居民储蓄影响因素分析-以天津市为例论文

1、-. z居民储蓄影响因素分析以*市为例摘要：近年来，我取了屡次利率政策，然而都没有到达应有的效果，为何在西方的灵丹妙药在中国却失效了呢.本文透过中西方经济学者的观点，以*市的有关数据为例进展建立多元回归模型，并通过异方差、序列相关、多重共线性的检验与修正，深入分析了居民储蓄的影响因素，从而得出利率对居民储蓄的作用必须建立在一定的条件上的结论。之后进展了虚拟变量引入、联立方程等一系列的检验与分析，在进一步了解相关影响因素特点的同时，也熟练掌握了计量经济学的分析工具与方法，并进一步加深了对计量经济学相关思想的理解。关键字：居民储蓄，影响因素，回归分析研究主题：以*市数据为例，研究影响城镇居民储蓄的

2、因素，初步考虑影响因素可能有城镇居民可支配收入、消费者物价指数CPI、银行定期一年存款利率。数据类型：时间序列数据数据频度：年起止时间：主要研究方法：多元线性回归、异方差、序列相关、多重共线性的检验1 模型的提出根据我国经济状况及开展趋势来看，居民储蓄每年都大幅度递增，究其原因，我们认为，居民储蓄主要受以下因素的影响。一、个人可支配收入(R)我们知道，居民储蓄是居民把可支配收入中暂时不用于消费的局部存入银行或购置有价证券，故个人可支配收入是储蓄之源泉。我国从改革开放以来，个人可支配收入以17.8%的平均速度增长，这就为储蓄的增加提供了根底。根据研究说明，人均收入较低的国家，储蓄率一般较低，局部

3、原因就是生存需要限制了储蓄能力。中等收入的国家，特别是亚洲新兴的工业化国家，随着收入的增长，储蓄率有大幅度上升的趋势。而一些人均收入水平较高的国家，如加拿大、英国和美国，储蓄率平稳，甚至有所下降(国际货币基金组织编，1995)故而可知，个人可支配收入在储蓄中的影响非常重要。二、通货膨胀率(P)通货膨胀是指整体物价水平的上升，通货膨胀率则是这种水平的具体表达。通货膨胀率主要受收入水平的影响，并进而影响储蓄水平。通货膨胀率越高，实际收入水平越低，并且实际利率也会越低，故储蓄也会下降。我国数次采用利率政策，一定程度上是由于其效果被通货膨胀抵销了。三、利率(I)利率的升降直接影响到存款的收益，因此利率

4、理论上应该对居民储蓄有着重要的影响。提高利率会促使人们将收入存入银行储蓄起来，相反降低利率则有利于促进投资与消费。四、其他当然，影响储蓄的因素很多，也很复杂，本文也不可能把它们一一列举出来，它们都会对储蓄都会产生一定的影响。如，文化、城乡居民储蓄的心态、人口老龄化等等。但相对来说，其影响比拟稳定，不容易变化，为了研究方便，所以在模型中，它们被视为参数和误差局部。2 数据及来源我们小组选取了*市的数据为例，来对该问题进展回归分析与建模。一、居民储蓄S我们以在国家统计局的国家统计数据库找到的按城市分城乡居民储蓄年末余额年度统计*市的数据为居民储蓄数据来源，具体如表1所示。二、个人可支配收入(R)个

5、人可支配收入的数据来源同样是国家统计局的国家统计数据库，具体如表2所示。三、通货膨胀率(P)我们以消费者物价指数CPI来代表通货膨胀率，国家统计局的国家统计数据库中有*市1986年至2007年的CPI数据，各年数据是以上一年的数据为100%，因此需要调整为绝对数据。由于个人可支配收入数据只有1992年至2006年的，故只计算1992年到2006年CPI的绝对数据，即以1992年的CPI为100%，计算出各年的CPI绝对数据如表3第三列所示。表1 *市城乡居民储蓄年末余额年度统计 表2 *市城镇居民可支配收入年份金额单位：万元199220841441994年313068

6、21995年39981521996年59807241997年39981521998年84848321999年102479242000年117239972001年128495372002年148638002003年182532002004年211697002005年246241002006年28110200年份金额单位: 元1992年2238.381993年2769.261994年3982.131995年4929.531996年5967.711997年6608.391998年7110.541999年7649.832000年8140.52001年8958.72002年9337.562003年103

7、12.912004年11467.162005年12638.552006年14283.09表3 居民消费价格指数(CPI)年度统计年份环比数据单位：%绝对数据单位：%上期=1001992年为100%1992年111.41001993年117.6117.61994年124145.8241995年115.3168.13511996年109183.26721997年103.1188.94851998年99.5188.00381999年98.9185.93572000年99.6185.1922001年101.2187.41432002年99.6186.66462003年101188.53132004年1

8、02.3192.86752005年101.5195.76052006年101.5198.6969四、利率(I)表4是从中国人民银行得到的历史存款利率统计表。表4 中国人民银行金融机构人民币存款基准利率调整时间活期存款定 期 存 款三个月半年一年二年三年五年2.886.37.7410.0810.9811.8813.682.164.326.488.649.3610.0811.521.83.245.47.567.928.2892.164.867.29.189.910.812.063.156.66910.9811.712.2413.862.974.867.29.189.910.812.061.983.

9、335.47.477.928.2891.712.884.145.675.946.216.661.712.884.145.225.586.216.661.442.793.964.774.864.955.221.442.793.333.783.964.144.50.991.982.162.252.432.72.880.721.711.891.982.252.522.790.721.712.072.252.73.243.60.721.82.252.523.063.694.140.721.982.432.793.333.964.410.722.072.613.063.694.414.950.812.3

10、42.883.333.964.685.220.812.613.153.64.234.955.490.812.883.423.874.55.225.760.723.333.784.144.685.45.850.723.153.513.874.415.135.580.722.883.243.64.144.775.130.361.982.252.523.063.63.870.361.711.982.252.793.333.6我们选取了其中一年定期存款的利率代表存款利率水平。故将一年定期存款的利率调整历史摘出，如表5所示。并进一步根据表5的调整时间，计算得出按时间计算的年平均利率，如表6所示。表5 一

11、年期定期存款利率调整历史 表6 按时间计算的年平均利率调整时间利率单位：%10.088.647.569.1810.989.187.475.675.224.773.782.251.982.252.522.793.063.333.63.874.143.873.62.522.25年份年平均利率单位：%19927.5619939.39199410.98199510.9819969.2119977.1719985.02519993.01520002.2520012.2520022.02520031.9820042.02520052.2520062.34五、数据汇总将以上数据汇总，得到如表7所示的全部数据

12、结果。表7 数据汇总表年份城镇居民储蓄可支配收入CPI年平均利率SRPI199215880932238.381007.56199320841442769.26117.69.39199431306823982.13145.82410.98199539981524929.53168.135110.98199659807245967.71183.26729.21199739981526608.39188.94857.17199884848327110.54188.00385.0251999102479247649.83185.93573.0152000117239978140.5185.1922.2

13、52001128495378958.7187.41432.252002148638009337.56186.66462.02520031825320010312.91188.53131.9820042116970011467.16192.86752.02520052462410012638.55195.76052.2520062811020014283.09198.69692.343 建模与分析最小二乘回归结果如下可以看出，利率的回归结果并不好。下面我们将对该模型进展异方差、序列相关、多重共线性等检验。3.1 异方差检验与修正一、先用图示法进展检验a用被解释变量S与解释变量R,P,I分别作散点

14、图如下：S与RS与PS与I由以上散点图知，异方差表现的并不明显。b用各个解释变量与残差平方E表示残差平方，即E=resid2的散点图观察异方差性 R与EP与EI与E由以上几个图也可以看出大局部点落在一条斜率为零的直线附近，异方差性并不明显。2 怀特检验检验结果如下由图知，n R2=12.43922,由怀特检验值，在=0.05的情况下，查2分布表，可知临界值20.059= 16.9190 ，进展比拟发现n R2=12.4392220.059=16.9190,所以承受原假设，说明原模型在所取水平下，不存在异方差。3.2 序列相关性检验1图示法检验，用残差e与其滞后一阶序列e01的自相关图进展观察，

15、自相关图如下。由图知，残差及其滞后一期值大多在原点附近，序列相关性并不显著。2 解析法检验(a) 回归检验法以回归残差et作为被解释变量，选取其滞后一期值et-1作为解释变量，建立模型et=et-1+t ,如果不显著为0，则认为随机误差项之间存在序列相关性。对该式子进展最小二乘估计，结果如下：由表中结果可以判断，随机误差项之间并不存在显著的相关关系，原模型的序列相关性并不显著。(b) DW检验由之前的结果知DW值为2.4694，可能存在较弱的负相关关系。(c) 拉格朗日乘数检验检验结果如下：由图中值可知，右上角的P值远大于0.05的水平，可以承受不存在序列相关性这个原假设，即可以认为序列不相关

16、。由以上方法检验结果可知，序列相关性并不显著，即便有，也是较弱的相关性。3.3 多重共线性检验与修正1 多重共线性的检验a解释变量间的相关系数如下：由表中结果可知，三者之间存在着一定的相关性，所以原模型可能存在多重共线性。b由最小二乘回归的结果中可知，R2与F值均很高，但是参数I的t检验值并不显著，因此认为存在多重共线性。5 结论从单方程回归分析的结果来看，结论似乎说明居民储蓄的重要影响因素是居民收入与消费者物价指数，而存款利率不能够被承受为解释变量。实际上，我们参考了一些文献，发现在西方经济理论里，利率通常和储蓄成正比。因为利率的升降直接影响到存款的收益，所以西方国家能够轻松利用货币政策来调

17、节居民储蓄。然而，从我国的利率政策可以看出，我国居民储蓄与利率存在弱化现象，即利率的下降并不一定能降低居民的储蓄存款。为什么在西方百试百灵的政策工具在我国却失灵了呢.可能的原因包括如下几点：首先，西方国家都是成熟的市场经济国家，居民的消费都具有经济学家所说的理性。当人们预期到利率的下降会降低他们的收入时，他们会迅速地转移资金，投向更为有利的投资对象。其次，西方国家存在比拟完善的社会保障制度。这就使得人们可以放心消费，放心投资，因为他们都有最后一道防线比拟完善和健全的社会保障。其三，西方国家的消费理念和我们不一样，他们都已经习惯了贷款消费，并且有良好的信用体系给予保障。可见，利率对储蓄的影响很大，但是是有条件的，只有满足了相关条件，它才能发挥出作用来。从联立方程模型分析结果来看，综合两种估计方法并进展比照，可以得出结论，从模型估计的性质来看，系统估计方法的参数具有良好的统计特性，优