我国城镇居民储蓄率变化实证分析

1、09级金融二班 胡冬莹 21090719我国城镇居民储蓄率变化实证分析1. 引言：目前中国经济告诉发展，带动经济的三驾马车各自发挥着作用，然 而，比较之下，消费对经济的带动作用是不显著的，原因在于我国低消费高 储蓄的现状，那么是什么因素影响了储蓄，影响的方向和强度如何，下面我 们就我国城镇居民储蓄率变化的实证分析这一论题进行探讨。2. 理论分析 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。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

2、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。在本文中 , 我们选当 年的收入增长率来考察收入因数对储蓄率的影响。 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。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。 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

3、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 , 本文选用的是中国 1979 年到2002 年的各年的城镇居民收入的基尼系数。 在本文中 , 我们用城镇居民的储蓄率作为被解释变量。计算方法是：储蓄率二当年城镇居民储蓄增量/当年城镇居民 总可支配收入。4.模型设计我们的模型是：y 二 c + bl * rgpi + b2 * i + b3 * rcpi+ b4 * gini + u其中,c度量了截距项，它表示在没有收入的时候人们也要花钱消费，储蓄率 为负。bl度量了当城镇个人可支配收入率变动1 %时,储蓄增长率的变动。b2度量了当利率变动一个单位，

4、其实也就是1 %时,储蓄的增量的变动。b3度量了当通货膨胀率变动一个单位，储蓄增量的变动。b4度量了基尼系数对储蓄率的影响。这也是本文的重点变量。u是随机误差项。我们的模型数据样本为从1979 2002年份城镇居民储蓄率、城镇收入增长 率、一年期储蓄利率、通货膨胀率、城镇居民基尼系数。（数据见附表）3. 实证分析利用eviews回归结果如下：Depe ndent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 09/19/11 Time: 21:45Sample: 1979 2002In eluded observati ons: 24CoefficieVariab

5、lentStd. Errort-StatisticProb.C-0.3265230.048195-6.7750900.0000RGPI0.2526950.1600601.5787500.1309I0.0320110.0047336.7629790.0000RCPI-0.4719210.237123-1.9901910.0612Mea n depe ndentR-squared0.902429varS.D.dependent0.229740Adjusted R-squared0.881888var0.115517Akaike infoS.E. of regressi on0.039700erit

6、eri on-3.431869Sum squared resid0.029946Schwarz eriterion-3.186441Log likelihood46.18242F-statistie43.93249Prob(F-statisticDurbi n- Watson stat1.661640)0.000000(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R值为0.902429 ,校正后的R值为0.881888 ,模型的拟合情况较好。F检验 的值为43.93249 ,整个模型对储蓄率的增长影响是显著的。(3) 计量经济检验a. 多重共

7、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RGPI和RCPI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RCP这个变量,重新做回归分析得到： y = c + b1 * rgpi+ b2 * i + b4 * gini + uDepe ndent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 09/19/11 Time: 21:48Sample: 1979 2002In eluded observati ons: 24CoefficieVariablentStd. Errort-StatisticProb.C-

8、0.2781570.044593-6.2376390.0000RGPI0.0560840.1349360.4156330.6821I0.0254150.0036217.0190200.0000GINI1.3580070.1459799.3027350.0000Mean depe ndentR-squared0.882089var0.229740S.D.dependentAdjusted R-squared0.864402var0.115517Akaike infoS.E. of regressi on0.042537criteri on-3.325850Sum squared resid0.0

9、36189Schwarz criteri on-3.129508Log likelihood43.91020F-statistic49.87302Prob(F-statisticDurbi n- Watson stat1.481840)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 y = -0.278157 + 0.056084*rgpi + 0.025415* + 1.358007*g inib. 异方差性检验。我们来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 Heteroske

10、dasticity Test:F-statistic1.770946Probability0.165219Obs*R-squared9.231131Probability0.160991Obs *R-squared的计算结果是9.231131,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，查表得二12. 5911.50596 , 所以拒 绝原假设,即该模型不存在异方差性。c. 自相关性的检验。从上表可知DV值为1.481840 ,且样本容量n二24 ,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 = 0.96 ,d = 1.30 , 这时有d

11、 dw=1.481840 4-d , 表明不存在一阶自相关。 （ 在这里我们仅仅检验下一阶自相 关性）4. 结论从上述模型中我们可以看出 : 城镇居民的收入增长率变化对居民的储蓄率变 化的影响不是很明显 , 储蓄率对收入增长率的弹性为 0.056084 , 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 0.056084 %。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 0.025415 。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

12、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 1.358007 。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。附表:数据来源 : 各年份的中国统计年鉴年份城镇居民储蓄城镇居民收入增长一年期储蓄利通货膨胀城镇居民基尼系率率率率数19790.063680870.2648699343.780.020.1619800.087405860.2203850895.040.0598040.1519810.070936260.1041764465.

13、40.0240520.1519820.081055860.1391654125.670.018970.1519830.099635010.0937235635.760.0150710.1619840.130255840.2453570085.760.0279480.1919850.151615020.1842411226.720.088360.1919860.174545420.2807009717.20.0601090.219870.21754530.1675158647.20.0729010.2319880.178621520.2197289297.680.1853120.2319890.

14、27212020.19982709511.120.1777650.2319900.327606140.1235797039.920.0211410.2419910.310324430.1636678247.920.0288880.2519920.30169070.2288194257.560.0538140.2719930.31990610.3112333279.260.1318830.319940.424864350.39721089810.980.2169480.2819950.448980360.26107610410.980.1479690.2819960.409034770.1982080039.210.0609380.2919970.309350150.12