法定準(zhǔn)備金主要要素及對策分析

1、法定準(zhǔn)備金主要要素及對策分析目錄摘 要Abstract引 言2一、法定準(zhǔn)備金主要要素的關(guān)聯(lián)度雙變量分析3二、法定準(zhǔn)備金主要要素的關(guān)聯(lián)度分析15三、模型設(shè)定誤差分析24四、模型結(jié)構(gòu)穩(wěn)定性檢驗25五、模型多重共線性診斷及補救29六、模型自相關(guān)診斷及補救31七、模型異方差診斷及補救32八、預(yù)測模型選擇34九小結(jié)與建議35十參考文獻(xiàn)37引 言法定準(zhǔn)備金政策是我國人民銀行對我國經(jīng)濟進行宏觀調(diào)控的重要貨幣政策之一。自1984 年中國人民銀行按存款種類規(guī)定了法定準(zhǔn)備金率以來，我國央行先后31 次調(diào)整了法定準(zhǔn)備金率，尤其是自2003 年以后更是形成了逐步調(diào)高的趨勢，這段時間的特點主要是頻率快、幅度小、提前公布

2、。頻率快主要指央行從2003 年以后逐步加快了對法定準(zhǔn)備率的調(diào)整，特別是從2007 年開始央行在一年內(nèi)做了十次上調(diào)，隨后2008 年調(diào)過九次，而這在世界范圍內(nèi)都是少見的。由此可見，中國人民銀行在2010年已經(jīng)六次上調(diào)至歷史最高點，其目的是想讓我國過熱的經(jīng)濟能得到有效的降溫，以便CPI從高位回落,并回籠投放過多的貨幣。對此本文選取全國近16年來有關(guān)法定準(zhǔn)備金、廣義貨幣(M2)、CPI、基準(zhǔn)利率及發(fā)行貨幣的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，并運用計量經(jīng)濟學(xué)的分析方法，建立相應(yīng)的回歸模型以及運用一些相關(guān)分析方法對所建模型進行分析，以更好的說明因素間的關(guān)系，即法定準(zhǔn)備金對廣義貨幣(M2)、 CPI、基準(zhǔn)利率的影響關(guān)系。一、法

3、定準(zhǔn)備金要素的關(guān)聯(lián)度雙變量分析（一）法定準(zhǔn)備金與廣義貨幣(M2)關(guān)聯(lián)度分析為了更好的進行對法定準(zhǔn)備金和廣義貨幣(M2)的關(guān)聯(lián)度分析，我們選取全國1994年至2009年法定準(zhǔn)備金和廣義貨幣(M2)的統(tǒng)計資料，如表1所示。表1 1994-2009年全國法定準(zhǔn)備金和廣義貨幣(M2)（單位：億萬元）年份法定準(zhǔn)備金廣義貨幣(M2)199412311394.9246923.5199512311783.3160750.5199612312049.6976094.9199712312372.8790995.3199812311168.07104498.519991231866.47119897.9200012

4、311029.94134610.3200112311208.11158301.9200212311323.71185007.0200312311612.42221222.8200412311887.80254107.0200512312198.96298755.7200612312602.26345603.6200712313196.32403442.2200812313112.04475166.6200912314277.50606225.0 我們建立二元回歸模型yb1b2X2（相關(guān)計算數(shù)據(jù)參照于表1），把法定準(zhǔn)備金作為被解釋變量y，廣義貨幣(M2)作為解釋變量X2，運行統(tǒng)計分析軟件SPSS

5、，將上表中數(shù)據(jù)輸入界面，進行回歸分析所得結(jié)果如表2、表3和表4所示。表2 模型匯總ModelRR SquareAdjusted R SquareStd. Error of the Estimate1.843(a).710.690518.02790a Predictors: (Constant), 貨幣供給量表3 ANOVA(b)Model Sum of SquaresDfMean SquareFSig.1Regression9219606.75819219606.75834.356.000(a) Residual3756940.60214268352.900 Total1.298E715 a

6、Predictors: (Constant),貨幣供給量b Dependent Variable:法定準(zhǔn)備金表4 系數(shù)(a)Model Unstandardized CoefficientsStandardized CoefficientstSig. BStd. ErrorBeta 1(Constant)929.490224.6284 4.138.001 貨幣供給量.005.001.8435.861.000a Dependent Variable: 法定準(zhǔn)備金據(jù)此，可得該回歸模型各項數(shù)據(jù)為：b2 0.005b1 929.490 268352.900Var（b1） 50457.653Var（b2

7、） 0.000Se（b1） 224.628 Se（b2） 0.001t（b1） 4.138 t（b2） 5.861 0.710 df 14模型為：y929.4900.005X2令0.1，我們提出如下假設(shè)：H0：Bi0，YB1+B2X2+i yb1b2X2 t(bi) (14)在水平下，t檢驗的拒絕域為：，1.761和1.761，所以t（b1）、t（b2）均落在拒絕域中，拒絕原假設(shè)，即常數(shù)項和X2對于模型均有意義。對于該模型的經(jīng)濟意義解釋如下：平均而言，在其他條件不變的情況下，廣義貨幣(M2)每變動一個單位，將引起法定準(zhǔn)備金變動0.005個單位。并且，該模型反映了71.0%的真實情況。（二）法定

8、準(zhǔn)備金和CPI的關(guān)聯(lián)度分析為了更好的進行對法定準(zhǔn)備金和CPI的關(guān)聯(lián)度分析，我們選取全國1994年至2009年法定準(zhǔn)備金和CPI的統(tǒng)計資料，如表5所示。表5 1994-2009年全國法定準(zhǔn)備金和CPI（單位：億萬元）年份法定準(zhǔn)備金CPI199412311394.921.241199512311783.311.171199612312049.691.083199712312372.871.028199812311168.070.99219991231866.470.986200012311029.941.004200112311208.111.007200212311323.710.9922003

9、12311612.421.012200412311887.801.039200512312198.961.018200612312602.261.015200712313196.321.048200812313112.041.059200912314277.500.993 我們建立二元回歸模型yb1b2X3（相關(guān)計算數(shù)據(jù)參照于表5），把法定準(zhǔn)備金作為被解釋變量y，CPI作為解釋變量X3，運行統(tǒng)計分析軟件SPSS，將上表中數(shù)據(jù)輸入界面，進行回歸分析所得結(jié)果如表6、表7和表8所示。表6 模型匯總ModelRR SquareAdjusted R SquareStd. Error of the Est

10、imate1.044a.002-.069961.83596a Predictors: (Constant), CPI表7 ANOVA(b)Model Sum of SquaresDfMean SquareFSig.1Regression24749.621124749.621.027.872a Residual1.295E714925128.410 Total1.298E715a Predictors: (Constant), CPIb Dependent Variable:法定準(zhǔn)備金表8 系數(shù)(a)Model Unstandardized CoefficientsStandardized Co

11、efficientstSig. BStd. ErrorBeta 1(Constant)2609.0833699.434.705.492 CPI-578.9153539.416-.044-.164.872a Dependent Variable: 法定準(zhǔn)備金據(jù)此，可得該回歸模型各項數(shù)據(jù)為：b2 578.915b1 2609.083 925128.410Se（b1） 3699.434 Se（b2） 3539.416t（b1） 0.705 t（b2） 0.164 0.002 df 14模型為：y2609.083578.915X3令0.1，我們提出如下假設(shè)：H0：Bi0，YB1+B2X3+i yb1b

12、2X3 t(bi) (14)在水平下，t檢驗的拒絕域為：，1.761和1.761，所以t（b1）、t（b2）均落在非拒絕域中，不拒絕原假設(shè)，即常數(shù)項和X3對于模型均沒有意義。（三）法定準(zhǔn)備金和基準(zhǔn)利率的關(guān)聯(lián)度分析為了更好的進行對法定準(zhǔn)備金和基準(zhǔn)利率的關(guān)聯(lián)度分析，我們選取全國1994年至2009年法定準(zhǔn)備金和基準(zhǔn)利率的統(tǒng)計資料，如表9所示。表9 1994-2009年全國法定準(zhǔn)備金和發(fā)行貨幣（單位：億萬元）年份法定準(zhǔn)備金基準(zhǔn)利率（%）199412311394.9210.98 199512311783.3110.98 199612312049.697.47 199712312372.875.67 1

13、99812311168.073.78 19991231866.472.25 200012311029.942.25 200112311208.112.25 200212311323.711.98 200312311612.421.98 200412311887.802.25 200512312198.962.25 200612312602.262.52 200712313196.324.14 200812313112.042.25 200912314277.502.25 我們建立二元回歸模型yb1b2lnX4（相關(guān)計算數(shù)據(jù)參照于表9），把法定準(zhǔn)備金作為被解釋變量y，基準(zhǔn)利率作為解釋變量X4，運

14、行統(tǒng)計分析軟件SPSS，將上表中數(shù)據(jù)輸入界面，進行回歸分析所得結(jié)果如表10、表11和表12所示。表2 模型匯總ModelRR SquareAdjusted R SquareStd. Error of the Estimate1.051a.003-.069961.51933a Predictors: (Constant), 基準(zhǔn)利率表3 ANOVA(b)Model Sum of SquaresDfMean SquareFSig.1Regression33275.500133275.500.036.852a Residual1.294E714924519.419 Total1.298E715a P

15、redictors: (Constant), 基準(zhǔn)利率b Dependent Variable:法定準(zhǔn)備金表4 系數(shù)(a)Model Unstandardized CoefficientsStandardized CoefficientstSig. BStd. ErrorBeta 1(Constant)2098.540547.2303.835.002 基準(zhǔn)利率-77.497408.490-.051-.190.852a Dependent Variable: 法定準(zhǔn)備金據(jù)此，可得該回歸模型各項數(shù)據(jù)為：b2 77.497b1 2098.540 924519.419Se（b1） 408.490 Se

16、（b2） 547.230t（b1） 3.835 t（b2） 0.190 0.003 df 14模型為：y2098.54077.497X4令0.1，我們提出如下假設(shè)：H0：Bi0，YB1+B2X4+i yb1b2X4 t(bi) (14)在水平下，t檢驗的拒絕域為：，1.761和1.761，所以t（b2）均落在非拒絕域中，不拒絕原假設(shè)，即X4對于模型沒有意義。（四）法定準(zhǔn)備金和發(fā)行貨幣的關(guān)聯(lián)度分析為了更好的進行對法定準(zhǔn)備金和發(fā)行貨幣的關(guān)聯(lián)度分析，我們選取全國1994年至2009年法定準(zhǔn)備金和發(fā)行貨幣的統(tǒng)計資料，如表13所示。表13 1994-2009年全國法定準(zhǔn)備金和發(fā)行貨幣（單位：億萬元）年份

17、法定準(zhǔn)備金發(fā)行貨幣199412311394.927883.9 199512311783.318574.0 199612312049.699434.8 199712312372.8710981.1 199812311168.0712064.1 19991231866.4715069.8 200012311029.9415938.3 200112311208.1116868.7 200212311323.7118589.1 200312311612.4221240.5 200412311887.8023104.0 200512312198.9625854.0 200612312602.262913

18、8.7 200712313196.3232971.6 200812313112.0437115.8 200912314277.5041555.8 我們建立二元回歸模型yb1b2X5（相關(guān)計算數(shù)據(jù)參照于表13），把法定準(zhǔn)備金作為被解釋變量y，發(fā)行貨幣作為解釋變量X5，運行統(tǒng)計分析軟件SPSS，將上表中數(shù)據(jù)輸入界面，進行回歸分析所得結(jié)果如表14、表15和表16所示。表14 模型匯總ModelRR SquareAdjusted R SquareStd. Error of the Estimate1.788a.621.594592.37370a Predictors: (Constant), 發(fā)行貨幣

19、表15 ANOVA(b)Model Sum of SquaresDfMean SquareFSig.1Regression8063854.97218063854.97222.980.000a Residual4912692.38814350906.599 Total1.298E715a Predictors: (Constant), 發(fā)行貨幣b Dependent Variable:法定準(zhǔn)備金表16 系數(shù)(a)Model Unstandardized CoefficientsStandardized CoefficientstSig. BStd. ErrorBeta 1(Constant)57

20、4.072333.2671.723.107 發(fā)行貨幣.070.015.7884.794.000a Dependent Variable: 法定準(zhǔn)備金據(jù)此，可得該回歸模型各項數(shù)據(jù)為：b2 0.070b1 574.072 350906.599Se（b1） 333.267 Se（b2） 0.015t（b1） 1.723 t（b2） 4.794 0.621 df 14模型為：y574.0720.070X5令0.1，我們提出如下假設(shè)：H0：Bi0，YB1+B2X5+i yb1b2X5 t(bi) (14)在水平下，t檢驗的拒絕域為：，1.761和1.761，所以t（b2）均落在拒絕域中，拒絕原假設(shè)，即X

21、5對于模型有意義。對于該模型的經(jīng)濟意義解釋如下：平均而言，在其他條件不變的情況下，發(fā)行貨幣每變動一個單位，將引起法定準(zhǔn)備金變動0.070個單位。并且，該模型反映了62.1%的真實情況。綜上所述，分別作的y與X2，X3，X4， X5間的回歸：模型（一）y929.4900.005X2t = 4.138 5.6810710 df14模型（二）y2609.083578.915X3t0.705 0.1640.002 df14模型（三）y2098.54077.497X4t 3.835 0.1900.003 df14模型（三）y574.0720.070X5t=1.732 4.7940.621 df14可見，

22、法定準(zhǔn)備金受廣義貨幣（M2）的影響最大，因此選模型（一）為初始的回歸模型。二、法定準(zhǔn)備金要素的關(guān)聯(lián)度分析（一）法定準(zhǔn)備金、廣義貨幣（M2）與CPI關(guān)聯(lián)度分析 為了更好的進行對法定準(zhǔn)備金和廣義貨幣(M2)及CPI的關(guān)聯(lián)度分析，我們選取全國1994年至2009年法定準(zhǔn)備金和廣義貨幣(M2)及CPI的統(tǒng)計資料，如表2-1所示。表2-1 1994-2009年全國法定準(zhǔn)備金、廣義貨幣(M2)及CPI額（單位：億萬元）年份法定準(zhǔn)備金廣義貨幣(M2)CPI199412311394.9246923.51.241199512311783.3160750.51.171199612312049.6976094.91

23、.083199712312372.8790995.31.028199812311168.07104498.50.99219991231866.47119897.90.986200012311029.94134610.31.004200112311208.11158301.91.007200212311323.71185007.00.992200312311612.42221222.81.012200412311887.80254107.01.039200512312198.96298755.71.018200612312602.26345603.61.015200712313196.32403

24、442.21.048200812313112.04475166.61.059200912314277.50606225.00.993我們建立三元回歸模型yb1b2X2b3X3（相關(guān)計算數(shù)據(jù)參照于表2-1）。我們將法定準(zhǔn)備金作為被解釋變量y，廣義貨幣(M2)作為解釋變量X2，CPI作為解釋變量X3（以下各步同上），運行統(tǒng)計分析軟件SPSS，將上表中數(shù)據(jù)輸入界面，進行回歸分析所得結(jié)果如表2-2、表2-3和表2-4所示。表2-2 模型匯總ModelRR SquareAdjusted R SquareStd. Error of the Estimate1.884a.781.747467.90966a

25、Predictors: (Constant), 廣義貨幣(M2)、CPI2-3 ANOVA(b)Model Sum of SquaresDfMean SquareFSig.1Regression1.013E725065167.25723.135.000a Residual2846212.84613218939.450 Total1.298E715a Predictors: (Constant), 廣義貨幣(M2)、CPIb Dependent Variable: 法定準(zhǔn)備金表2-4 系數(shù)(a)Model Unstandardized CoefficientsStandardized Coeff

26、icientstSig. BStd. ErrorBeta 1(Constant)-3100.3021986.224-1.561.143 廣義貨幣(M2).005.001.9416.794.000 CPI3743.8621835.640.2822.040.062a Dependent Variable: 法定準(zhǔn)備金據(jù)此，可得該回歸模型各項數(shù)據(jù)為：y3100.3020.005X23743.862X3令0.1我們提出如下假設(shè)：H0：Bi0，YB1+B2X2+B3X3+i yb1b2X2b3X3 t(bi) (15)在水平下，t檢驗的拒絕域為：，1.753和1.753，所以t（b1）、t（b2）、t（

27、b3）均落在拒絕域中，拒絕原假設(shè)，即常數(shù)項、X2、X3對于模型均有意義。聯(lián)合假設(shè)檢驗：H0：0F (2，15)在水平下，模型中的F值落在F檢驗的右側(cè)拒絕域3.68，中，拒絕原假設(shè)，即0對于該模型的經(jīng)濟意義解釋如下：平均而言，在其他條件不變的情況下，廣義貨幣(M2)每變動一個單位，將引起法定準(zhǔn)備金變動0.005個單位；在其他條件不變的情況下，CPI每變動一個單位，將引起法定準(zhǔn)備金變動3743.862個單位。并且，該模型反映了78.1%的真實情況。（二）法定準(zhǔn)備金、廣義貨幣（M2）、CPI與基準(zhǔn)貨幣關(guān)聯(lián)度分析為了更好的進行對法定準(zhǔn)備金和廣義貨幣(M2)、CPI及基準(zhǔn)利率的關(guān)聯(lián)度分析，我們選取全國1

28、994年至2009年法定準(zhǔn)備金和廣義貨幣(M2) CPI及基準(zhǔn)利率的統(tǒng)計資料，如表2-5所示。表2-5 1994-2009年全國法定準(zhǔn)備金、廣義貨幣(M2)及CPI額（單位：億萬元）年份法定準(zhǔn)備金廣義貨幣(M2)CPI（%）基準(zhǔn)利率（%）199412311394.9246923.51.24110.98 199512311783.3160750.51.17110.98 199612312049.6976094.91.0837.47 199712312372.8790995.31.0285.67 199812311168.07104498.50.9923.78 19991231866.471198

29、97.90.9862.25 200012311029.94134610.31.0042.25 200112311208.11158301.91.0072.25 200212311323.71185007.00.9921.98 200312311612.42221222.81.0121.98 200412311887.80254107.01.0392.25 200512312198.96298755.71.0182.25 200612312602.26345603.61.0152.52 200712313196.32403442.21.0484.14 200812313112.04475166.

30、61.0592.25 200912314277.50606225.00.9932.25 我們建立四元回歸模型yb1b2X2b3X3b4X4（相關(guān)計算數(shù)據(jù)參照于表2-5）。我們將法定準(zhǔn)備金作為被解釋變量y，廣義貨幣(M2)作為解釋變量X2，CPI作為解釋變量X3，基準(zhǔn)利率作為解釋變量X4（以下各步同上），運行統(tǒng)計分析軟件SPSS，將上表中數(shù)據(jù)輸入界面，進行回歸分析所得結(jié)果如表2-6、表2-7和表2-8所示。表2-6 模型匯總ModelRR SquareAdjusted R SquareStd. Error of the Estimate1.964a.929.912276.40189a Predi

31、ctors: (Constant), 廣義貨幣(M2)、CPI、基準(zhǔn)利率2-7 ANOVA(b)Model Sum of SquaresDfMean SquareFSig.1Regression1.206E734019923.76352.618.000a Residual916776.0691276398.006 Total1.298E715a Predictors: (Constant), 廣義貨幣(M2)、CPI、基準(zhǔn)利率b Dependent Variable: 法定準(zhǔn)備金表2-8 系數(shù)(a)Model Unstandardized CoefficientsStandardized Co

32、efficientstSig. BStd. ErrorBeta 1(Constant)7372.0622391.4713.083.009 廣義貨幣(M2).007.0011.19912.411.000 CPI-7866.1472552.065-.593-3.082.009基準(zhǔn)利率320.44063.7641.0685.025.000a Dependent Variable: 法定準(zhǔn)備金據(jù)此，可得該回歸模型為：y7372.0620.007X27866.147X3320.440X4令0.1我們提出如下假設(shè)：H0：Bi0，YB1+B2X2+B3X3B4X4+i yb1b2X2b3X3b4X4 t(b

33、i) (12)在水平下，t檢驗的拒絕域為：，1.782和1.782，所以t（b1）、t（b2）、t（b3）、t（ b4）均落在拒絕域中，拒絕原假設(shè)，即常數(shù)項、X2、X3、X4對于模型均有意義。聯(lián)合假設(shè)檢驗：H0：0F (3，12)在水平下，模型中的F值落在F檢驗的右側(cè)拒絕域3.49，中，拒絕原假設(shè)，即0對于該模型的經(jīng)濟意義解釋如下：平均而言，在其他條件不變的情況下，廣義貨幣(M2)每變動一個單位，將引起法定準(zhǔn)備金變動0.007個單位；在其他條件不變的情況下，CPI每變動一個單位，將引起法定準(zhǔn)備金變動7866.147個單位；在其他條件不變的情況下，基準(zhǔn)利率每變動一個單位，將引起法定準(zhǔn)備金變動32

34、0.440個單位。并且，該模型反映了92.9%的真實情況。（三）法定準(zhǔn)備金、廣義貨幣（M2）、CPI、基準(zhǔn)利率與發(fā)行貨幣關(guān)聯(lián)度分析為了更好的進行對法定準(zhǔn)備金和廣義貨幣(M2)、CPI、基準(zhǔn)利率與發(fā)行貨幣的關(guān)聯(lián)度分析，我們選取全國1994年至2009年法定準(zhǔn)備金和廣義貨幣(M2) 、CPI、基準(zhǔn)利率與發(fā)行貨幣的統(tǒng)計資料，如表2-9所示。表2-9 1994-2009年全國法定準(zhǔn)備金、廣義貨幣(M2)及CPI額（單位：億萬元）年份法定準(zhǔn)備金廣義貨幣(M2)CPI（%）基準(zhǔn)利率（%）發(fā)行貨幣199412311394.9246923.51.24110.98 7883.9 199512311783.316

35、0750.51.17110.98 8574.0 199612312049.6976094.91.0837.47 9434.8 199712312372.8790995.31.0285.67 10981.1 199812311168.07104498.50.9923.78 12064.1 19991231866.47119897.90.9862.25 15069.8 200012311029.94134610.31.0042.25 15938.3 200112311208.11158301.91.0072.25 16868.7 200212311323.71185007.00.9921.98 1

36、8589.1 200312311612.42221222.81.0121.98 21240.5 200412311887.80254107.01.0392.25 23104.0 200512312198.96298755.71.0182.25 25854.0 200612312602.26345603.61.0152.52 29138.7 200712313196.32403442.21.0484.14 32971.6 200812313112.04475166.61.0592.25 37115.8 200912314277.50606225.00.9932.25 41555.8 我們建立五元

37、回歸模型yb1b2X2b3X3b4X4b5X5（相關(guān)計算數(shù)據(jù)參照于表2-9）。我們將法定準(zhǔn)備金作為被解釋變量y，廣義貨幣(M2)作為解釋變量X2，CPI作為解釋變量X3，基準(zhǔn)利率作為解釋變量X4，發(fā)行貨幣作為解釋變量X5（以下各步同上），運行統(tǒng)計分析軟件SPSS，將上表中數(shù)據(jù)輸入界面，進行回歸分析所得結(jié)果如表2-10、表2-11和表2-12所示。表2-10 模型系數(shù)ModelRR SquareAdjusted R SquareStd. Error of the Estimate1.964a.929.904288.64300a Predictors: (Constant), 廣義貨幣(M2)、C

38、PI、基準(zhǔn)利率、發(fā)行貨幣2-11 ANOVA(b)Model Sum of SquaresDfMean SquareFSig.1Regression1.206E743015021.18836.188.000a Residual916462.6061183314.782 Total1.298E715a Predictors: (Constant), 廣義貨幣(M2)、CPI、基準(zhǔn)利率、發(fā)行貨幣b Dependent Variable: 法定準(zhǔn)備金表2-12 系數(shù)(a)Model Unstandardized CoefficientsStandardized CoefficientstSig. B

39、Std. ErrorBeta 1(Constant)7305.4052723.5712.682.021 M2（億元）.007.0051.2581.314.216 CPI-7744.3473323.515-.584-2.330.040基準(zhǔn)利率315.797100.8211.0523.132.010發(fā)行貨幣X3-.006.093-.064-.061.952a Dependent Variable: 法定準(zhǔn)備金據(jù)此，可得該回歸模型為：y7305.4050.007X27744.347X3315.797X40.006X5令0.1我們提出如下假設(shè)：H0：Bi0，YB1+B2X2+B3X3B4X4B5X5i

40、 yb1b2X2b3X3b4X4b5X5 t(bi) (11)在水平下，t檢驗的拒絕域為：，1.795和1.795，所以t（b1）、t（b3）、t（b4）均落在拒絕域中，拒絕原假設(shè)，即常數(shù)項、X2、X3 、X4對于模型均有意義，但t（b2）、t（b5）落在非拒絕域，因此X5對于模型沒有意義，沒有存在的必要。聯(lián)合假設(shè)檢驗：H0：0F (4，11)在水平下，模型中的F值落在F檢驗的右側(cè)拒絕域3.36，中，拒絕原假設(shè)，即0對于該模型的經(jīng)濟意義解釋如下：平均而言，在其他條件不變的情況下，CPI每變動一個單位，將引起法定準(zhǔn)備金變動7744.347個單位；在其他條件不變的情況下，基準(zhǔn)利率每變動一個單位，將

41、引起法定準(zhǔn)備金變動315.797個單位。并且，該模型反映了92.9%的真實情況。（四）模型影響因素數(shù)量確定對于初始模型：y929.4900.005X2 0.710 1-(1-) 0.690對于模型（一）：y3100.3020.005X23743.862X3 0.781 1-(1-) 0.747對于模型（二）：y7372.0620.007X27866.147X3320.440X4 0.929 1-(1-) 0.912對于模型（三）：y7305.4050.007X27744.347X3315.797X40.006X5 0.929 1-(1-) 0.904據(jù)此，我們可以看出，該模型在增加了解釋變量X

42、3（CPI），X4（基準(zhǔn)利率），校正判定系數(shù)增大了，即CPI和基準(zhǔn)利率是影響法定準(zhǔn)備金的重要因素，應(yīng)在模型中保留。但是增加的解釋變量X5（發(fā)行貨幣），擬合優(yōu)度沒變且校正判定系數(shù)稍微變小了，同時X5的參數(shù)未能通過t檢驗。三、模型設(shè)定誤差分析對于初始模型：y929.4900.005X2Se224.629 0.001t4.138 5.6810710 df14對于模型（一）：y3100.3020.005X23743.862X3Se=1986.224 0.001 1835.640t1.561 16.794 2.0400.781 df13 F23.135對于模型（二）：y7372.0620.007X278

43、66.147X3320.440X4Se2391.471 0.001 2552.065 63.764t=3.083 12.411 3.082 5.0250.929 df 12 F 52.618對于模型（三）：y7305.4050.007X27744.347X3315.797X40.006X5Se2723.571 0.005 3323.515 100.821 0.093t2.682 1.314 2.330 3.132 0.0610.929 df 11 F 36.188通過比較可以發(fā)現(xiàn)：1引入X3，模型（一）中各參數(shù)的t檢驗值要比初始模型中對應(yīng)參數(shù)的t檢驗值大，即假設(shè)檢驗更為顯著，并且模型（一）的擬

44、合優(yōu)度也有所提高；2引入X4，擬合優(yōu)度再次提高，卻參數(shù)符號合理，變量也通過了t檢驗；3引入X5，擬合優(yōu)度并沒有提高并且X5的參數(shù)未能通過t檢驗，且參數(shù)符號與經(jīng)濟意義不符，因此X5是多余的。綜上所述，最終的法定準(zhǔn)備金以模型（二）為最優(yōu)，即：y7372.0620.007X27866.147X3320.440X4四、模型結(jié)構(gòu)穩(wěn)定性檢驗對樣本進行回歸分析，依據(jù)前面步驟可得出以下數(shù)據(jù)：y7372.0620.007X27866.147X3320.440X4Se2391.471 0.001 2552.065 63.764t= 3.083 12.411 3.082 5.0250.929 df 12 F 52.

45、618（1）將樣本分為兩段，其中第一段數(shù)據(jù)如表4-1所示。表4-1 1994-2001年全國法定準(zhǔn)備金、廣義貨幣(M2)及CPI（單位：億萬元）年份法定準(zhǔn)備金廣義貨幣(M2)CPI（%）基準(zhǔn)利率（%）199412311394.9246923.51.24110.98 199512311783.3160750.51.17110.98 199612312049.6976094.91.0837.47 199712312372.8790995.31.0285.67 199812311168.07104498.50.9923.78 19991231866.47119897.90.9862.25 20001

46、2311029.94134610.31.0042.25 200112311208.11158301.91.0072.25 建立三元回歸模型yb1b2X2b3X3（相關(guān)計算數(shù)據(jù)參照于表4-1），運行統(tǒng)計分析軟件SPSS，將上表中數(shù)據(jù)輸入界面，進行回歸分析所得結(jié)果如表4-2、表4-3和表4-4所示。 表4-2 模型匯總ModelRR SquareAdjusted R SquareStd. Error of the Estimate1.798a.636.363423.44181a Predictors: (Constant), 廣義貨幣(M2)、CPI、基準(zhǔn)利率表4-3 ANOVA(b)Model Sum of SquaresDfMean SquareFSig.1Re