1、計量經濟學課程論文 學院: 金融學院姓名: 郭海燕學號: 20120841班級: 12投資一班我國居民年底存款余額變化趨勢的計量經濟學分析摘要 本文旨在對影響我國居民年底存款余額的多個因素進行實證分析，從中選出影響較大的一個或者是幾個因素，建立儲蓄模型，以此結合我國實際情況對于儲蓄問題提出一些建議。首先，我們選擇了可能影響我國居民儲蓄的幾個因素，根據計量經濟學的知識以及經濟意義建立了相應的模型，隨后，我們收集了從1994到2011年的數據，利用EVIEWS軟件，對模型進行了一系列的參數估計和檢驗，不斷對模型進行修正，得出我們自己的結論。最后，對這個結論從宏觀的經濟意義上進行了自己的一些解釋，并

2、針對如今在儲蓄方面的一些問題提出我們自己的一點看法。關鍵詞：居民年底存款余額；農村居民家庭人均純收入；城鎮人均可支配收入；消費價格指數；利率 一、問題的提出：自經濟體制改革以后，我國人民生活發生巨大變化。居民收入和物價水平迅速提高。這使居民的儲蓄行為對于經濟發展有越來越重要的意義。探討中國居民儲蓄的規律，找出主要決定因素，并在此基礎上對儲蓄的變化趨勢做相應研究，成為確定本論文研究題目的宗旨之一。居民儲蓄是現代社會總儲蓄的一個重要組成部分,它有狹義與廣義之分。狹義的居民儲蓄是指居民在銀行中的儲蓄存款。廣義的居民儲蓄是指在居民可支配收入中未被消費的剩余部分,是城鄉居民持有的各種金融資產之和。論文將

3、居民儲蓄余額定義為居民可支配收入減去居民消費的差額，即居民可支配收入乘以儲蓄傾向。其實物形態有金融儲蓄與實物儲蓄兩部分。金融儲蓄包括現金、存款以及各種有價證券的增加量；實物儲蓄包括本期購買的各種耐用消費品以及住房等價值非一次性損耗的商品扣除折舊后余額的增加量。但在分析過程中由于數據原因無法沿用此定義，我們研究的只是銀行年末儲蓄余額。儲蓄對一個國家經濟的發展有重要的影響，那么影響儲蓄總額的主要因素是什么呢？二、理論綜述：與西方經濟理論比較，我國關于居民儲蓄行為的研究尚處于起步階段。因此，我們將在較大程度上借助西方主要的儲蓄理論，并且針對中國的具體國情做必要的修正。根據“魯濱遜.克魯索經濟”假定投

4、資等于儲蓄，消費和儲蓄決策是完全一樣的，給定可支配收入，消費者一旦選定了消費，那么儲蓄也就決定了，所以我們可利用各種消費收入理論來間接分析對儲蓄的影響：凱恩斯的絕對收入理論：強調消費支出是實際收入的穩定函數。其實際收入是指現期、絕對、實際的收入水平，即指本期收入、收入的絕對水平和按貨幣購買力計算的收入。因此，擴大消費須提高居民的實際收入。如城市居民每隔兩年一次的加工資。但如何提高農民的實際收入卻始終沒有切實的措施，這是我國總消費始終沒有得到很好的提高的一個重要原因。杜森貝相對收入理論：強調消費取決于相對收入水平，即相對于其他人的收入水平和相對于本人歷史上的最高水平。由于示范效應與習慣效應的存在

5、，收入減少對消費減少作用不大，而收入增加對消費增加作用較大。所以提高收入是穩定地提高消費的根本。莫迪利安尼的生命周期理論：強調消費不取決于現期收入，而取決于一生的收入和財產收入。接受這種理論，有助于擴大當前消費：尤其是年青人，目前收入不多，但可以鼓勵他們把未來的收入用于現在，即貸款消費。為此應切實推出便利的貸款消費政策。弗里德曼的持久收入理論：強調居民消費取決于居民的持久收入，即要相當長時間里可以得到的收入，是一種長期平均的預期收入，一般用過去幾年的平均收入表示。按這種理論，我國應持續穩定地增加居民的收入。解釋居民儲蓄行為的理論有很多。我國基本國情決定了1979年以前居民儲蓄行為的模式主要被絕

6、對收入理論解釋。1979年以后這一特征依然存在，但逐漸減弱。生命周期以及永久收入理論這些具有跨時預算約束特征的儲蓄理論，對79年以后的居民儲蓄行為的解釋力迅速增強。三、模型的設定（一）影響因素的分析： 論文以實證分析為主，根據各種被認為可能會對儲蓄產生重要影響的因素，建立經濟模型，分析各因素對儲蓄的影響，探討中國居民儲蓄的規律，找出主要決定因素，并在此基礎上對國家宏觀政策做相應研究。 被認為可能是決定居民儲蓄行為模式的主要因素有：城鎮居民年底存款余額、城鎮居民家庭人均可支配收入、農村居民家庭人均純收入、利率、人均GDP、居民消費價格指數。1、城鎮居民家庭人均可支配收入：城鎮居民收入對居民的儲蓄

7、額肯定有著重要而且是顯著的影響，兩者可以說呈現正相關關系，即城鎮居民家庭人均可支配收入增加，會使得居民的儲蓄額即年底存款余額增加。2、農村居民家庭人均純收入：城鎮居民收入對居民的儲蓄額肯定有著重要而且是顯著的影響，兩者可以說呈現正相關關系，即城鎮居民家庭人均可支配收入增加，會使得居民的儲蓄額即年底存款余額增加。3、利率：利率的升降直接影響到存款的收益，但是在考慮到利率時，利率對儲蓄的影響可以分為替代效應和收入效應。即:收入效應是指當利率增加時，人民會認為收入增加，進而擴大消費，導致儲蓄減少；替代效應是指當利率增加時，人們會認為當期消費成本的增加，就會相應的減少消費，增加儲蓄。這兩種效應相反并且

8、交織在一起，只有當替代效應大于收入效應時，降低利率才能減少儲蓄。但是由于居民具有“貨幣幻覺”，所以本文采用一年期存款名義利率作為解釋變量。 4、人均GDP：人均GDP與居民消費之間存在相互影響的關系。居民消費的提高，對于提升GDP具有積極作用，同時，人均GDP的提升，對于促進居民消費也具有積極作用。 5、居民消費價格指數：對于價格需求彈性低的商品來說，商品價格的變動基本上對商品的需求量沒有什么影響，而對于價格 需求彈性高的商品來說，物價的微小變動會引起對消費品需求的大幅度波動，因此消費品的價格水平對居 民的儲蓄存款也有一定的影響。文章利用城鎮居民消費價格指數（CPI）來代表消費品的價格水平,將

9、其作為解釋變量。 由于數據收集的難度，我們選用從1994年到2011年的一組時間序列數據。 （二）模型設定 1、Y 代表居民年底存款余額（萬億元） 2、X1 代表城鎮居民家庭人均可支配收入（元） 3、X2 代表農村居民家庭人均純收入（元） 4、X3 代表利率（%） 5、X4 代表人均GDP（元）6、 X5 代表居民消費價格指數（%）基于以上數據，初步建立模型Y= C+ C1*X1+ C2*X2+ C3*X3+ C4*X4+C5*X5+C6*X6+4、 數據的收集 本文收集了我國1994-2011年城鎮居民有關居民儲蓄的相關數據年份年底存款余額城鎮居民家庭人均可支配收入（元）農村居民家庭人均純收

10、入（元）利率（%）人均GDP居民消費價格總指數 %（萬億元)（元）YX2X3X4X5X619942.153496.212212.884044124.119952.9742831577.72.885045.73117.119963.854838.91926.12.885845.89108.319974.635160.32090.12.886420.18102.819985.345425.121622.646796.0399.219995.9658542210.31.987158.598.620006.4362802253.41.87857.68100.420017.386859.62366.42

11、.4758621.71100.720028.697702.82475.63.159398.0599.2200310.368472.22622.23.1510541.97101.2200411.969421.62936.42.712335.58103.9200514.11104933254.91.93514185.36101.8200616.1611759.535871.57516499.7101.5200717.2513785.84140.41.21520169.46104.8200821.7915780.84760.60.9923707.71105.9200926.0817174.75153

12、.20.9925607.5399.3201030.3319109.459190.76530015.05103.3201134.3621809.86977.30.7235181.24105.4注：以上數據來源為書本第三章數據及各年份中國統計年鑒，其中，消費價格指數以1985為基年，即（1994=100）。四、模型的估計、檢驗和調整（一）模型的估計1、利用Eviews軟件作線性圖可得結果如下：由圖可知，各變量的變動方向相同，相互間可能具有一定的相關性。2、用普通最小二乘法，利用Eviews軟件可得估計結果如下：報告形式：Y = 1.886139387 + 0.0004553392672*X1 -

13、0.0007594885379*X2 + 0.6212950746*X3 + 0.0009423843362*X4 - 0.05311281292*X5 （17.64011） （0.001411） （0.004894） (0.632818) (0.001646) ( 0.118129) T=（0.106923） （0.322632） （-0.152386） (0.981798) (0.572468) (-0.449617) R2=0.9949851 0.992705 F=463.6766 D.W=1.5801統計檢驗：判定系數：R2=0.9949接近于1，表明模型對樣本數據擬合優度高。F檢驗：

14、F=463.6766,其對應的P值0.000000也明顯小于,說明解釋變量與被解釋變量之間有顯著影響，模型線性關系顯著T檢驗：由上表的T檢驗可基本上所有解釋變量的T檢驗都不通過，說明模型可能存在嚴重的多重共線性、異方差、自相關等問題。（二）模型的檢驗1、 多重共線性的檢驗由簡單相關系數法可以發現，模型的確存在多重共線性。2、 異方差的檢驗由White檢驗可知，nR2為10.39631，對應的P值為0.4064380.05，故接受原假設，驗證了模型不存在異方差。3、自相關檢驗由BG檢驗可知，TR2為10.71856，對應的P值為0.004704，小于顯著性水平0.05或0.1，故模型存在正自相關

15、。（四）模型的修正調整1、 多重共線性的修正調整經過單純的逐步回歸法和對數化處理后發現，多重共線性依然較為嚴重，故在對數化處理的基礎上剔除一個變量得到如下結果：2、 自相關的修正調整：由廣義差分法與模型變換的比較可得，在模型對數化處理的基礎上剔除第一個變量可以有效地修正異方差性。故而，模型的最終模型為：LNY = -0.8309968272 - 0.5239652395*LNX2 + 0.1401761067*LNX3 + 1.650712571*LNX4 - 1.773011255*LNX5此時模型的經濟意義已經改變，從邊際意義變成了彈性意義。六、總結改革開放二十年我國經濟發生了翻天覆地的變

16、化，人民生活水平有了顯著的提高，特別是在國家大力發展城市經濟下，城市居民生活水平大幅提高，從而帶動了城鄉儲蓄額的大幅增長，相對而言，農村人民的純收入雖然有所增長，但是總量和增長幅度都明顯低于城市居民，因而對城鄉儲蓄額增長影響不大。在中國，大部分老百姓是有有錢不敢花的觀念，有錢都往銀行存，這也是導致中國儲蓄率居高不下的首要原因。高儲蓄率雖然為銀行提供了充足的貸款資金，但同時也隱藏著巨大的隱患，高儲蓄率表明居民消費不多，需求也隨著下降，導致國內內需不足。從宏觀角度看，居民可支配收入中扣除投資部分后的支出結構由消費和儲蓄兩部分組成，消費指當期消費，儲蓄指未來消費，兩者之間此消彼長。居民儲蓄額過高必然導致消費的不足，對經濟發展很不利。從模型看出利率對儲蓄率的影響很大，表示若想要降低儲蓄率一項很有效的措施就是降低銀行的存款利率，這樣居民手頭有余錢就會更趨向于投資或消費，增加投資或消費需求。上述降低利率和縮小收入分配差距的方法是能幫助降低儲蓄率，但這些都只是最終解決過高儲蓄率的暫時手段，能根本解決問題的是完善中國對居