我国城乡居民储蓄影响因素实证分析报告文档格式.docx

1、孙丽（2007）建立了多元线性回归模型探讨了影响我国城乡居民储蓄的主要因素，发现居民人均可支配收入、名义利率、实际利率等都与储蓄存在较明显的正相关性。张琳（2007）纳入了商品零售价格指数作为影响居民储蓄的变量之一进行实证检验，并提出了维持现有利率水平、完善资本市场加快储蓄分流速度、建立健全社会保障制度、加强个人所得税征管工作、放宽企业集资和民间借贷条件的审批制度五项政策建议。汪伟（2008）基于1995-2005年省际动态面板数据的分析，从具有习惯偏好于流动性约束的消费函数出发检验了中国居民储蓄率的决定因素，认为城镇样本较好地支持了永久收入假设而农村样本较好的支持了凯恩斯理论；长期收入增长率

2、是居民储蓄率的基本决定因素，高增长是高储蓄的主要原因；居民储蓄行为模式、人口年龄结构、社会保障制度、不确定性、信贷约束以及地区差异都是居民储蓄率的重要决定因素，但这些因素对城镇与农村居民储蓄率的影响存在显著差异。陆佳怡（2010）纳入了证券市场对资金的吸纳程度这一指标作为影响居民储蓄的因素之一，通过实证检验发现了如下几个事实：居民消费价格指数对于居民储蓄的影响不显著；城镇居民人均可支配收入是居民储蓄的主要影响因素，而农村人均纯收入则影响不显著；利率对于居民储蓄的影响效应正在弱化；股票市场筹资额的影响正在逐渐加大。谢勇（2011）使用2006年综合社会调查的微观数据，在综合考虑生命周期-持久收入

3、假说和与方向储蓄理论的基础上，对城镇居民储蓄率的影响因素进行了实证研究，得出如下结论：持久收入、收入的不确定性与城镇居民储蓄率之间存在着显著的正相关关系，并并且收入差距的上升将会导致城镇居民总体储蓄率的上升；中国城镇居民储蓄率显示出U型的生命周期特征，在考虑了家庭的教育、医疗支出以后，这一特征表现得更加显著；家庭的人口年龄构成对于储蓄率产生了显著的影响；城镇居民的住房财富水平与其储蓄率之间基本没有显著关系，但户主的政治面貌、受教育程度、性别对城镇居民储蓄率存在一定影响。三、 模型设定与检验3.1 模型设定3.1.1 变量选取如前所述，根据国内外学者对于居民储蓄决定因素的研究，本文将选取城镇居民

4、人均可支配收入、农村居民家庭人均纯收入、实际存款利率和通货膨胀率四个指标探讨1980年至2009年影响我国城乡居民储蓄的主要因素，寻找后金融危机时代通过合理利用居民储蓄促进经济增长和遏制通货膨胀的有效宏观调控政策。城镇居民人均可支配收入。指城镇居民家庭人均可用于最终消费支出和其它非义务性支出以及储蓄的总和，即居民家庭可以用来自由支配的收入。它是家庭总收入扣除交纳的所得税、个人交纳的社会保障费以及调查户的记账补贴后的收入。计算公式为：可支配收入=家庭总收入- 交纳的所得税- 个人交纳的社会保障支出- 记帐补贴。一般来说，城镇居民人均可支配收入越高，居民储蓄会越多。农村居民家庭人均纯收入。“农民人

5、均纯收入”指的是按农村人口平均的农民纯收入，反映的是一个国家或地区农村居民收入的平均水平，计算公式为：农民人均纯收入=（农村居民家庭总收入家庭经营费用支出生产性固定资产折旧税金和上交承包费用调查补贴）/农村居民家庭常住人口。实际存款利率。当实际利率大于零时，居民将资金存在银行才能获得利息；而只有当实际利率大于居民能从其他投资渠道获得的必要收益率时，居民才会增加储蓄。由此，实际利率是影响居民储蓄的一个重要金融变量。通货膨胀率。通货膨胀率是货币超发部分与实际需要的货币量之比,用以反映通货膨胀、货币贬值的程度;而价格指数则是反映价格变动趋势和程度的相对数。当通货膨胀率大于名义利率导致实际利率为负时，

6、居民不倾向于持有货币而是倾向于持有实物保值，这会在一定程度上降低居民储蓄。3.1.2 样本数据本文选取1980年2009年中国城乡居民储蓄、城镇居民人均可支配收入、农村居民家庭人均纯收入、实际利率和通货膨胀率数据进行分析。其中实际利率是根据公式“实际利率=（名义利率-通货膨胀率）/（1+通货膨胀率）”计算而得。选取这样的时间段涵盖了我国自改革开放以来完整的居民储蓄的变化，也包括了金融危机发生前后的所有样本，具有很强的代表性。样本如表1所示：表1 居民储蓄影响因素样本数据年份城乡居民储蓄（亿元）城镇居民人均可支配收入（元）农村居民家庭人均纯收入（元）实际利率（%）通货膨胀率（%）19803994

7、44191-0.23619815244632233.282.41982675.45002704.851.91983892.5526309.85.261.519841214.7608355.33.932.819851623690397-2.259.3198622378284240.666.519873075916419-0.097.3198838071119545-8.5518.8198951351260602-5.68181990703413876305.373.11991911015707104.023.419921154518267841.096.41993147642337921-4.8

8、114.719942151931791220-10.5724.119952966238931578-5.2317.119963852148391926-0.778.3199746280516020902.79199853407542521604.62-0.8199959622585422103.70-1.4200064300628022531.570.4200173762686023661.270.7200286911770324762.802003103618847226221.041.2200411955594222936-1.593.920051410511049332550.711.8

9、20061615871175935871.002007172534137864140-0.634.82008217885157814761-3.455.920092607721717551532.97-0.7数据来源：中国统计局网站 3.1.3 模型建立由于城乡居民储蓄、城镇居民人均可支配收入、农村居民家庭人均纯收入都是绝对数，而其他两个指标是相对数，所以在模型中将这三个数据取对数。根据上述分析，现建立模型如下：上述模型中，表示常值系数；S表示城乡居民储蓄；U表示城镇居民人均可支配收入；V表示农村居民家庭人均纯收入；r表示实际存款利率；表示通货膨胀率；表示随机扰动项。3.2 模型拟合利用样本数

10、据，通过Eviews软件对上述模型进行拟合得到如下结果：Dependent Variable: LNSMethod: Least SquaresDate: 06/06/11 Time: 12:48Sample: 1980 2009Included observations: 30VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C-4.8169070.452161-10.653080.0000LNU1.1154930.4557392.4476580.0217LNV0.7614850.5263861.4466300.1604R0.0664020.03339

11、31.9885020.0578PI0.0482990.0210592.2935480.0305R-squared0.991540Mean dependent var9.684565Adjusted R-squared0.990187S.D. dependent var2.010020S.E. of regression0.199114Akaike info criterion-0.238862Sum squared resid0.991164Schwarz criterion-0.005329Log likelihood8.582929F-statistic732.5608Durbin-Wat

12、son stat0.428077Prob（F-statistic）0.000000回归方程为：LNS = -4.816906684 + 1.115493298*LNU + 0.7614852921*LNV + 0.06640225285*R + 0.04829891623*PI3.3 模型检验3.3.1 经济意义检验根据上述模型拟合结果，每当城镇居民人均可支配收入增加1个百分点，城乡居民储蓄也增加约1.11个百分点，这与实际经济意义相符；当农村居民家庭人均纯收入增加1个百分点，城乡居民储蓄增加约0.76个百分点，与现实经济意义相符；当实际存款利率提高1%，城乡居民储蓄增加约0.066个百分点，

13、符合实际经济意义；当通货膨胀率增加1%，城乡居民储蓄增加约0.048个百分点，这与实际经济意义相悖。3.3.2 统计检验拟合优度。修正前的R平方为0.991540，而修正后的R平方也达到了0.990187，可见模型与样本数据的拟合程度非常高。F检验。由回归结果可以看出，针对零假设H0：=0，F值为732.5608，其P值非常小0.000000，在0.1的显著性水平下F检验显著，说明上述四个变量联合起来对于城乡居民储蓄有较强的解释作用。t检验。根据模型估计结果，在系数等于0的零假设下，常数项、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、通货膨胀率的t值分别为-10.65308、

14、2.447658、1.446630、1.988502、2.293548，P值分别为0.0000、0.0217、0.1604、0.0578、0.0305，在0.1的显著性水平下，除了农村居民家庭人均纯收入以外的其他变量对于城乡居民储都有显著的影响。3.3.3 多重共线性检验上述模型中，农村居民家庭人均纯收入的系数不显著，但模型的总体拟合程度即R平方很大，说明可能存在多重共线性。检验是否存在多重共线性。利用简单相关系数法检验多重共线性的程度。计算各解释变量，结果如表2所示。U和V相关系数以及r与pi相关系数很高，表明可能存在较为严重的多重共线性。表2 模型中各解释变量相关系数矩阵LnULnVpi1

15、0.9970-0.0728-0.2419-0.0646-0.2391-0.9047修正。利用逐步回归法解决多重共线性问题。首先用lnS分别对lnU、lnV、r、pi进行一元回归，结果表明：加入lnU的经调整的R平方较大且显著性检验均通过，为0.986859。进一步加入lnV，经调整的R平方有所增大为0.988777，但此时LnU系数的P值为0.1388，在0.1的显著性水平下不显著，故删除lnV变量。以经调整的R平方、t检验、F检验以及系数经济意义为检验指标哦，经过反复调试，最终发现农村居民家庭人均纯收入、实际存款利率以及通货膨胀率对于城乡居民储蓄的影响都是不显著的，所以最后确定模型为：LNS

16、 = -3.565427496 + 1.669045032*LNU回归结果如下： 06/07/11 Time:08-3.5654270.286964-12.424631.6690450.03575746.677260.9873120.9868590.230421-0.0334801.4866220.0599332.5022072178.7660.1981623.3.4 异方差检验首先，利用残差的图形检验异方差的存在性。利用残差平方对被解释变量作图，结果如图1所示；可见异方差是有可能的。图1 残差对被解释变量散点图 其次，利用White异方差检验。检验结果如下所示。在0.01的显著性水平下可以认

17、为不存在异方差。White Heteroskedasticity Test:4.634745Probability0.018604Obs*R-squared7.6671800.021632Test Equation: RESID2501.6716920.7585062.2039260.0362-0.3929420.196309-2.0016530.0555LNU20.0232480.0124651.8650180.07310.2555730.0495540.2004300.0821760.073480-2.2889600.145782-2.14884037.334400.5715203.3.5 自相关检验首先，利用残差图进行检验。结果如图2所示；可见残差并不是随机变动而是存在一定的变动趋势，所以自相关是可能存在的。其次，利用Durbin-Watson检验。由估计结果可知，DW值为0.198162，在样本容量为30，解释变量为1个，显著性水平为0.01的条件下，查表知dL=1.133，dU=1.263，DW小于DL，表明存在正的一阶序列相关。利用Cochrane-Orcutt迭代法对模型进行修正。结