我国城镇居民储蓄率变化实证分析
我国居民储蓄情况分析
东北财经大学网络教育本科毕业论文我国居民储蓄问题研究作者黄礼康学籍批次1003学习中心奥鹏远程教育深圳学习中心层次专升本专业金融学指导教师李雪内容摘要近几年来，我国城乡居民储蓄存款高速增长，放款数量却没有明显增加，由此产生的存贷倒挂形成了严重影响我国宏观经济健康发展的银行体系“黑洞”。
我国居民的储蓄虽经过7次降惠，仍持续较快增长。
以我国现实情况为基础，运用统计数据通过实证分析，找出影响储蓄的相关因素，最后为抑制储蓄过快增长找到对策：净化股市环境，加快储蓄分流；建立健全社会保障制度，扩大养老、失业、医保等复盖面；放宽企业集资和民间借贷的审批制度等。
因此，如何合理、有效地进行居民储蓄分流成为我们面临的紧迫任务。
本文对我国居民储蓄分流的现状和存在的问题进行了比较深入的剖析，并且从推动我国储蓄替代型证券的发展的崭新视角，提出了解决我国居民储蓄分流问题的对策性建议。
本文对我国储蓄问题进行研究。
关键词：居民储蓄；储蓄问题；经济政策目录一、储蓄和居民储蓄的概念................................................................... 错误!未定义书签。
（一）储蓄率的决定因素...................................................................................... 错误!未定义书签。
（二）储蓄率的成因 .............................................................................................. 错误!未定义书签。
（三）有关居民储蓄的影响因素.......................................................................... 错误!未定义书签。
影响我国居民储蓄的相关因素的实证分析
影响我国居民储蓄的相关因素的实证分析近年来，随着我国市场经济的不断发展，居民的储蓄意识逐渐增强，储蓄水平也相应得到了提高。
然而，影响我国居民储蓄的相关因素并不简单，包括经济因素、社会因素和政策因素等多种因素的影响。
本文将从这些不同的角度入手，就影响我国居民储蓄的相关因素进行实证分析。
一、经济因素经济因素是影响我国居民储蓄的重要因素，其中包括收入水平、通货膨胀、利率水平、房地产市场等多个方面。
1. 收入水平居民收入水平是影响其储蓄水平的一个重要因素。
通过对我国1979-2014年家庭储蓄率与家庭收入的统计结果的分析，发现两者呈正相关关系，即居民收入越高，储蓄率越高。
这是因为随着收入水平的提高，人们的消费需求相对较少，能够更好地满足生活必需品需求后，将多余的收入用于储蓄。
2. 通货膨胀通货膨胀水平也是影响居民储蓄水平的因素之一。
当通货膨胀率高于存款利率时，储蓄会受到抑制，因为通货膨胀会使储蓄的实际价值下降。
同时，高通货膨胀也会导致居民消费需求增加，导致储蓄率降低。
3. 利率水平利率水平也是影响居民储蓄的一个重要因素。
通过对我国2001-2012年的实证研究，发现当存款利率水平增加时，会促进居民储蓄；当贷款利率水平增加时，会抑制居民储蓄。
这是因为较高的存款利率能为居民提供较高的储蓄收益，从而促进储蓄，而高贷款利率则会导致居民借款成本过高，抑制储蓄。
4. 房地产市场房地产市场也是影响居民储蓄的因素之一。
对我国2004-2014年的数据统计发现，房地产市场的热度与居民储蓄率呈负相关关系，即当房地产市场热度增加时，居民储蓄率下降。
这是因为房地产市场热度的增加会导致房价上涨，需要更多的私人资本去购房，从而减少了储蓄的机会。
二、社会因素社会因素也是影响居民储蓄的重要因素，其中包括社会消费习惯、教育资历等多个方面。
1. 社会消费习惯社会消费习惯也是影响居民储蓄的重要因素。
社会消费习惯的改变会导致居民消费需求的增加，从而抑制储蓄水平。
我国居民储蓄变动的影响因素及实证分析
我国居民储蓄变动的影响因素及实证分析作者：欧阳文辉徐佼来源：《经济研究导刊》2008年第14期摘要：居民储蓄是一个复杂的问题，其决定因素不仅有客观的经济变量，而且也有居民的心理行为；不仅有内生性的经济变量，而且有外生性的制度和结构因素。
在我国基本确立了市场经济的20世纪90年代中后期，居民储蓄不仅决定于居民的可支配收入，而且还决定于收入预期、利率、通货膨胀等因素，而外生的制度和结构性等因素的作用减少甚至已经消失。
研究该问题，我们必须对居民储蓄进行不仅是定性的而且是定量的研究，确定不同时期、不同条件下的居民储蓄的影响因素。
通过对回归模型的分析，可使我们比较逻辑和量化地分析居民储蓄，揭示影响居民储蓄的变量及其权重，从而为经济决策提供依据。
关键词：居民储蓄；利率；通货膨胀；实证分析中图分类号：F830.48文献标志码：Ａ文章编号：1673－291Ｘ（2008）14－0081－02自经济体制改革以后，我国国民收入分配的格局发生巨大变化。
变化之一是居民收入在国民收入中的比重迅速提高。
这使居民的消费和储蓄行为对于经济发展有越来越重要的意义。
改革开放以来，我国的社会经济环境发生了极大的变化，相应地，我国城乡居民的储蓄行为也发生了急剧的变化。
既曾经出现过1988年城乡居民疯狂抢购，导致银行储蓄存款的绝对余额下降的情况，也出现了20世纪90年代后半期，央行连续七次降低利息，而居民储蓄倾向和居民储蓄存款余额仍然持续上升的情况。
中国人民银行公布的数据显示，截至2005年12月末，我国城乡居民储蓄存款突破14万亿元，达到141 050.99亿元。
目前居民储蓄率高达46％，居民储蓄存款15万亿元左右，表明居民的潜在购买力较强。
由此可见，我国居民消费的潜力非常巨大，但目前受到房价、教育储蓄等诸多制约还没有完全释放出来。
一、我国居民储蓄变动的影响因素（一）居民可支配收入根据经济学基本理论，居民储蓄是居民可支配收入的增函数。
以s表示居民储蓄，yd表示居民可支配收入，u表示其他影响居民储蓄的变量，则s=s（yd，u），且эs/эyd>0。
中国家庭储蓄率的变化及原因分析
中国家庭储蓄率的变化及原因分析在过去几十年里，中国的经济取得了长足的发展，同时也伴随着中国家庭储蓄率的变化。
根据数据显示，中国家庭储蓄率在逐渐下降。
这篇文章将探讨中国家庭储蓄率的变化及其原因分析。
一、中国家庭储蓄率的变化在中国经济飞速发展的过程中，中国家庭储蓄率呈现出了高峰期和下降期。
1980年代至2000年代以前，中国家庭储蓄率一直保持在较高的水平，高达40%左右。
而在2000年代后，随着个人收入增加和信贷机构的普及，中国家庭储蓄率开始出现下降趋势，目前已降至30%以下。
二、中国家庭储蓄率下降的原因分析1. 经济结构的变化随着中国经济结构的转型，服务业和高技术产业逐渐崛起，工业和农业的占比逐渐下降。
这意味着越来越多的人工作在服务业当中，而服务业的薪资和收入水平相对较高，相应地就会消耗掉更多的财富。
此外，由于技术的发展，一些劳动力密集型的工作逐渐被机器取代，导致部分工人失业或减少收入，从而减少了储蓄的可能性。
2. 政策和法规的变化中国政府在近年来实施了一系列的经济政策，其中包括调低存款利率、加强房地产市场调控、推动金融去杠杆化、控制贷款规模等。
这些政策的实施意味着储蓄的成本更高，存款利率下调导致存款收益降低，房地产调控意味着房价下跌，因而人们对于购买房产的需求降低，相应的储蓄也会减少。
此外，金融去杠杆化和贷款规模的控制也导致了信贷的收紧，对于消费和投资产生了影响。
3. 消费需求的改变新一代的年轻人由于家庭背景的差异、教育程度、职业选择等因素，对于储蓄和消费的需求有所不同。
相对于之前的老一代，新生代更加注重享受生活，更愿意花费时间和金钱来体验生活，并愿意不断地追求新的文化和时尚。
这导致新一代的消费观念更为开放和前卫，更愿意花费钱，在旅游、教育、医疗等方面进行消费。
4. 社会心态的转变如今，在一些大城市里，家庭的消费仍然存在很大的压力，特别是对于家庭成员中的年轻人而言，他们面临着高房价、高教育费用等重重压力，因而他们愿意牺牲储蓄来提高自己的生活质量。
我国居民储蓄影响因素的实证分析
我国居民储蓄影响因素的实证分析我国居民储蓄影响因素的实证分析学院：国贸班级：国贸（4）班姓名：杨德庆学号：一问题的提出1979年之后，我国的经济呈现蓬勃发展趋势，与此同时我国居民的储蓄也随之快速增长。
进入90年代后，我国居民储蓄额的增长上升到一个新的阶层，保持着两位数的速度增长。
这一现象引起国内各经济学家及政府的广泛关注。
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。
适度的储蓄是能够促进国民经济的良性循环和均衡发展的，主要表现为居民储蓄使银行能够有足够的资金来源为企业提供贷款，有利于国家经济的长期发展，但是居民储蓄如果达到适度的点后依然高居不下，说明国家居民的消费欲望和能力不强，需求不足。
改革开放以来，我国居民储蓄存款一直保持快速的增长势头。
1991年到2021年的18年间，居民储蓄存款率增长率达到25倍多。
1998到2000年期间由于中央银行的连续降息、政府开征利息所得税、储蓄实名制的实行等因素，居民储蓄存款的增长速度开始减缓。
进入2001年后，储蓄存款增长势头再次加快，到20xx你12 月末17.25万亿元，20xx年到20xx年我国虽然经历了一轮巨大的牛市，增长幅度有所降低，但是总量依然高居不下。
从国际角度看，我国储蓄从80年代以来，一直列居世界前列，这对于高速发展的中国而言无疑是一件不好的事情。
因为伴随着储蓄的高速增长，消费的持续低迷将对我国经济的快速稳定发展产生不利的影响，我国居民储蓄多年居高不下是不争的事实，尽管国家采取了多种措施来鼓励居民消费，但成效均不明显。
不管从宏观还是微观来分析，我国居民存款额都直接影响到我国的国民经济运行及整个经济的发展，所以对我国居民存款的问题进行研究是必不可少的，而且十分重要。
我们可以运用研究的结果来分析现状并制定正确的应对方针。
二理论综述近代人们关于储蓄的研究主要是以凯恩斯的消费函数推到而来：凯恩斯认为，消费是限期可支配收入的函数，消费与可支配收入之间处在着以下的关系：（1）在短期无论可支配收入多少，是否等于零，消费支出总是大于零。
我国居民储蓄存款变动与股票市场涨跌关系的理论与实证...-精品文档
谢谢！
谢谢
•2019年12月-2019年12月居民储蓄与企业存款同比增速（%）
居民储蓄分流的特点（续）
• 资金征战一级市场。
• 股市行情在高位震荡，二级市场的风险越来越大，新股 申购的收益高、风险低，大量的资金竞逐一级市场 。
• 新股申购若中签就赚钱，若不中签损失只是货币的时间 价值。
• 招商银行的“新股集合号”、交通银行的“新股随心打” 等。
实证分析过程（续）
• 利用格兰杰因果理论确定是否加入滞后项
• 结果显示，LSM不是LSV,LDD,LTD的格兰杰原因的概率分别 是 0.41670，0.36999，0.7649，不能拒绝原假设，因而说明股票市 场成交额的变动不是居民储蓄存款变动的成因的概率很大。而另一方 面，LSV，LDD, LTD不是 LSM的格兰杰原因的概率分别是0.00623， 0.01222，0.00792，因此，可以拒绝原假设，说明居民储蓄存款变动 可以被认为是股票市场成交额变动的格兰杰原因。
理论分析和实证分析结论（续）
• 居民储蓄存款与股市之间存在协整关系
产品
企业
经济增长
货币供给
家庭
盈利增加
股市
收入增加
• 储蓄分流加剧了股市涨跌
• 居民储蓄的变动会引起股市交易额的变动。这说明我国居民主动投资股票市 场的积极性在增强。但与此同时，股市的涨落让居民收入在股市与储蓄之间 来回迁移，居民更多的是把股票市场当作一个投机的场所。
• 根据前面分析在二者之间建立误差修正模 型
• △LSMt = 2.881*△LSVt - 0.5342 ecmt-1+ 0.05521 • △ LSMt = 5.226*△LDDt - 0.4607 ecmt-1+ 0.02853
我国居民储蓄情况分析
东北财经大学网络教育本科毕业论文我国居民储蓄问题研究作者黄礼康学籍批次1003学习中心奥鹏远程教育深圳学习中心层次专升本专业金融学指导教师李雪内容摘要近几年来，我国城乡居民储蓄存款高速增长，放款数量却没有明显增加，由此产生的存贷倒挂形成了严重影响我国宏观经济健康发展的银行体系“黑洞”。
我国居民的储蓄虽经过7次降惠，仍持续较快增长。
以我国现实情况为基础，运用统计数据通过实证分析，找出影响储蓄的相关因素，最后为抑制储蓄过快增长找到对策：净化股市环境，加快储蓄分流；建立健全社会保障制度，扩大养老、失业、医保等复盖面；放宽企业集资和民间借贷的审批制度等。
因此，如何合理、有效地进行居民储蓄分流成为我们面临的紧迫任务。
本文对我国居民储蓄分流的现状和存在的问题进行了比较深入的剖析，并且从推动我国储蓄替代型证券的发展的崭新视角，提出了解决我国居民储蓄分流问题的对策性建议。
本文对我国储蓄问题进行研究。
关键词：居民储蓄；储蓄问题；经济政策目录一、储蓄和居民储蓄的概念 (1)（一）储蓄率的决定因素 (1)（二）储蓄率的成因 .............................................................................................. 错误!未定义书签。
（三）有关居民储蓄的影响因素. (1)二、我国居民现阶段储蓄状况 (2)（一）分析我国现阶段居民的储蓄情况 (4)（二）我国居民储蓄的强烈愿望 (4)三、降低储蓄率的对策 (4)（一）继续扩大内需、刺激消费 (4)（二）缩小城乡差距、降低不确定性 (4)（三）改革二元社会经济体制 (5)（四）运用法律手段规范分配行为和秩序 (5)（五）积极推进金融体制改革和优化完善市场 (5)（六）在经济全球化背景下投资走出去 (5)四、居民储蓄结构的国际比较对我国的启示 (6)（一）注重对实物资产累积的研究 (6)（二）推进股票市场的规范建设，大力发展国债流通市场 (6)（三）坚持对外开放政策 (6)（四）大力推进科技创新和消费转型，突破资源环境约束 (6)（五）全方位大力刺激消费潜力，避免“高收入停滞” (7)五、结论与对策 (7)（一）根据全文得出的分析结论 (7)（二）解决问题的对策 (7)参考文献 (9)我国居民储蓄问题研究一、储蓄和居民储蓄的概念广义的讲，储蓄是收入中未被消费的部分，而且储蓄随收入增加而增加的比率递增。
我国城乡居民储蓄影响因素实证分析报告.docx
学号 08050133班级08金融1班计量经济学期末课程设计南京审计学院2008级金融学院题目：我国城乡居民储蓄影响因素的实证分析学生姓名庄梦琦学号 08050133专业金融学班级 1 班2010年6月8日我国城乡居民储蓄影响因素的实证分析0805013308 金融一班庄梦琦摘要金融危机爆发后为促进经济发展，我国多次采用利率政策调节居民储蓄与消费，但收效甚微。
本文通过选取城镇居民人均可支配收入、农村居民家庭人均纯收入、实际存款利率、通货膨胀率四个指标，基于1980 年至 2009 年样本数据建立多元回归模型，检验了四个变量对于城乡居民储蓄的影响，并提出了四个政策建议：增加城镇居民人均可支配收入以及农村居民家庭人均纯收入、完善资本市场以及农村金融市场、慎重使用利率政策、建立健全社会保障制度以及完善税收财政体制。
关键词居民储蓄人均可支配收入多元回归一、引言居民储蓄是影响国民经济发展的重要变量之一，也是促进我国经济转型的重要环节。
通过储蓄而累积的巨大资本对于卓有成效的投资和消费市场的建立是非常有帮助的。
一直以来，我国主要通过出口拉动经济，其他两架马车尤其是消费扮演的角色却无足轻重，而过高的储蓄是导致这一结果的重要原因之一。
基于此，我国曾多次采用利率政策以期影响居民的储蓄行为，但这对于数千年传统思维根深蒂固的消费和储蓄观的冲击显然是十分有限的。
自 1978年改革开放以来，我国城乡居民储蓄存款余额由210.6亿元增长到 2009年的260772亿元，增幅达1237倍之多，而2008年至2009年增长率也达到了20% ，这种大额度、高增长的居民储蓄情况制约着我国经济的转型。
2008 年金融危机以来，拉动内需、加大投资力度更是成了各国政府宏观政策的重中之重。
我国也投放了4 万亿人民币用于救助市场。
随着各国量化宽松货币政策实施而来的问题是各个市场面临着巨大的通胀压力，我国截至 2011 年 4 月的 CPI （居民消费价格指数）达到了近一年的最高值 5.3% 。
我国城镇居民储蓄存款模型的分析
我国城镇居民储蓄存款模型的分析————————————————————————————————作者：————————————————————————————————日期：我国城镇居民储蓄存款模型的分析摘要: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。
通过对该模型的经济含义分析可以得出可支配收入率对储蓄率的影响不大，还有利率对储蓄率的影响很小,值得注意的是，模型中的基尼系数对城镇居民的储蓄影响是相当大的。
关键字：储蓄存款收入物价水平利息率1 、我国城镇居民储蓄模型各个解释变量及被解释变量的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:1。
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。
在本文中,我们选用当年的收入增长率来考察收入因数对储蓄率的影响.具体数据来源见下表:数据来源：各年份的《中国统计年鉴》1.2 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.1.3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。
1.4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，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。
1.5储蓄水平在本文中,我们用城镇居民的储蓄率作为被解释变量。
我国城乡居民储蓄率的影响因素_基于面板数据的实证分析
The Factors of Chinese Urban and Rural Household Saving R ate B ased on Em pirical Analysis of P anel D ata
HE Z i- m ian
( School of E conom ic and T rad e, Chongqing Un iv ersity of T echnology, C hong qing 400050 , China )
二、 中国人口年龄结构及储蓄率 的变化
首先, 图 1 显示的是我国 1949 2004 年人口 年龄结构的趋势 , 从图 1中可以看出少年儿童抚养 率和老人抚养率的比重的变化。前者从 1950 年的 0 . 57 上升到 1964 年的 0. 77 , 随后开始下降, 降到 2006年的 0 . 27 。然而后者从 1950 年的 0 . 13 增加 到 2006 年 0 . 19 。总抚养率与少年儿童抚养率的变 化趋势相似 : 从 1950 年的 0 . 70 增加到 1964 年的 0 . 89 , 然后开始下降到 2006 年的 0 . 46 。生命周期 模型所揭示的是 : 人口年龄结构会影响储蓄率 , 特 别地, 抚养率 对储蓄率有消极影响。如果 将 1960 年以后国家储蓄率和抚养率的变化趋势相比较 , 就
610
河 南 理 工 大 学 学 报 (社 会 科 学 版 )
2009 年第 10 卷
国学者高度关注。他们进行了大量研究, 为我国制 订相关经济政策时合理处理三者关系提供了很好的 理论依据。 万广华先后通过对中国 1961- 1998 年度数据 以及大样本农户家庭调查资料的研究发现 , 中国居 民消费行为在 20 世纪 80 年代早期就发生了结构性 转变。流动性约束型消费者所占比重的上升以及不 确定性的增大, 造成了中国目前的低消费、高储蓄 现象 。袁志刚等认为人口老龄化是二十多年来 计划生育政策的必然结果 , 人口政策渐渐打破了传 统家庭子女赡养老人 的模式, 从而 鼓励了个人积 累 。李杨、殷剑峰 认为剩余 劳动力由 农业向工 业 (工业化 ) 、由农村向城市 ( 城市化 )、由国有 向非国有 ( 市场化 ) 的持续转移是我国经济能够 长期、高速增长的关键, 而高储蓄率和高投资率是 这种增长模式的必然结果。这些研究虽然注意到了 增长的作用 , 却忽视了bstract : T he causes of high saving rate in Ch in a have been alw ays focused by th e theorists both a t hom e and abroad . B ased on the life- cyc le m odel and th e data abou t the factors that affect the household saving rate o f Ch in ese prov inces during the perio d of 1997- 2006 , choosing variab les as fo llow s : the one- year lag o f the saving, the in com e grow th rate , the young dependency rate , th e o ld dependency rate , the real in terest rate , the inflation rate . A fter analyzing the six varia bles that affect Ch in ese saving rate w ith the em pirical m ethod , the author thinks ind iv idua l variables influ ences in urban and rural are as are d ifferen. t A ccording to th is conclusion , this paper g ives th e re lated proposal o f low eri- ng the sav ing rate in China , nam ely , to i m prove the fin ancial m arkets and the social secur ity , wh ich can so lv e the problem o f overheated invest m ent and in adequate consu m ption in Ch in a . K ey w ord s : househo ld saving rate ; age structure ; pane l data ; dependency rat io 国的 GDP增长率已经连续 6 年超过了 9 % 。同时储 蓄率达到 47 % , 老年人口抚养率达到 12 . 86 %, 高 增长率、高储蓄率、复杂的人口结构关系, 引起各
- 1、下载文档前请自行甄别文档内容的完整性，平台不提供额外的编辑、内容补充、找答案等附加服务。
- 2、"仅部分预览"的文档,不可在线预览部分如存在完整性等问题,可反馈申请退款(可完整预览的文档不适用该条件!)。
- 3、如文档侵犯您的权益，请联系客服反馈,我们会尽快为您处理(人工客服工作时间：9:00-18:30)。
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= 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 = c + b1 * 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。 b1 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,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: Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 09/19/11 Time: 21:45 Sample: 1979 2002 Included observations: 24
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -0.326523 0.048195 -6.775090 0.0000 RGPI 0.252695 0.160060 1.578750 0.1309 I 0.032011 0.004733 6.762979 0.0000 RCPI -0.471921 0.237123 -1.990191 0.0612 GINI 1.329191 0.137010 9.701438 0.0000 R-squared 0.902429 Mean dependent var 0.229740 Adjusted R-squared 0.881888 S.D. dependent var 0.115517 S.E. of regression 0.039700 Akaike info criterion -3.431869 Sum squared resid 0.029946 Schwarz criterion -3.186441 Log likelihood 46.18242 F-statistic 43.93249
Durbin-Watson stat 1.661640 Prob(F-statistic) 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RCPI这个变量,重新做回归分析得到: y = c + b1 * rgpi+ b2 * i + b4 * gini + u Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 09/19/11 Time: 21:48 Sample: 1979 2002 Included observations: 24
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -0.278157 0.044593 -6.237639 0.0000 RGPI 0.056084 0.134936 0.415633 0.6821 I 0.025415 0.003621 7.019020 0.0000 GINI 1.358007 0.145979 9.302735 0.0000
R-squared 0.882089 Mean dependent var 0.229740 Adjusted R-squared 0.864402 S.D. dependent var 0.115517 S.E. of regression 0.042537 Akaike info criterion -3.325850 Sum squared resid 0.036189 Schwarz criterion -3.129508 Log likelihood 43.91020 F-statistic 49.87302
Durbin-Watson stat 1.481840 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y = -0.278157 + 0.056084*rgpi + 0.025415*i + 1.358007*gini b. 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 Heteroskedasticity Test: F-statistic 1.770946 Probability 0.165219 Obs*R-squared 9.231131 Probability 0.160991
Obs *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 = 12. 59>11.50596 ,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DW值为1.481840 ,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 = 0.96 ,d = 1.30 ,这时有d < 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 城镇居民储蓄率 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 0.16 1980 0.08740586 0.220385089 5.04 0.059804 0.15 1981 0.07093626 0.104176446 5.4 0.024052 0.15 1982 0.08105586 0.139165412 5.67 0.01897 0.15 1983 0.09963501 0.093723563 5.76 0.015071 0.16 1984 0.13025584 0.245357008 5.76 0.027948 0.19 1985 0.15161502 0.184241122 6.72 0.08836 0.19 1986 0.17454542 0.280700971 7.2 0.060109 0.2 1987 0.2175453 0.167515864 7.2 0.072901 0.23 1988 0.17862152 0.219728929 7.68 0.185312 0.23 1989 0.2721202 0.199827095 11.12 0.177765 0.23 1990 0.32760614 0.123579703 9.92 0.021141 0.24 1991 0.31032443 0.163667824 7.92 0.028888 0.25 1992 0.3016907 0.228819425 7.56 0.053814 0.27 1993 0.3199061 0.311233327 9.26 0.131883 0.3 1994 0.42486435 0.397210898 10.98 0.216948 0.28 1995 0.44898036 0.261076104 10.98 0.147969 0.28 1996 0.40903477 0.198208003 9.21 0.060938 0.29 1997 0.30935015 0.127739779 7.17 0.007941 0.3 1998 0.25777978 0.108852141 5.02 -0.026 0.295 1999 0.21234608 0.134557035 2.89 -0.02993 0.3 2000 0.1239205 0.125688358 2.25 -0.01501 0.32 2001 0.24155306 0.14364071 2.25 -0.0079 0.33 2002 0.29897822 0.173106495 2.03 -0.01308 0.319