我国城镇居民储蓄存款的计量经济分析

计量经济学实践报告（小论文）我国城镇居民储蓄存款的计量经济分析小组成员：班级：国际经济与贸易指导教师：内容摘要：本文利用我国 1978 年以来的统计数字建立了可以通过各种检验的城镇居民储蓄率的模型，对我国城镇居民储蓄存款情况进行实证分析。通过对该模型的经济含义分析得出各种主要因素对我国城镇居民储蓄存款数量的影响程度，并针对我国城镇居民存款储蓄现状提出自己的一些建议。 关键词：居民储蓄存款 实证分析 主要因素一、问题的提出 1978 年以来,随着我国国民经济的飞速发展,我国的居民储蓄也出现高速增长的态势。进入 90 年代以后我国居民储蓄存款余额始终保持在两位数的增长速度。我国居民储蓄存款持续增长这一经济现象引起国内理论界的广泛关注。这对我国经济的进一步增长有着有利的一面,但也会带来一定程度的负面影响。所以国家相继出台了一系列积极的财政和货币政策,以刺激国内消费和投资需求,分流储蓄,但是居民储蓄依然持续增加。由于居民的储蓄存款直接影响着居民的消费行为，影响着货币的供给量，进而间接影响着国家经济的发展，宏观调控的力度和效果，因此，对我国居民存款储蓄问题的深入研究就显得尤为重要，这有助于帮助大家认清现状，做出合理的决策。虽然我们作为本科阶段的学生对这个问题的理解和研究还不够深入和透彻，但对此问题的探索有利于我们更好的掌握专业知识，了解国情，提高实际操作水平和理论联系实际、发现问题、分析问题、解决问题的能力。二、文献综述 我国有很多学者建立了许多的储蓄模型来分析各因素对居民储蓄的影响程度,但分析结论的差异很大。整理以前的研究成果,一个社会的储蓄总量受很多因数的影响，根据经典西方宏观经济学理论，储蓄水平主要受收入因数、利息率、物价水平、收入分配等因数的影响： 1.收入因数 收入是决定储蓄的重要因数，收入的变化会直接决定着储蓄的变化。在其他条件不变的情况下，储蓄与可支配收入之间存在着正方向的变化关系，即居民的可支配收入增加，储蓄量增加；个人可支配收入减少，储蓄量减少。可支配收入是指居民户在支付个人所得税之后，余下的全部实际现金收入。 2.利息率 传统经济学认为，在收入即定的条件下，较高的利息率会使储蓄增加。在本文中，我们选用的利息率是根据当年变动月份加权平均后的一年期储蓄存款加权利率。3.物价水平 物价水平会导致居民户的消费倾向的改变，从而也就会改变居民户的储蓄倾向。本文用通货膨胀率来考察物价水平对储蓄率的影响。 4.收入分配 凯恩斯认为，收入分配的均等化程度越高，社会的平均消费倾向就会越高，社会的储蓄倾向就会越低。在国际上，衡量收入分配平均状况最常用的指数是基尼系数。 三、变量的选取及分析目前我国正处于改革时期，各种不确定性因素很多。因而，要分析各种因素对中国居民储蓄行为的影响，必须立足于中国的国情。1998 年后，中国经济运行进入了一种新的体制约束状态，出现了明显的供给过剩，需求对经济增长的约束与拉动作用明显增强，投资、消费膨胀的内在动力明显不足；同时，由于我国市场机制尚不健全，市场经济发育不成熟，市场体制的控制力还有限，从而不能形成一种有效地传导机制。市场化的改革对人们的经济行为、心理行为带来了很大影响，银行开始考虑贷款风险，投资者开始考虑投资回报，而消费者也开始考虑最佳的消费时机和预期收入。这说明，我们的微观经济层面已生长出一种内在的约束机制，然而社会各个方面对这些积极的因素还很不适应，微观主体内在约束机制较强与宏观经济市场传导机制不畅之间的矛盾，导致了投资行为受阻、消费行为审慎和储蓄持续稳定增长。当前影响我国居民储蓄的因素有很多，概括起来有以下几点：居民对社会经济形势的预期、可选择的投资渠道、信贷消费的发展、利率因素的影响、“假性 “存款的影响、消费领域的信用等级、高收入阶层消费状况、就业形势压力、体制改革、居民收入水平等。由于我现在的时间和能力有限，只能综合考虑，选取一部分变量进行研究，而且为了方便查找数据，只建立我国城镇居民储蓄存款模型进行研究。本文选用当年的收入增长率来考察收入因数对储蓄率的影响。用城镇居民的储蓄率作为被解释变量。另外还选取了中国 1979 年到 2002 年的各年的城镇居民收入的基尼系数、一年期储蓄利率和通货膨胀率作为解释变量。四、数据及处理 本文模型数据样本为从 1979-2002 年。年份 城镇居民储蓄率 Y城镇居民收入增长率一年期储蓄利率通货膨胀率城镇居民基尼系数 1979 0.06368087 0.264869934 3.78 0.02 0.161980 0.08740586 0.220385089 5.04 0.059804 0.151981 0.07093626 0.104176446 5.4 0.024052 0.151982 0.08105586 0.139165412 5.67 0.01897 0.151983 0.09963501 0.093723563 5.76 0.015071 0.161984 0.13025584 0.245357008 5.76 0.027948 0.191985 0.15161502 0.184241122 6.72 0.08836 0.191986 0.17454542 0.280700971 7.2 0.060109 0.21987 0.2175453 0.167515864 7.2 0.072901 0.231988 0.17862152 0.219728929 7.68 0.185312 0.231989 0.2721202 0.199827095 11.12 0.177765 0.231990 0.32760614 0.123579703 9.92 0.021141 0.241991 0.31032443 0.163667824 7.92 0.028888 0.251992 0.3016907 0.228819425 7.56 0.053814 0.271993 0.3199061 0.311233327 9.26 0.131883 0.31994 0.42486435 0.397210898 10.98 0.216948 0.281995 0.44898036 0.261076104 10.98 0.147969 0.281996 0.40903477 0.198208003 9.21 0.060938 0.291997 0.30935015 0.127739779 7.17 0.007941 0.31998 0.25777978 0.108852141 5.02 -0.026 0.2951999 0.21234608 0.134557035 2.89 -0.02993 0.32000 0.1239205 0.125688358 2.25 -0.01501 0.322001 0.24155306 0.14364071 2.25 -0.0079 0.332002 0.29897822 0.173106495 2.03 -0.01308 0.319数据来源：各年份的中国统计年鉴注：Y 代表城镇居民储蓄率；X1 代表城镇居民收入增长率；X2 代表一年期储蓄利率；X3 代表通货膨胀率； X4 代表城镇居民基尼系数。五、模型及处理 基于以上数据，建立的模型是： Y=1+2X1+3X2+4X3+5X4+u 1-截距项，它表示在没有收入的时候人们也要花钱消费，储蓄率为负。 2-当城镇个人可支配收入率变动 1%时，储蓄增长率的变动。 3-当利率变动一个单位，其实也就是 1%时，储蓄的增量的变动。 4-当通货膨胀率变动一个单位，储蓄增量的变动。 5-基尼系数对储蓄率的影响。这也是本文的重点变量。 u-随机误差项。 对 Y 做回归 利用 eviews 最小二乘估计结果如下Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 05/12/11 Time: 17:02Sample: 1979 2002Included observations: 23Variable Coefficient Std. Errort-Statistic Prob. C -0.264646 0.045525 -5.813154 0.0000X1 0.317426 0.175678 1.806864 0.0875X2 0.024054 0.003688 6.523093 0.0000X3 0.024476 0.205508 0.119099 0.9065X4 1.127523 0.149318 7.551127 0.0000R-squared 0.897971 Mean dependent var0.234065Adjusted R-squared0.875298 S.D. dependent var0.116109S.E. of regression0.041002 Akaike info criterion-3.360748Sum squared resid 0.030260 Schwarz criterion -3.113901Log likelihood 43.64860 F-statistic 39.60525Durbin-Watson stat1.541473 Prob(F-statistic) 0.000000根据以上结果，初步得出的模型为 Y=-0.264646+0.317426X1+0.024054X2 +0.024476X3+1.127523X4. 1.经济意义的检验 该模型可以通过初步的经济意义的检验，系数的符号符合经济理论。 2.统计检验 从表中可以看出，显然通货膨胀率的系数通不过 T 检验，R2=0.897971，AR2值为 0.875298，模型的拟合情况较好。F 检验的值为 39.60525，整个模型对储蓄率的增长影响是显著的。 3.多重共线性的检验 从 F 值可知此模型整体显著，但是分析各个变量后发现 X1 和 X3 不显著，可能存在多重共线性，运用消除多重共线性的逐步回归方法我们可以得到要放弃 X3 这个变量，重新做回归分析得到： Y=1+2X1+3X2+5X4+uDependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 05/12/11 Time: 17:02Sample: 1979 2002Included observations: 23Variable Coefficient Std. Errort-Statistic Prob. C -0.271487 0.041322 -6.570056 0.0000X1 0.314787 0.113799 2.766177 0.0119X2 0.024487 0.003178 7.704986 0.0000X4 1.145280 0.137886 8.305987 0.0000R-squared 0.897094 Mean dependent var0.229740Adjusted R-squared0.881658 S.D. dependent var0.115517S.E. of regression0.039739 Akaike info criterion-3.461967Sum squared resid 0.031583 Schwarz criterion -3.265624Log likelihood 45.54360 F-statistic 58.11739Durbin-Watson stat1.556309 Prob(F-statistic) 0.000000从新模型的整体效果来看，R 值和 F 值都很好，而且各个变量的 t 统计量也表明各个变量对储蓄率的增长都有显著影响。 因此模型可设为 Y= -0.271487+0.314787X1+0.024487X2+1.145280X44.异方差性检验 对新模型进行异方差性的检验，运用 white 检验，得到如下结果：White Heteroskedasticity Test:F-statistic 1.925477 Probability 0.130467Obs*R-squared 12.15938 Probability 0.144233Test Equation:Dependent Variable: RESID2Method: Least SquaresDate: 05/18/11 Time: 18:22Sample: 1979 2002Included observations: 24Variable CoefficientStd. Error t-Statistic Prob. C 0.007875 0.009615 0.819101 0.4256X1 -0.015213 0.044038 -0.345459 0.7345X12 0.038326 0.093459 0.410080 0.6875X2 -0.002167 0.001202 -1.802531 0.0916X22 0.000133 7.83E-05 1.700742 0.1096X3 0.048306 0.038281 1.261869 0.2263X32 -0.228609 0.175956 -1.299243 0.2135X4 -0.006122 0.120138 -0.050961 0.9600X42 0.044594 0.256507 0.173850 0.8643R-squared 0.506641Mean dependent var 0.001248Adjusted R-squared 0.243516S.D. dependent var 0.002160S.E. of regression 0.001879Akaike info criterion -9.436085Sum squared resid 5.30E-05 Schwarz criterion -8.994315Log likelihood 122.2330 F-statistic 1.925477Durbin-Watson stat 3.274834 Prob(F-statistic) 0.130467Obs*R-squared 的计算结果是 12.15938，由于选用的没有交叉乘积项的方式，所以自由度为 7，在 0.05 的显著水平下，查表得 （7）=12.5912.15938，所以接受原假设，即该模型不存在异方差性。 5.自相关性的检验Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:F-statistic 1.144919 Probability 0.373376Obs*R-squared 5.613587 Probability 0.229924Test Equation:Dependent Variable: RESIDMethod: Least SquaresDate: 05/18/11 Time: 18:23Presample missing value lagged residuals set to zero.Variable CoefficientStd. Error t-Statistic Prob. C 0.003767 0.048285 0.078022 0.9388X1 -0.022251 0.159367 -0.139623 0.8908X2 0.002497 0.005177 0.482262 0.6366X3 -0.112110 0.253386 -0.442449 0.6645X4 -0.052558 0.140698 -0.373553 0.7140RESID(-1) -0.030297 0.292182 -0.103691 0.9188RESID(-2) -0.623733 0.293629 -2.124225 0.0507RESID(-3) 0.001362 0.346671 0.003929 0.9969RESID(-4) -0.165719 0.345941 -0.479039 0.6388R-squared 0.233899Mean dependent var 3.93E-17Adjusted R-squared -0.174687S.D. dependent var 0.036083S.E. of regression 0.039108Akaike info criterion -3.364977Sum squared resid 0.022942 Schwarz criterion -2.923207Log likelihood 49.37973 F-statistic 0.572459Durbin-Watson stat 1.928451 Prob(F-statistic) 0.784877从上表可知 DW 值为 1.928451，且样本容量 n=24，有三个解释变量的条件下，给定显著性水平 =0.01，查 D-W 表得，d =0.882,d =1.407,这时有 d dw=1.5560394- d ,表明不存在自相关。 6.最终结果 从上面的计量分析中最后得到我国城镇居民的储蓄存款模型： Y= -0.271487+0.314787X1+0.024487X2+1.145280X4 (0.041322) (0.113799) (0.003178) (0.137886) t= (-6.570056) (2.766177) (7.704986) (8.305987) R2= 0.897094 df=20 F=58.11739 DW=1.556309六、结论与建议 1.模型的实证分析 城镇居民的收入增长率变化对居民的储蓄率变化的影响还是比较明显的，储蓄率对收入增长率的弹性为 0.314787, 在其他条件不变的情况下，居民的收入变化 1%，储蓄率同方向变化 0.314787%。 利率变动对实际的储蓄率变动的影响并不是十分的重要，弹性仅为0.024487。这方面有很多的原因，其中对未来预期的不确定性是一个很重要的原因，尤其是 1998 年以后，随着住房、医疗、教育等方面的改革，人们的储蓄倾向受预期的影响更大。这方面从人民银行数次通过降息来调整储蓄量，但是效果并不明显也可以看出来。基尼系数对储蓄率的影响非常大，弹性达到了 1.145280。这里可以看出，收入分配的均等程度对储蓄的影响非常明显。这是由于收入高的群体的储蓄倾向要明显的高于收入低的群体。2.对宏观经济的政策建议 基于基尼系数对储蓄率的很大的影响，因此，国家应该重视对分配领域的调节，加大对低收入的者的转移支付，切合中国实际的对税收领域进行改革，缩小社会的贫富差距：1）不要“逼“老百姓花钱，而要针对不同收入阶层，采取不同对策，引导居民消费 首先，增加中低收入居民的个人相对收入，在分配政策上进一步缩小收入差距；进行微观层面的改革和合适的福利体系改革，大力提高人们的收入预期；控制教育和医疗费用，降低人们的支出预期，减少公众的焦虑；积极发展消费信贷，尤其是助学贷款，减少人们为教育而储蓄的需要，让其“有钱花“ 。 其次，引导高收入居民向更高层次的消费过渡，努力提高其消