民儲蓄額的變化。理論上講商品價格上升會導(dǎo)致居民儲蓄的減少，在此選用居民消費物價指數(shù)作為衡量商品物價的指標(biāo)。3.利率理論上說，儲蓄利率越高，居民的儲蓄傾向就會越高。但由于對于未來不確定性的影響，人們的存款動機主要是備于未來不時之需，而取息增值的動機相對較弱。雖然近來我國銀行存款的實際利率經(jīng)常為負(fù)值，人們?yōu)榘踩蛽p失最小化起見，仍以銀行存款為主要儲蓄渠道，城鄉(xiāng)居民儲蓄存款額還是持續(xù)上升的。由此看來，銀行存款利率雖對城鄉(xiāng)居民儲蓄存款有影響，但影響程度不會很大。4.人身險我國

6、住房、醫(yī)療、養(yǎng)老等社會福利體制改革在不斷深入，總的趨勢是許多由單位負(fù)擔(dān)的支出將轉(zhuǎn)由個人承擔(dān)。近年來，越來越多的居民選擇了投保，這就成為了又一個資金的流出渠道。理論上說，保險的增加會導(dǎo)致居民儲蓄的減少。由于保險收入中包括財產(chǎn)險等各種險種，而由于近年來福利體制的改變，直接影響到人身險的投保額，因此我們認(rèn)為人身險較具代表性，本文選擇人身險的保費收入作為衡量居民投保額的指標(biāo)。5.居民的收入水平。這些年我國城鄉(xiāng)居民儲蓄的高速增長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)濟的高速增長所帶來的城鄉(xiāng)居民收入的大幅度的增長，可以說，城鄉(xiāng)居民收入一直是決定居民儲蓄的最主要因素。由于居民的人均可支配

7、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蓄行為的決定是個相當(dāng)復(fù)雜的過程，影響居民儲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。從近幾年我國經(jīng)濟運行的實際情況來看，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、國企改革和政府機構(gòu)改革以及由三者帶來的結(jié)果使居民對未來收入和支出的預(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)，且也不能簡單的用虛擬變量來模擬，所以用隨機變量（卩）來進行處理。四、模型分析：1.相關(guān)數(shù)據(jù)收集為了更好的符合現(xiàn)在的實際情況，我們選用了20012004年共4年的季度數(shù)據(jù)，分析居民儲蓄額的影響因素。搜集的數(shù)據(jù)現(xiàn)列如下：日期股票成交消費價利率人身險（萬人均可支配居民存款額額（億元）格指數(shù)元

8、）收入（元）（億元）2001.110058.85102.71.9827306642408.74032.752001.214765.15101.41.9837024772123.391263.452001.37358.1799.91.9831624852262.31624.062001.46123.0199.71.9846440052346.432509.792002.17891.1499.21.7167094482314.514965.872002.28953.4399.21.7151582712267.412983.492002.36425.3199.31.7169043702273.022

9、427.262002.44720.5899.61.7175031832301.52771.62003.16673.85100.91.7192918292759.697657.192003.211353.73100.31.7174858182412.263106.732003.35447.16101.11.7169043702535.542790.992003.48640.54103.21.7175031832635.82729.052004.116415.541031.7192204533196.698254.532004.29620.971051.7186544842698.241920.2

10、92004.38337.69105.21.7169043702797.341666.272004.47959.77102.41.7175031832937.764096.652.模型設(shè)定和檢驗（1）首先我們設(shè)定了一般模型：Y=a+卩1X+卩2X2+卩3X3+卩4X4+卩5X5+yY居民儲蓄額a截距項0代定參數(shù)X1股票成交總額X2消費價格指數(shù)X3儲蓄利率X4人身險投保額X5人均可支配收入根據(jù)上表的數(shù)據(jù)利用最小二乘法進行擬合和分析，得出如下顯示結(jié)果：DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:06/14/05Time:11:30Sample:2001:12

11、004:4Includedobservations:16VariableCoeffieientStd.Errort-StatistieProb.C57351.4124650.112.3266190.0423X10.1454440.1192241.2199280.2505X2-794.4077241.6983-3.2867730.0082X33748.3575791.9740.6471640.5321X40.0002490.0004100.6083190.5565X56.7737682.1879563.0959340.0113R-squared0.718069Meandependentvar34

12、24.998AdjustedR-squared0.577103S.D.dependentvar2019.011S.E.ofregression1312.974Akaikeinfoeriterion17.47797Sumsquaredresid17238995Sehwarzeriterion17.76769Loglikelihood-133.8238F-statistie5.093926Durbin-Watsonstat1.797255Prob(F-statistie)0.013996從上面的初步擬合結(jié)果可見，可決系數(shù)R2的值較好，F(xiàn)檢驗通過，說明模型擬合尚可。解釋變量X2,X5的t值較為顯著，

13、從經(jīng)濟意義來分析，當(dāng)消費價格指數(shù)升高時，居民儲蓄減少，符合經(jīng)濟意義；人均可支配收入增加，居民儲蓄額增加，也符合經(jīng)濟意義。似,x3,x4的t值均不顯著，且股票成交額以及人身險的經(jīng)濟意義不符合，說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X至X5進行逐步回歸，得到的R2的修正值分別為：ycx10.065899ycx20.000108ycx30.099393ycx40.262239ycx50.358475由上可見，x5的擬合程度最好，繼續(xù)進行兩個解釋變量的擬合，得到的R2的修正值分別為：ycx5x10.269844ycx5x20.599979ycx5x3

14、0.261566ycx5x40.283995由上可見，x5與x2的擬合程度最好，繼續(xù)進行三個解釋變量的擬合，得到的R2的修正值分別為：ycx5x2x10.632065ycx5x2x30.581008ycx5x2x40.567485由上可見，x5、x2和x1的擬合程度最好，繼續(xù)進行四個解釋變量的擬合，得到的R2的修正值分別為：ycx5x2x1x30.601322ycx5x2x1x40.599447由此可見X3,X4的引入對被解釋變量的意義不大，因此刪去這兩個變量，再對Y=a+卩X1+卩2X2+卩5X5+P進行最小二乘回歸，得到如下顯示結(jié)果：DependentVariable:YMethod:Le

15、astSquaresDate:06/14/05Time:12:33Sample:2001:12004:4Ineludedobservations:16VariableCoeffieientStd.Errort-StatistieProb.C65657.8019739.583.3262010.0060X10.1558260.1066781.4607120.1698X2-807.4507217.3731-3.7145840.0030X57.2536641.4336515.0595750.0003R-squared0.705652Meandependentvar3424.998AdjustedR-s

16、quared0.632065S.D.dependentvar2019.011S.E.ofregression1224.684Akaikeinfocriterion17.27107Sumsquaredresid17998211Schwarzcriterion17.46422Loglikelihood-134.1686F-statistic9.589368Durbin-Watsonstat1.757439Prob(F-statistic)0.001649從上邊中可以看出，其中X的t值仍不顯著。我們進行經(jīng)濟意義的分析，發(fā)現(xiàn)股票成交額對居民儲蓄額的影響不顯著可能是因為居民進行股票投資所用的資金應(yīng)該是儲

17、蓄循環(huán)外的資金，它與出于謹(jǐn)慎性動機的儲蓄存款替代性較小故去掉X1.再對Y=a+卩2X2+卩5X5+P進行最小二乘回歸，得到如下顯示結(jié)果：.DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:06/14/05Time:12:39Sample:2001:12004:4Includedobservations:16VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C59062.5820036.642.9477280.0113X2-732.1103220.1803-3.3250490.0055X57.3839251.4919614

18、.9491400.0003R-squared0.653315Meandependentvar3424.998AdjustedR-squared0.599979S.D.dependentvar2019.011S.E.ofregression1276.968Akaikeinfocriterion17.30973Sumsquaredresid21198412Schwarzcriterion17.45459Loglikelihood-135.4778F-statistic12.24902Durbin-Watsonstat1.469082Prob(F-statistic)0.001022此時模型的可決系

19、數(shù)R2,F檢驗值較原來的模型都有所改善，同時，所有剩余的變量的t值都通過了檢驗。從上面的分析中可知，各參數(shù)估計值也符合經(jīng)濟意義。(3)Granger因果性檢驗以及協(xié)整誤差校正進一步進行經(jīng)濟變量間的Granger因果性檢驗，結(jié)果顯示三階滯后的消費價格指數(shù)是引起居民儲蓄額變化的因素，如下：PairwiseGrangerCausalityTestsDate:06/14/05Time:12:49Sample:2001:12004:4Lags:3NullHypothesis:ObsF-StatisticProbabilityYdoesnotGrangerCauseX2130.594460.64130X2

20、doesnotGrangerCauseY7.492690.01877于是令解釋變量X6=X2(-3)。而人均可支配收入與居民儲蓄增加額之間沒有Granger因果關(guān)系。我們認(rèn)為這能是因為人均可支配收入是在當(dāng)期影響儲蓄，不存在滯后效應(yīng)，所以Granger因果關(guān)系檢驗不適用，但根據(jù)經(jīng)濟理論和其它實證研究可知人均可支配收入是影響居民儲蓄額的重要因素。再對各變量進行平穩(wěn)性檢驗，發(fā)現(xiàn)X6無趨勢項無截距項一階差分平穩(wěn)，X5有趨勢項有截距項一階差分平穩(wěn)，Y有趨勢項有截距項一階差分平穩(wěn)。對Y=a+卩5X5+卩6X6+P進行最小二乘回歸，得到的殘差項零階平穩(wěn)。故進行協(xié)整誤差校正。DependentVariable

21、:Y1Method:LeastSquaresDate:06/14/05Time:13:16Sample(adjusted):2002:12004:4Includedobservations:12afteradjustingendpointsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C-9.85E-141.46E-12-0.0672480.9483X514.7405941.00E-144.74E+140.0000X61-640.02572.60E-12-2.46E+140.0000E1.0000001.54E-156.51E+140.0000E(-1

22、)-1.0000001.95E-15-5.13E+140.0000R-squared1.000000Meandependentvar132.2383AdjustedR-squared1.000000S.D.dependentvar3457.328S.E.ofregression4.66E-12Akaikeinfocriterion-49.05163Sumsquaredresid1.52E-22Schwarzcriterion-48.84959Loglikelihood299.3098F-statistic1.51E+30Durbin-Watsonstat2.548868Prob(F-stati

23、stic)0.0000004)異方差檢驗：對長期模型Y=a+卩5X5+卩6X6+P進行ARCH異方差檢驗:ARCHTest:F-statistic0.832106Probability0.383129Obs*R-squared0.921822Probability0.336997TestEquation:DependentVariable:RESIDEMethod:LeastSquaresDate:06/14/05Time:13:26F-statistie0.635145Probability0.651732Sample(adjusted):2002:12004:4Ineludedobserv

24、ations:12afteradjustingendpointsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C2835380.1036847.2.7346170.0210RESIDA2(-1)-0.2854340.312908-0.9121980.3831R-squared0.076818Meandependentvar2180796.AdjustedR-squared-0.015500S.D.dependentvar2572708.S.E.ofregression2592569.Akaikeinfocriterion32.52521Sumsquar

25、edresid6.72E+13Schwarzcriterion32.60603Loglikelihood-193.1513F-statistic0.832106Durbin-Watsonstat1.362875Prob(F-statistic)0.383129對模型進行WHITE檢驗：WhiteHeteroskedasticityTest:Obs*R-squared3.133369Probability0.535760TestEquation:DependentVariable:RESIDEMethod:LeastSquaresDate:06/30/05Time:19:07Sample:200

26、1:42004:4Ineludedobservations:13VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C-7.59E+095.14E+09-1.4756290.1783X540790.5851105.230.7981680.4478X5A2-7.6387409.527205-0.8017820.4458X61.49E+081.01E+081.4682350.1802X6A2-735820.5501560.9-1.4670610.1805R-squared0.241028Meandependentvar2118538.AdjustedR-squa

27、red-0.138457S.D.dependentvar2473387.S.E.ofregression2639068.Akaikeinfocriterion32.69347Sumsquaredresid5.57E+13Schwarzcriterion32.91076Loglikelihood-207.5076F-statistic0.635145Durbin-Watsonstat2.428943Prob(F-statistic)0.651732模型的P值大于0.03,且T值小于2,則接受原假設(shè)，認(rèn)為無異方差性。本模型DW=1.75,無自相關(guān)。對短期模型Y1=a+卩51X51+卩6徑6嚴(yán)+6(

28、-1)+卩進行ARCH異方差性檢驗，得：ARCHTest:F-statistic1.845169Probability0.207416Obs*R-squared1.871512Probability0.171302TestEquation:DependentVariable:RESIDA2Method:LeastSquaresDate:06/14/05Time:13:32Sample(adjusted):2002:22004:4Ineludedobservations:11afteradjustingendpointsVariableCoefficientStd.Errort-Statisti

29、cProb.C8.90E-246.60E-241.3482060.2105RESIDA2(-1)0.4898340.3606041.3583700.2074R-squaredAdjustedR-squaredS.E.ofregressionF-statistie1.36E-231.94E-233.11E-451.9375030.170137Meandependentvar0.077930S.D.dependentvar1.86E-23Sumsquaredresid1.845169Durbin-WatsonstatProb(F-statistic)0.207416同理，該模型的P值大于0.03，

30、且T值小于2,接受原假設(shè)，認(rèn)定模型不存在異方差。該模型DW=2.558998,不存在自相關(guān)性。3.引入虛擬變量在數(shù)據(jù)搜集過程中，我們發(fā)現(xiàn)四個季度的居民儲蓄額有明顯的遞增趨勢，說明季節(jié)因素也對居民儲蓄額產(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=1二季度d3=1三季度D4=1四季度=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r+卩5X5+卩6X6+卩7D2+卩8D3+卩9。4+卩，對模型用最小二乘估計法進行回歸后，得到如下顯示結(jié)果：DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:06/14/05Time:17:20Samp

31、le(adjusted):2001:42004:4Ineludedobservations:13afteradjustingendpointsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C39533.0615781.092.5050910.0407X52.4683030.8156473.0261920.0192X6-392.6110164.0646-2.3930260.0480D2-3632.834627.7078-5.7874600.0007D3-3907.832625.8427-6.2441120.0004D4-2983.334618.5267-

32、4.8232910.0019R-squared0.931380Meandependentvar3683.055AdjustedR-squared0.882365S.D.dependentvar2081.573S.E.ofregression713.9356Akaikeinfocriterion16.28350Sumsquaredresid3567928.Schwarzcriterion16.54425Loglikelihood-99.84275F-statistic19.00217Durbin-Watsonstat2.256683Prob(F-statistic)0.000605由上面結(jié)果可以

33、看出，可決系數(shù)R2=0.931380，擬合程度較好，且F值較大，通過了F檢驗，同時各個解釋變量的T值都較大，通過了T檢驗。各參數(shù)估計值也符合經(jīng)濟意義。此模型無多重共線性，對模型進行異方差檢驗，得出結(jié)果如下：ARCHTest:F-statistic2.150456Probability0.173256Obs*R-squared2.123827Probability0.145024TestEquation:DependentVariable:RESIDEMethod:LeastSquaresDate:06/14/05Time:20:57Sample(adjusted):2002:12004:4In

34、cludedobservations:12afteradjustingendpointsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C388627.1107177.23.6260230.0046RESIDA2(-1)-0.4409110.300667-1.4664430.1733R-squared0.176986Meandependentvar277358.6AdjustedR-squared0.094684S.D.dependentvar275586.2S.E.ofregression262215.0Akaikeinfocriterion27.94

35、273Sumsquaredresid6.88E+11Schwarzcriterion28.02355Loglikelihood-165.6564F-statistic2.150456Durbin-Watsonstat1.530591Prob(F-statistic)0.173256WhiteHeteroskedasticityTest:F-statistic2.120648Probability0.212532Obs*R-squared9.724540Probability0.204728TestEquation:DependentVariable:RESIDEMethod:LeastSqua

36、resDate:06/30/05Time:19:29Sample:2001:42004:4Includedobservations:13VariableCoeffieientStd.Errort-StatistieProb.C-7.90E+084.30E+08-1.8371850.1256X53616.6654145.0160.8725330.4228X5A2-0.6547850.778308-0.8412930.4386X6154847588492438.1.8233580.1279X6A2-76359.0942017.71-1.8173070.1289D2388245.3188538.32

37、.0592380.0945D330401.98198477.60.1531760.8842D4287495.8188789.01.5228420.1883R-squared0.748042Meandependentvar274456.0AdjustedR-squared0.395300S.D.dependentvar264061.2S.E.ofregression205340.5Akaikeinfoeriterion27.57798Sumsquaredresid2.11E+11Sehwarzeriterion27.92565Loglikelihood-171.2569F-statistie2.

38、120648Durbin-Watsonstat1.434518Prob(F-statistie)0.212532由上表可見，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檢驗值=10530591,因此無自相關(guān)性。綜上：長期模型：Y=39533.06+2.468303X5-392.6110X6-3632.834D2-3907.832D3-2983.334D4同理，對短期模型引入季節(jié)變量D2,D3,D4,回歸得到：DependentVariable:Y1Method:LeastSquaresDate:06/15/05Time:13:17Sample(adjusted)

39、:2002:12004:4Ineludedobservations:12afteradjustingendpointsVariableCoeffieientStd.Errort-StatistieProb.C-7.55E-131.17E-11-0.0642820.9518X514.7405941.96E-142.42E+140.0000X61-640.02575.96E-12-1.07E+140.0000E1.0000005.35E-151.87E+140.0000E(-1)-1.0000007.22E-15-1.38E+140.0000D21.69E-112.40E-110.7026950.

40、5210D33.21E-131.53E-110.0210080.9842D4-1.06E-111.31E-11-0.8058000.4655R-squared1.000000Meandependentvar132.2383AdjustedR-squared1.000000S.D.dependentvar3457.328S.E.ofregressionSumsquaredresid-48.10816-47.784897.70E-12Akaikeinfocriterion2.37E-22SchwarzcriterionLoglikelihood296.6490F-statistic3.17E+29

41、Durbin-Watsonstat2.176497Prob(F-statistic)0.000000(R2,t值都很好，參數(shù)估計符合經(jīng)濟意義，但F過大？)此模型無多重共線性，DW值通過檢驗，無自相關(guān)。對模型進行異方差檢驗，亦無異方差性。得出結(jié)果如下：ARCHTest:F-statistic0.038024ProbabilityObs*R-squared0.046279Probability0.8497250.829670TestEquation:DependentVariable:RESIDEMethod:LeastSquaresDate:06/15/05Time:13:18Sample(ad

42、justed):2002:22004:4Ineludedobservations:11afteradjustingendpointsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C2.25E-231.12E-232.0108620.0752RESIDA2(-1)-0.1103800.566054-0.1949990.8497R-squared0.004207Meandependentvar2.10E-23AdjustedR-squared-0.106436S.D.dependentvar2.48E-23S.E.ofregression2.61E-23S

43、umsquaredresid6.12E-45F-statistic0.038024Durbin-Watsonstat1.359721Prob(F-statistic)0.849725綜上，誤差校正后的短期模型為：Y1=-7.55E-13+4.740594X51-640.0257X61+e+e(-1)+1.69E-11D2+3.21E-13D3-1.06E-11D4五、結(jié)論存款利息不是居民儲蓄額的決定因素調(diào)查結(jié)果顯示，加息對居民儲蓄心理和行為的影響逐漸減弱，居民對存款利率的認(rèn)可程度有所降低，儲蓄意愿回落，盡管居民儲蓄意愿降低，但這并不會導(dǎo)致儲蓄存款的實際大幅降低。這是因為我國居民的投資渠道仍非常

44、有限，而這些有限的投資領(lǐng)域如房地產(chǎn)、股市、保險等目前仍存在各自的問題，如房地產(chǎn)正面臨調(diào)整、股市長期低迷、保險品種有限等等，因此，盡管實際利率為負(fù)利率或?qū)π畲婵罾什粷M意，但仍會有相當(dāng)多的居民選擇儲蓄。所以，存款利率的變動對居民儲蓄額的影響不大。股票市場價值與居民儲蓄無關(guān)這似乎有悖常理，這與大部分的文獻研究的結(jié)果也不同：大部分文獻認(rèn)為股票市場價值與居民儲蓄相關(guān)。但其實股票市場價值與居民儲蓄無關(guān)有其深層次的原因。第一，居民得到按揭貸款和消費信貸有較大阻礙；第二，由于種種原因居民對未來預(yù)期較為謹(jǐn)慎；第三，股票市場本身的缺陷制約著居民參與投資。因此，這三個關(guān)鍵問題的解決也是轉(zhuǎn)化存款為投資或消費，拉動經(jīng)濟增長的途徑。收入水平對我國居民儲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，也非常符合我國經(jīng)濟運行的實際情況。因此，在其他因素不變的情況下，要拉動消費，抑制儲蓄過快增長，關(guān)鍵在于提高居民邊際消費傾向。六總結(jié)我們通過這次的論文寫作對計量經(jīng)濟學(xué)有了更深入更透徹的了解和領(lǐng)會。在課堂上我們學(xué)到，計量經(jīng)濟學(xué)是以經(jīng)濟理論和經(jīng)濟數(shù)據(jù)的事實為依據(jù)，運用數(shù)學(xué)和統(tǒng)計學(xué)的方法，通過建立數(shù)學(xué)模型來研究經(jīng)濟數(shù)量關(guān)系和規(guī)律。在實際的操作和運用中，我們深切的理解到計量經(jīng)濟學(xué)的精髓在于經(jīng)濟現(xiàn)象的理解和經(jīng)濟關(guān)系的把握