1、計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)課程論文例文居民儲(chǔ)蓄影響因素分析（以天津市為例）摘要：近年來(lái)，我國(guó)采取了多次利率政策，然而都沒(méi)有達(dá)到應(yīng)有的效果，為何在西方的“靈丹妙藥”在中國(guó)卻失效了呢？本文透過(guò)中西方經(jīng)濟(jì)學(xué)者的觀點(diǎn)，以天津市的有關(guān)數(shù)據(jù)為例進(jìn)行建立多元回歸模型，并通過(guò)異方差、序列相關(guān)、多重共線性的檢驗(yàn)與修正，深入分析了居民儲(chǔ)蓄的影響因素，從而得出利率對(duì)居民儲(chǔ)蓄的作用必須建立在一定的條件上的結(jié)論。之后進(jìn)行了虛擬變量引入、聯(lián)立方程等一系列的檢驗(yàn)與分析，在進(jìn)一步了解相關(guān)影響因素特點(diǎn)的同時(shí),也熟練掌握了計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的分析工具與方法，并進(jìn)一步加深了對(duì)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)相關(guān)思想的理解。關(guān)鍵字：居民儲(chǔ)蓄，影響因素，回歸分析研究主題：以天津市

2、數(shù)據(jù)為例，研究影響城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄的因素，初步考慮影響因素可能有城鎮(zhèn)居民可支配收入、消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)（CPD、銀行定期一年存款利率。數(shù)據(jù)類型：時(shí)間序列數(shù)據(jù)數(shù)據(jù)頻度：年起止時(shí)間：19922006年主要研究方法：多元線性回歸、異方差、序列相關(guān)、多重共線性的檢驗(yàn)1模型的提出根據(jù)我國(guó)經(jīng)濟(jì)狀況及發(fā)展趨勢(shì)來(lái)看，居民儲(chǔ)蓄每年都大幅度遞增，究其原因，我們認(rèn)為，居民儲(chǔ)蓄主要受以下因素的影響。一、個(gè)人可支配收入（R）我們知道，居民儲(chǔ)蓄是居民把可支配收入中暫時(shí)不用于消費(fèi)的部分存入銀行或購(gòu)買有價(jià)證券，故個(gè)人可支配收入是儲(chǔ)蓄之源泉。我國(guó)從改革開(kāi)放以來(lái)，個(gè)人可支配收入以17.8%的平均速度增長(zhǎng)，這就為儲(chǔ)蓄的增加提供了基礎(chǔ)。根據(jù)

3、研究表明，人均收入較低的國(guó)家，儲(chǔ)蓄率一般較低，部分原因就是生存需要限制了儲(chǔ)蓄能力。中等收入的國(guó)家，特別是亞洲新興的工業(yè)化國(guó)家，隨著收入的增長(zhǎng)，儲(chǔ)蓄率有大幅度上升的趨勢(shì)。而一些人均收入水平較高的國(guó)家，如加拿大、英國(guó)和美國(guó)，儲(chǔ)蓄率平穩(wěn)，甚至有所下降（國(guó)際貨幣基金組織編，1995）故而可知，個(gè)人可支配收入在儲(chǔ)蓄中的影響非常重要。二、通貨膨脹率(P)通貨膨脹是指整體物價(jià)水平的上升，通貨膨脹率則是這種水平的具體體現(xiàn)。通貨膨脹率主要受收入水平的影響，并進(jìn)而影響儲(chǔ)蓄水平。通貨膨脹率越高，實(shí)際收入水平越低，并且實(shí)際利率也會(huì)越低，故儲(chǔ)蓄也會(huì)下降。我國(guó)數(shù)次采用利率政策，一定程度上是由于其效果被通貨膨脹抵銷了。三、

4、利率利率的升降直接影響到存款的收益，因此利率理論上應(yīng)該對(duì)居民儲(chǔ)蓄有著重要的影響。提高利率會(huì)促使人們將收入存入銀行儲(chǔ)蓄起來(lái)，相反降低利率則有利于促進(jìn)投資與消費(fèi)。四、其他當(dāng)然，影響儲(chǔ)蓄的因素很多，也很復(fù)雜，本文也不可能把它們一一列舉出來(lái)，它們都會(huì)對(duì)儲(chǔ)蓄都會(huì)產(chǎn)生一定的影響。如，文化、城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄的心態(tài)、人口老齡化等等。但相對(duì)來(lái)說(shuō)，其影響比較穩(wěn)定，不容易變化，為了研究方便,所以在模型中，它們被視為參數(shù)和誤差部分。2數(shù)據(jù)及來(lái)源我們小組選取了天津市的數(shù)據(jù)為例，來(lái)對(duì)該問(wèn)題進(jìn)行回歸分析與建模。一、居民儲(chǔ)蓄(S)我們以在國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的國(guó)家統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)找到的“按城市分一一城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄年末余額年度統(tǒng)計(jì)(天津市)”的數(shù)據(jù)

5、為居民儲(chǔ)蓄數(shù)據(jù)來(lái)源，具體如表1所示。二、個(gè)人可支配收入(R)個(gè)人可支配收入的數(shù)據(jù)來(lái)源同樣是國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的國(guó)家統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)，具體如表2所示。三、通貨膨脹率(P)我們以消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)CP1來(lái)代表通貨膨脹率，國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的國(guó)家統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)中有天津市1986年至2007年的CP1數(shù)據(jù)，各年數(shù)據(jù)是以上一年的數(shù)據(jù)為100%,因此需要調(diào)整為絕對(duì)數(shù)據(jù)。由于個(gè)人可支配收入數(shù)據(jù)只有1992年至2006年的，故只計(jì)算1992年到2006年CPI的絕對(duì)數(shù)據(jù)，即以1992年的CPI為100%,計(jì)算出各年的CPI絕對(duì)數(shù)據(jù)如表3第三列所示。表1天津市城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄年末余額年度統(tǒng)計(jì)表2天津市城鎮(zhèn)居民可支配收入年份金額（單位：萬(wàn)元）年份

6、金額（單位：元）19922238.381993年20841441993年2769.261994年31306821994年3982.131995年39981521995年4929.531996年59807241996年5967.711997年39981521997年6608.391998年84848321998年7110.541999年102479241999年7649.832000年117239972000年8140.52001年128495372001年8958.72002年148638002002年9337.562003年182532002003年10312.91

7、2004年211697002004年11467.162005年246241002005年12638.552006年281102002006年14283.09表3居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（CPI）年度統(tǒng)計(jì)年份環(huán)比數(shù)據(jù)（單位：%）絕對(duì)數(shù)據(jù)（單位：%）上期二1001992年為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101.2187.414320

8、02年99.6186.66462003年101188.53132004年102.3192.86752005年101.5195.76052006年101.5198.6969四、利率表4是從中國(guó)人民銀行網(wǎng)站得到的歷史存款利率統(tǒng)計(jì)表。表4中國(guó)人民銀行金融機(jī)構(gòu)人民幣存款基準(zhǔn)利率調(diào)整時(shí)間活期存款定期存款三個(gè)月半年一年二年三年五年1990.04.152.886.37.7410.0810.9811.8813.681990.08.212.164.326.488.649.3610.0811.521991.04.211.83.245.47.567.928.2891993.05.152.164.867.29.189

9、.910.812.061993.07.113.156.66910.9811.712.2413.861996.05.012.974.867.29.189.910.812.061996.08.231.983.335.47.477.928.2891997.10.231.712.884.145.675.946.216.661998.03.251.712.884.145.225.586.216.661998.07.011.442.793.964.774.864.955.221998.12.071.442.793.333.783.964.144.51999.06.100.991.982.162.252.4

10、32.72.882002.02.210.721.711.891.982.252.522.792004.10.290.721.712.072.252.73.243.62006.08.190.721.82.252.523.063.694.142007.03.180.721.982.432.793.333.964.412007.05.190.722.072.613.063.694.414.952007.07.210.812.342.883.333.964.685.222007.08.220.812.613.153.64.234.955.492007.09.150.812.883.423.874.55

11、.225.762007.12.210.723.333.784.144.685.45.852008.10.090.723.153.513.874.415.135.582008.10.300.722.883.243.64.144.775.132008.11.270.361.982.252.523.063.63.872008.12.230.361.711.982.252.793.333.6我們選取了其中一年定期存款的利率代表存款利率水平。故將一年定期存款的利率調(diào)整歷史摘出，如表5所示。并進(jìn)一步根據(jù)表5的調(diào)整時(shí)間，計(jì)算得出按時(shí)間計(jì)算的年平均利率，如表6所示。表5一年期定期存款利率調(diào)整歷史表6按時(shí)間計(jì)算

12、的年平均利率調(diào)整時(shí)間利率（單位：%）1990.04.1510.081990.08.218.641991.04.217.561993.05.159.181993.07.1110.981996.05.019.181996.08.237.471997.10.235.671998.03.255.221998.07.014.771998.12.073.781999.06.102.252002.02.211.982004.10.292.252006.08.192.522007.03.182.792007.05.193.062007.07.213.332007.08.223.62007.09.153.872

13、007.12.214.142008.10.093.872008.10.303.62008.11.272.522008.12.232.25五、數(shù)據(jù)匯總將以上數(shù)據(jù)匯總，得到如表7全部數(shù)據(jù)結(jié)果。表7數(shù)據(jù)匯總表m年平均利率（單位：%）所示的19927.5619939.39199410.98199510.9819969.2119977.1719985.02519993.01520002.2520012.2520022.02520031.9820042.02520052.2520062.34城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄可支配收入CPI年平均利率SRPI199215880932238.381007.561993208414

14、42769.26117.69.39199431306823982.13145.82410.98199539981524929.53168.135110.98199659807245967.71183.26729.21199739981526608.39188.94857.17199884848327110.54188.00385.0251999102479247649.83185.93573.0152000117239978140.5185.1922.252001128495378958.7187.41432.252002148638009337.56186.66462.02520031825

15、320010312.91188.53131.9820042116970011467.16192.86752.02520052462410012638.55195.76052.2520062811020014283.09198.69692.343建模與分析最小二乘回歸結(jié)果如下Dependentvariable:SMethod:LeastSquaresDate:01/03/10Time:20:46Sample:19922006Includedobservations;15VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.R3075.792166.805518,

16、439400.0000P-101276.214664.65-6.9061500.0000138925.32122252.10.31840207561C4977854.2228312.2.2339130.0472R-squared0.990382Meandependentvar11407149AdjustedR-squared0.987759S.D.dependentvar8497619.S.E.otregression940165.8Akaikeinfocriterion30.56868Sumsquaredresid9.72E+12Schwarzcriterion30.75749Loglike

17、lihood-225.2651Hannan-Quinncriter.30.56667F-statistic377.5680Durbin-Watsonstat2.469411Prob(F-statisiic)0.000000可以看出，利率的回歸結(jié)果并不好。下面我們將對(duì)該模型進(jìn)行異方差、序列相關(guān)、多重共線性等檢驗(yàn)。3.1異方差檢驗(yàn)與修正一、先用圖示法進(jìn)行檢驗(yàn)(a)用被解釋變量S與解釋變量R,P,I分別作散點(diǎn)圖如下:30,000,000-25,000,000-20,000,000-615.000,000-10.000,000-5,000,000-4,0003,00012.00016,000RsVp3

18、0,000.000-25,000.000-2O.0CD.0O0co15,010,000-10,000,000-5.000,000-SOIOO120140160IGO200P30.000,000-25,000.00020.000,000-315,000.000-10.000.0005.000,000-由以上散點(diǎn)圖知，異方差表現(xiàn)的并不明顯。(b)用各個(gè)解釋變量與殘差平方(E表示殘差平方，即E=resid八2)的散點(diǎn)圖觀察異方差性R與EP與EI與E由以上幾個(gè)圖也可以看出大部分點(diǎn)落在一條斜率為零的直線附近，異方差性并不明顯。2懷特檢驗(yàn)檢驗(yàn)結(jié)果如下Hetero$kdasticityTest:WhileF

19、-statistic2698662ProbF(9.5)0.1434ObR-squared12.43922Prob,cnifquarg0.1897ScaledexplainedSS16.61846ProbChi-Square視0.0550TestEquationDependeniVariable:RESIDEl/iewod:LeastsquaresDate:01/02/10Timo:21:14Sample:19922006includedobservations:15VariableCoefficienlSidErrort-SlaiislicProb.C4631141.49E*143.10963

20、10.0266R1.60EM15.10E*103.1289920.0260Rx22258262754969929911940.0304R,P1.10日加3.53EM8-3.1267520.0261R*15049呢1.01E*0904906860.6392P-149EM34.60E+12-32395810.0230P絲7.39E4102.28E+103.2368960.0231Pq35呢，111.24EM1-28932650.0345149死”31.47E*1333571610.0202r2963EX14.36E+1122129260.0778R-squared0829281Meandepend

21、entvar0.48EF1Adjust9cR-squared0.521988S.D.dependentvar1.G0E-H2G.E.ofregression1.0312Akaikeirifocriterion58.40153Sumsquaredresid53知24Schaancrilerion58.87356Loglikelihood428.0114Hannan-Quinnenter5B.39650F-statistic2699662Durbin-Watsonstat32D5165Prob(F-statStic)0.143364由圖知，nR2=12.43922,由懷特檢驗(yàn)值，在a=0.05的情

22、況下，查x2分布表，可知臨界值X20.05(9)=16.9190,進(jìn)行比較發(fā)現(xiàn)nR2=12.43922Vx20.05(9)=16.9190,所以接受原假設(shè)，表明原模型在所取a水平下，不存在異方差。3.2序列相關(guān)性檢驗(yàn)1圖示法檢驗(yàn)，用殘差e與其滯后一階序列e01的自相關(guān)圖進(jìn)行觀察，自相關(guān)圖如下。7E+126E+12-。5E+12-4E+12-S3E+12-2E+12-1E+12-)OE+OO111OE+OO2E+124E+126E+128E+12E由圖知，殘差及其滯后一期值大多在原點(diǎn)附近，序列相關(guān)性并不顯著。2解析法檢驗(yàn)(a)回歸檢驗(yàn)法以回歸殘差et作為被解釋變量，選取其滯后一期值作為解釋變量，

23、建立模型et=petl+et,如果p不顯著為0,則認(rèn)為隨機(jī)誤差項(xiàng)之間存在序列相關(guān)性。對(duì)該式子進(jìn)行最小二乘估計(jì)，結(jié)果如下：DependentVariable:EMethod:LeastSquaresDate:01/03/10Time:22:09Sample(adjusted):19932006Includedobservations:14afteradjustmentsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.E(-1)0.1686930.2745380.6144620.5495R-squared-0.174454Meandependentvar6.

24、81E+11AdjustedR-squared-0.174454S.D.dependentvar1.55E+12S.E.ofregression1.68E+12Akaikeinfocriterion59.20152Sumsquaredresid3.65E+25Schwarzcriterion59.24717Loglikelihood-413.4106Hannan-Quinncriter.59.19730Durbin-Watsonstat2.012269由表中結(jié)果可以判斷，隨機(jī)誤差項(xiàng)之間并不存在顯著的相關(guān)關(guān)系，原模型的序列相關(guān)性并不顯著。(b)DW檢驗(yàn)由之前的結(jié)果知DW值為2.4694,可能存在

25、較弱的負(fù)相關(guān)關(guān)系。(c)拉格朗日乘數(shù)檢驗(yàn)檢驗(yàn)結(jié)果如下:Breusch-OodfrevSerialCorrelationLMTest:F-$tatlsilc1.395157Pf0b.F(2.9)0.2966。匕鏟Rsquared3.549924PfOb.Chl-Square(2)0.1695TestEquation:DependGntVariable:RESIDMethodLeastSquaresDate。2410Time:22:19Sample:19922006Includedobsenations:15Fresamplemissingvaluelaogedresidualssettozero

26、.variablecoetncientstdErrort-statisticProb.由圖中值可知，右上角的P值遠(yuǎn)大于005的水平，可以接受不存在序列相關(guān)性這個(gè)原假設(shè)，即可以認(rèn)為序列不相關(guān)。由以上方法檢驗(yàn)結(jié)果可知，序列相關(guān)性并不顯著，即便有，也是較弱的相關(guān)性。3.3多重共線性檢驗(yàn)與修正1多重共線性的檢驗(yàn)(a)解釋變量間的相關(guān)系數(shù)如下：CorrelationPRIP1.0000000.812238-0.623156R0.8122381.000000-0.8160371-0.623156-0.8160371.000000由表中結(jié)果可知，三者之間存在著一定的相關(guān)性，所以原模型可能存在多重共線性。(b)由最小二乘回歸的結(jié)果中可知，R2與F值均很高，但是