我国城镇居民储蓄分析
中国城市居民储蓄率的影响因素分析
中国城市居民储蓄率的影响因素分析近年来，中国城市居民的储蓄率仍然保持在一个较高的水平。
根据最近发布的数据，2019年全国城镇居民储蓄率为38.6%，比上年提高了0.9个百分点。
然而，这个高储蓄率背后又隐藏着哪些影响因素呢？本文将会从多个方面进行分析。
一、收入水平影响着储蓄率首先，人们的储蓄率很大程度上受到收入水平的影响。
收入水平越高，居民在储蓄上的余地就越大。
因为收入有保障才会有更大的机会去进行储蓄，而不会被其他紧急的事情所影响，例如生病、事故等等。
此外，有更多的收入也可以带来更多的理财机遇，使人们更愿意去储蓄和投资。
同时，收入水平也与社会阶层紧密相关，属于高社会阶层的人们有更多信仰的投资机会、更加了解风险等等，因此储蓄率也会随之而上升。
二、房贷支出影响下的储蓄率其次，房贷支出也是影响储蓄率的重要因素。
现在不少城市的房价已经十分昂贵，不少拥有一套房子的人们都需要还房贷。
这种支出对于许多人来说是非常庞大的，因此他们的储蓄率自然就会受到很大程度的影响。
此外，在购房之后，有不少人选择了把存款投入到房屋的装修等方面，也会带来大量的支出，增加了人们的经济负担，影响着他们的储蓄行为。
三、教育支出也会影响储蓄率教育支出对于每个家庭来说都是必然的消费，这不仅是一项巨大的支出，而且是一项长周期的支出。
在城市中，由于竞争的激烈，很多父母会将自己的孩子送到从小开始学习各种课程的机构，弥补公立学校的不足。
这种教育支出也会对家庭预算产生很大的消费压力，影响金融储蓄的大小。
四、人们的支出习惯也是一个重要因素在储蓄行为中，每个人的消费支出习惯占有很大的比重。
这些支出是影响储蓄率的一大因素。
过多的购物和撞衫，不惜花大量的钱去维护生活质量，也让许多人在储蓄上面的余地变得极小。
不同的人有着不同的价值观和消费习惯，这也是造成储蓄率差异的重要原因。
例如在一些特定社会群体中，比如内向群体和一些爱好文化娱乐等消费群体，他们的收入虽然较少，但是储蓄能力也非常强，他们的储蓄率也普遍较高。
城镇居民储蓄余额的影响因素分析(以天津市为例)
表2天津市城镇居民可支配收入
年份金额(单位:万元
1992年1993年1994年1995年1996年1997年1998年1999年2000年2001年2002年2003年2004年2005年2006年
表3居民消费价格指数(CPI年度统计年份环比数据(单位:%绝上期=1001992年为100%
采用虚拟变量前,S的拟合曲线图为:
未加入虚拟变量时,模型估计结果为:
方程估计结果如下:
下面引入虚拟变量,结果如下:
方程估计结果如下:
对比引入虚拟变量前后的回归方程,可以看到截距项有显著的变化。
引入虚拟变量后S拟合效果图示如下:
与引入虚拟变量前的下图进行比较,可以发现引入虚拟变量后在1997年时间点的拟合值有一个明显的向下偏折,体现出了金融危机带来的影响。
2002.02.210.7211
2004.10.290.7212
2006.08.190.722
2007.03.180.7212
2007.05.190.7222
2007.07.210.8122
2007.08.220.8123
2007.09.150.8123
2007.12.210.7233
2008.10.090.7233
S = 5365695.23818 + 3039.71654145*R -100727.003868*P
(b除了使用逐步回归法以外,也可以通过直接去除引起多重共线性的解释变量来对模型进行修正,如前所述,R2和F值均很好,但是解释变量I的P值却不显著,所以我们直接将I从解释变量中剔除进行检验,也能得到同样的结果。
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。
居民储蓄存款行为分析报告
居民储蓄存款行为分析报告居民储蓄存款说到底是一种金融行为，反映着居民的金融意识和金融行为习惯。
从宏观层面看，储蓄存款对于国家经济的稳定和发展起着重要作用。
本文将从居民储蓄存款意义、储蓄存款总体情况、储蓄存款行为的影响因素、未来趋势以及政策建议等方面对居民储蓄存款行为进行深入分析。
储蓄存款对居民个人和国家经济都有重要意义。
对于个人而言，储蓄存款可以保障个人的消费能力和生活品质，同时具备投资和创业的能力；对于国家经济而言，储蓄存款可以为金融供给提供有力支撑，帮助经济稳定增长和资金融通。
从储蓄存款总体情况来看，中国居民储蓄存款持续稳定增长。
根据国家统计局数据，2024年居民储蓄存款余额达到了89.8万亿元，同比增长了8.7%。
尤其是农村地区的居民储蓄存款增速更快，农村居民储蓄存款余额达到了45.6万亿元，同比增长了9.2%。
这表明居民储蓄存款已经成为中国金融体系中不可或缺的一部分。
居民储蓄存款行为受多种因素的影响。
首先是个人收入水平和家庭财务状况。
收入水平高的个人和家庭往往更有能力进行储蓄存款。
其次是利率水平。
较高的储蓄存款利率可以刺激居民进行储蓄，相反，较低的利率则可能导致居民选择其他投资方式。
此外，金融稳定性和信用环境也会对居民储蓄存款行为产生影响，良好的金融稳定和信用环境可以增强居民对储蓄存款的信心。
最后，金融教育的重要性不可忽视。
拥有金融知识和意识的居民更容易形成长期的储蓄存款习惯。
未来，居民储蓄存款行为可能会面临一些挑战和变化。
首先，随着经济发展和收入水平提高，人们的消费观念可能会发生变化，倾向于更多关注享受当下而非长期储蓄存款。
其次，金融市场的发展和创新可能会提供新的投资选择，吸引部分资金从储蓄存款流向其他金融产品。
再者，随着老龄化问题的加剧，居民可能需要更多的储蓄存款来应对养老和医疗需求。
针对以上问题和趋势，政府可以出台一系列政策来引导和促进居民储蓄存款行为。
首先，提高利率水平，让储蓄存款具有更高的回报率，增加居民进行储蓄存款的动力。
城镇储户报告4篇
城镇储户报告4篇（经典版）编制人：__________________审核人：__________________审批人：__________________编制单位：__________________编制时间：____年____月____日序言下载提示：该文档是本店铺精心编制而成的，希望大家下载后，能够帮助大家解决实际问题。
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我国居民储蓄存款情况分析
我国居民储蓄存款情况分析1. 引言储蓄是个人和家庭财务管理的重要组成部分。
对一个国家来说，居民的储蓄水平直接关系到经济的稳定和可持续发展。
本文将对我国居民储蓄存款情况进行分析，探讨储蓄存款的变化趋势、影响因素，并对未来的发展趋势进行展望。
2. 我国居民储蓄存款的变化趋势近年来，我国居民储蓄存款总额呈现稳步增长的趋势。
根据国家统计数据显示，截至2020年底，我国居民储蓄存款总额已超过100万亿元人民币。
在近几年的增长中，城乡居民储蓄存款均呈现增长的态势。
其中，城镇居民储蓄存款增速略高于农村居民。
这一趋势部分反映了城乡居民收入差距的逐渐缩小。
同时，我国居民储蓄存款的结构也在逐步优化。
近年来，居民储蓄存款的增速明显高于居民收入增速，这意味着居民储蓄水平不断提高。
与此同时，居民债务相对稳定，债务负担较轻，也为居民储蓄提供了良好的环境。
3. 影响我国居民储蓄存款的因素3.1 收入水平居民的收入水平是影响储蓄存款的重要因素之一。
较高的收入水平可以提供更多的储蓄资金，从而增加居民的储蓄存款。
近年来，我国居民收入不断增加，这也为储蓄存款的增长创造了有利条件。
3.2 宏观经济环境宏观经济环境对居民储蓄存款有着直接影响。
当经济增长稳定、通胀率低和就业水平较高时，居民更愿意将多余的资金储蓄起来。
而当经济不景气、通胀率高和就业市场不稳定时，居民可能更倾向于消费而非储蓄。
3.3 利率水平利率水平对居民储蓄存款起着重要作用。
较高的利率能够提高储蓄存款的吸引力，鼓励居民进行储蓄。
而较低的利率可能会降低储蓄存款的增长速度。
3.4 政策导向政策导向也是影响居民储蓄存款的重要因素。
政府可以通过相关政策引导居民进行储蓄，例如税收优惠政策、储蓄奖励政策等。
4. 对我国居民储蓄存款的展望展望未来，我国居民储蓄存款有望继续稳步增长。
随着国民经济的不断发展和居民收入水平的提高，居民储蓄资金将继续增加。
此外，随着人口老龄化问题的日益突出，居民对养老金的需求也将推动储蓄存款的增长。
对我国不同类型居民主体储蓄倾向的估计与分析
对我国不同类型居民主体储蓄倾向的估计与分析[摘要] 居民的储蓄倾向偏高是导致居民消费需求不振的一个重要原因。
本文对我国城镇、农村居民及按收入等级分组的城镇居民储蓄倾向进行了回归分析，并对降低农村和城镇居民的储蓄倾向提出了可行性政策建议。
[关键词] 平均储蓄倾向；边际储蓄倾向；回归分析近年来，中国居民消费需求疲软，成为制约我国经济增长的一个重要问题。
显然消费需求不振跟居民储蓄的倾向增强有关，因为储蓄和消费是此消彼长的关系。
储蓄倾向是居民可支配收入中用于储蓄的比率，储蓄倾向分为两种形式：平均储蓄倾向和边际储蓄倾向，平均储蓄倾向是储蓄量与可支配收入的比率，边际储蓄倾向是储蓄的增量和可支配收入增量的比率。
可见，在收入和收入增量一定的情况下，储蓄倾向的大小决定居民储蓄量的大小。
鉴于中国的二元经济的特性，本文分别对农村和城镇居民及城镇居民内部按收入等级分组的居民的边际储蓄倾向作了估计，并提出了针对性的建议。
一、中国城镇和农村居民的历年平均储蓄倾向的估算1985-2004年居民平均储蓄倾向根据定义计算，即用城镇和农村居民家庭人均储蓄除以其各自的收入，其中农村居民的收入使用的是《中国统计年鉴》中各年的农村居民人均纯收入数据，储蓄的数据来自农村居民人均纯收入减去农村居民家庭平均每人生活消费支出数据；城镇居民的收入使用历年统计年鉴中城镇居民家庭人均可支配收入①，储蓄数据使用是城镇居民家庭平均可支配收入减去消费性支出的数据。
我们从城镇和农村家庭平均储蓄倾向的序列图中可以直观的观察到城镇和农村的各自的平均储蓄倾向虽然在历年中有所波动，但是总体上还是保持了逐年上升的趋势。
其中1985-1989年中农村居民家庭平均储蓄倾向大于城镇居民家庭人均储蓄倾向；1989-1996年中农村居民家庭平均储蓄倾向小于城镇居民家庭人均储蓄倾向；而1996年以后农村居民家庭平均储蓄倾向又回到大于城镇居民家庭人均储蓄倾向态势中。
二、中国城镇和农村居民的边际储蓄倾向估计在计算边际储蓄倾向时，由于使用储蓄增量除以收人增量计算出来的边际储蓄倾向波动很大；采用跨年度方法计算边际储蓄倾向又无法避免计算结果容易受所选时间段的影响。
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。
我国城乡居民储蓄实证分析
我国城乡居民储蓄的实证分析摘要改革开放以来,我国居民储蓄存款增长迅速,本文选取1981-2007年相关经济数据运用多元线性回归模型对我国城乡居民储蓄存款影响因素进行分析。
关键词居民储蓄城乡居民可支配收入名义利率一、变量的选择影响我国居民储蓄的因素有很多,其中重要的是居民的收入、利率和制度因素。
1.储蓄增量(y)由于居民储蓄年末余额是一个存量,变化趋势稳定,所以本文采用城乡居民人均储蓄年末增加额作为被解释变量。
2.居民的收入(x1)收入是影响储蓄的第一位的因素,由于对城乡居民储蓄真正有影响的是城乡居民的可支配收入,所以模型中使用可支配收入的概念。
城乡居民的人均可支配收入=城镇居民人均可支配收入+乡村居民人均纯收入。
3.名义利率(x2)考虑到居民的货币幻觉,这里使用的是名义利率。
而且考虑的是一年期储蓄存款名义利率。
4.制度因素(d1)居民储蓄不仅受到收入、利率等的影响,也会受到一些不确定因素的影响,最典型的是制度因素。
因此,本文通过设置虚拟变量将制度因素引入模型当中。
在对影响居民储蓄存款额的各个因素进行初步分析后,建立模型如下:lny=b0+b1lnx1+b2x2+a0d1+a1d1lnx1+a2d1x2+εt回归方程f检验的p值<0.01,说明回归方程十分显著,但d1、d1lnx1和d1x2的系数未通过显著性t检验,所以考虑剔出d1、d1lnx1和d1x2,重新进行回归。
通过多次尝试,最终确定多元线性回归模型为:lny=b0+b1lnx1+b2x2+εt二、模型的检验1.经济意义检验从前面的参数来看,可支配收入的系数为正数,与储蓄增量成同方向变化,利率的系数也为正数,与储蓄增量的关系是正相关的,通过以上的检验,证明该模型系数的符号符合经济理论,该模型能通过经济意义检验。
2. 统计检验判定系数r2=0.948531,调整后的r2=0.941512,说明该回归方程比较显著。
回归方程f检验的p值<0.01,说明解释变量对被解释变量(储蓄的增量)有显著的线性关系。
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我国城镇居民储蓄水平分析摘要进入90年代以后，随着我国经济的快速发展,我国居民储蓄存款余额也在持续较快增长，居民储蓄率也一直居高不下。
本文基于我国199０年至2０09年的统计数据建立起城镇居民储蓄率的模型,运用相关计量经济学理论及多元线性回归分析知识建模并进行统计以及经济意义上的检验，研究了我国城镇居民储蓄存款情况,并得出了最终确定的各因素对我国城镇居民储蓄水平的影响程度,并针对模型所反映的城镇居民储蓄状况提出自己的一些看法及意见。
【关键词】城镇居民储蓄率利率居民可支配收入恩格尔系数基尼系数1提出问题改革开放以来，我国经济呈现蓬勃发展趋势,人民生活水平普遍提高，与此同时,我国居民的储蓄也随之快速增长。
进入９0年代以后，我国居民储蓄存款余额始终保持在两位数的增长速度。
我国居民储蓄率一直是世界上最高的，这一现象引起国内各经济学家及政府的广泛关注,较高的居民储蓄直接影响到我国整个经济的运行,所以对我国居民储蓄存款的问题进行研究很有必要。
我们可以对研究的结果进行分析，并制定相应的政策方针，使整个国民经济更好地发展。
2影响我国城镇居民储蓄率的主要因素分析在此之前，已有很多经济学专家学者对此问题做过相关模型分析,但是各自选定的变量各有差异,笔者通过对前人的研究成果进行比较分析，最后选定了城镇居民家庭人均可支配收入、一年期存款利率、恩格尔系数以及基尼系数这四个主要影响因素建立了模型。
以下是对选择这几个影响变量的原因分析：2．1 城镇居民家庭人均可支配收入城镇居民家庭人均可支配收入指最终消费支出和其他非义务性支出以及储蓄的总和,即居民家庭可用于自由支配的收入。
居民储蓄的根本来源就是居民的可支配收入，居民可支配收入越多可以存入银行的钱也就越多,也就直接影响到居民的储蓄率,所以可支配收入这一因素必须首先选取为模型的解释变量。
2．２一年期存款利率存款利率对居民储蓄的影响也不容忽视，在西方经济学里,利率通常和储蓄成正比，因为利率越高居民得到利息越多，就更愿意把钱存入银行，所以模型中也将这个因素选入解释变量。
本模型中选取的利息率数据是一年的变动利率加权平均后的利率。
2.3 城镇居民家庭恩格尔系数恩格尔系数（Engeｌ’s Coefficiｅnt)是食品支出总额占个人消费支出总额的比重,是衡量一个国家和地区人民生活水平的状况,一个国家或家庭生活越贫困，居民储蓄越少,恩格尔系数就越大;反之,生活越富裕，居民储蓄越多,恩格尔系数就越小。
所以这一因素也需要列为解释变量。
２.4城镇居民基尼系数基尼系数是用来定量测定收入分配差异程度，综合考察居民内部收入分配差异状况的一个重要分析指标。
在西方经济学中,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。
所以把基尼系数选入作为解释变量。
3变量设定及数据处理接下来进行数据（见表一）处理并导入ＥViews软件中SR代表城镇居民储蓄率DＩ代表城镇居民家庭人均可支配收入R代表一年期存款利率Ｅnｇel代表城镇居民家庭恩格尔系数Ｇeni代表城镇居民基尼系数表一:199０年～２009年我国城镇居民储蓄率、家庭人均可支配收入一年期存款利率、恩格尔系数、基尼系数资料来源:《中国统计年鉴》19９０~20０9年；中国人民银行网站ｈttp://pｂc．/。
注1:一年期存款利率是各年变动利率加权平均计算而得。
4建立模型基于以上数据,建立模型:Geni Engel R DI SR 54321βββββ++++=+ｕ1β度量了截距项,她表示在收入为零时人们也要花钱消费,也就是有生活必需品消费支出，储蓄率为负。
2β度量了当城镇家庭人均可支配收入变动1元时,城镇居民储蓄率相对应的变动单位数。
3β度量了当一年期利率变动一个百分点时,城镇居民储蓄率相对应的变动单位数。
4β度量了恩格尔系数对储蓄率的影响,当恩格尔系数变动了一个单位时,居民储蓄率相应的变动单位。
5β度量了基尼系数对储蓄率的影响，这也是模型中的重点变量。
u 是随机误差项。
对被解释变量ＳR 做回归，得到回归结果如下:D ｅpend ｅnt V ａriab ｌe: ＳR Method: Lea ｓt S ｑuaresDa ｔe: 05/２4/１１ Ti ｍe: 2２:２1 Sam ｐｌe: 1990 20０９I ｎc ｌu ｄed ｏbser ｖati ｏｎs: 20V ａr ｉａbleＣoe ｆｆicient Std. Ｅrrort －Ｓｔａtisｔｉｃ P ｒob.C -21.4１204 1９.08３８７ -1.１21９970.2７95 ＤＩ 0.０03830 0.0004408.71035８0.000０Ｒ 2．57８52１ 0.588２８２ 4.3831３4 0.０00５ENG ＥＬ 0.６4４842 0．41405９ １.５573６7 0.１40２ GENI －43.１12７219.80２３1 -2.１7７15６0.0458R-squ ａre ｄ 0．922769 Mean dependen ｔ ｖar３2．400０0Ad ｊu ｓte ｄ Ｒ-sq ｕ0.902１７ S.Ｄ. ｄepe ｎｄｅnt var 10.４15８ared４3S ．E. of regre ｓsion 3.257７71 Ａkaike in ｆo cri ｔｅｒion 5.4122８1 Sum squ ａｒｅd res ｉｄ１5９.1９6１ Sc ｈwarz criterion5.6６１214Ｌog ｌikeliho ｏd -49．1２28１ Ｆ-stati ｓtic ４4．８0５6９ Dur ｂi ｎ-Wa ｔson s ｔat１.6０５638 Prob(Ｆ-s ｔa ｔｉstic)0．00000０Geni Engel R DI SR 11272.43644842.0578521.2003830.041204.21-+++-=（19.0838７)（０.00０440） （0．58828２) (0.4１4059) (19.８０２31）t= （－1.1２1９97) (8.７10３5８） (4.383134) (1.5573６7） (-2.17715６)05638.610569.84402174.90922769.022====DW F R R ，，，5 模型检验5.1 多重共线性检验由回归结果看出,E ｎｇe ｌ的T 检验过程中的P 值为0.１4０２,大于0.０5，这表示Engel 没有通过T 检验,不显著,模型拟合得不够好。
由于经济中许多变量之间都有隐藏的表面看不到的相关性,用E Ｖi ｅｗｓ软件计算出模型中各变量相关系数矩阵,从输出结果（见表二）可以看出Geni 和DI 之间、Ｅn ｇe ｌ和R 之间的相关系数都大于０．9，有显著相关性，说明模型中存在严重的多重共线性。
表二：四个解释变量DI 、R 、Engel 、Geni 之间的相关系数矩阵于是笔者用了逐步回归法修正多重共线性，最后剔除掉了Eng ｅl 和Gen ｉ解释变量，多重共线性已不存在，并得到了最终满意的模型。
修正后的模型为：R DI SR 536253.3002673.0-5.639785++=Depe ｎde ｎt Ｖa ｒiable: ＳR Meth ｏd: L ｅa ｓt Sq ｕa ｒｅｓDa ｔe: 05／25/１１ Time: ０1：４６ Sample: １９90 20０9Ｉｎclude ｄ ｏbser ｖa ｔｉo ｎs: ２0V ａriableＣｏeffi ｃient Ｓtd ． Ｅrrorｔ-Ｓtatis ｔｉｃ Prob.C -5.６3978５ ３.59８８12 -1.5６712４0.1３55D Ｉ ０.0026７30．00026510.０93０90．0000R ３.536２530.3５7９199.880０４4 0．０00０R-s ｑｕa ｒed 0.874763 Ｍea ｎ de ｐe ｎｄent ｖａr 32.4000０Adjusted R-squared 0．860０２9 Ｓ.D ． d ｅpendent ｖar1０.４1583 S ．E. o ｆ regressio ｎ 3.8968３８ Ａk ａike info criterion 5.６9５６89S ｕm squared ｒe ｓid258．15０９ Schw ａrz cri ｔｅrion ５．8４５０49 Ｌｏg like ｌｉh ｏod -５3.95689 F-s ｔa ｔi ｓti ｃ5９.37１35 Durbin-Wats ｏn stat1．704050 P ｒob （F-ｓtatistic)0.00００005.2 异方差检验对得到的新模型进行异方差检验，运用White 检验,得到的输出结果显示ｎR 2=８．5９5２1９,由White 检验知，在α=0.05下,48773.9)4(205.0=χ>n Ｒ2＝7.933３71，所以拒绝原假设，表明不存在异方差。
Oｂs*Ｒ-squaｒｅｄ7．933371 Ｐrｏｂabiliｔy 0．0940５0Test Equaｔｉon:DepeｎdenｔVaｒiablｅ: ＲEＳID^２Method: Least SquaｒeｓDate: 05/25／1１Ｔｉmｅ: 01:46Sample: 19９0 2009Iｎcluded obsｅrvations:20VariaｂｌeＣoefficient Std. Eｒroｒt－StatistiｃProb.C 88.７7249 ３3.29765 ２．666029 0.017６DI－０．00725９０.00４533 -1.6０１381 ０.1301DＩ＾２ 3.14Ｅ-０7 2.16Ｅ－０7 １．４５４122 0.16６５R -１４．513３１7.２431４9 -2.0037３0 ０.0６３5R^2 0.7８46６１０.５３９3６1 １．４54７98 ０.1663Ｒ-squarｅd 0.３９6６69Mｅａn dｅpendｅnｔｖar12.９0７55Ａdjusted Ｒ-squared 0.2３５78０ S.D. dｅpendenｔvａｒ17.21２24Ｓ.E. ｏｆreｇressｉon １5．０4689 Akaiｋe iｎfo cｒitｅrioｎ8．472５3７Suｍsquaｒed ｒｅsｉd 3396.132 Schwaｒz cｒiｔerion 8.7２1470Loｇｌikelihｏod－7９．72537 F-stａtisｔｉｃ2.46５48９Dｕrbin－Watsoｎstａｔ2.58９４４1 Ｐrob(F-statｉstｉc)0.０89８4８5.3自相关检验最后得到的新模型的回归分析输出结果中DW值为1.7０40５0,在有两个变量，样本容量为2０的情况下,给定显著水平为0．０5查表可得D L=1.１00，D U=１．537，于是 D U ＜DW < 4—DＵ,表明不存在自相关性。