關(guān)于我國城鄉(xiāng)居民儲蓄影響因素的實(shí)證分析

1、學(xué)號08050133班級08金融1班計量經(jīng)濟(jì)學(xué)期末課程設(shè)計題目：我國城鄉(xiāng)居民儲蓄影響因素的實(shí)證分析我國城鄉(xiāng)居民儲蓄影響因素的實(shí)證分析摘要 金融危機(jī)爆發(fā)后為促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，我國多次采用利率政策調(diào)節(jié)居民儲蓄與消費(fèi)，但收效甚微。本文通過選取城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、農(nóng)村居民家庭人均純收入、實(shí)際存款利率、通貨膨脹率四個指標(biāo)，基于1980年至2009年樣本數(shù)據(jù)建立多元回歸模型，檢驗(yàn)了四個變量對于城鄉(xiāng)居民儲蓄的影響，并提出了四個政策建議：增加城鎮(zhèn)居民人均可支配收入以及農(nóng)村居民家庭人均純收入、完善資本市場以及農(nóng)村金融市場、慎重使用利率政策、建立健全社會保障制度以及完善稅收財政體制。關(guān)鍵詞 居民儲蓄 人均可支配收

2、入 多元回歸一、引言居民儲蓄是影響國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要變量之一，也是促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的重要環(huán)節(jié)。通過儲蓄而累積的巨大資本對于卓有成效的投資和消費(fèi)市場的建立是非常有幫助的。一直以來，我國主要通過出口拉動經(jīng)濟(jì)，其他兩架馬車尤其是消費(fèi)扮演的角色卻無足輕重，而過高的儲蓄是導(dǎo)致這一結(jié)果的重要原因之一?；诖?，我國曾多次采用利率政策以期影響居民的儲蓄行為，但這對于數(shù)千年傳統(tǒng)思維根深蒂固的消費(fèi)和儲蓄觀的沖擊顯然是十分有限的。自1978年改革開放以來，我國城鄉(xiāng)居民儲蓄存款余額由210.6億元增長到2009年的260772億元，增幅達(dá)1237倍之多，而2008年至2009年增長率也達(dá)到了20%，這種大額度、高增長

3、的居民儲蓄情況制約著我國經(jīng)濟(jì)的轉(zhuǎn)型。2008年金融危機(jī)以來，拉動內(nèi)需、加大投資力度更是成了各國政府宏觀政策的重中之重。我國也投放了4萬億人民幣用于救助市場。隨著各國量化寬松貨幣政策實(shí)施而來的問題是各個市場面臨著巨大的通脹壓力，我國截至2011年4月的CPI（居民消費(fèi)價格指數(shù)）達(dá)到了近一年的最高值5.3%?？刂仆ㄘ浥蛎浥c拉動經(jīng)濟(jì)運(yùn)行稱為市場面臨的主要難題。在這一過程中，通過有效手段在保持合理通貨膨脹的同時充分釋放居民儲蓄的巨大購買力對于改善目前后金融危機(jī)時代的困境是大有裨益的?；诖耍疚耐ㄟ^選取通貨膨脹率、實(shí)際存款利率、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農(nóng)村居民家庭人均純收入四個變量建立多元線性計量模型

4、，探討影響我國城鄉(xiāng)居民儲蓄的主要因素，并提出了如何有效調(diào)節(jié)居民儲蓄以滿足經(jīng)濟(jì)增長需求的政策建議。二、文獻(xiàn)綜述居民儲蓄問題一直是國內(nèi)外學(xué)界研究的重點(diǎn)之一。目前對居民儲蓄的研究主要基于經(jīng)典消費(fèi)儲蓄理論，通過進(jìn)行影響居民儲蓄行為的因素分析和實(shí)證檢驗(yàn)來為政府制定宏觀經(jīng)濟(jì)政策提供建議。國外研究的基石是經(jīng)典消費(fèi)理論。凱恩斯的絕對收入理論強(qiáng)調(diào)絕對收入決定當(dāng)前消費(fèi)。該理論認(rèn)為在短期中，收入與消費(fèi)是相關(guān)的，即消費(fèi)取決于收入，消費(fèi)與收入之間的關(guān)系即消費(fèi)傾向。邊際消費(fèi)傾向是正數(shù)且小于1，其隨收入的增加而遞減，并小于平均消費(fèi)傾向，這就是所謂的邊際消費(fèi)遞減規(guī)律。杜森貝提出的相對收入理論則認(rèn)為消費(fèi)并不取決于當(dāng)期絕對收入水

5、平，而是取決于相對收入水平，即相對于他人收入水平和本人歷史上最高的收入水平。這一理論因認(rèn)為消費(fèi)習(xí)慣和消費(fèi)者周圍的消費(fèi)水平?jīng)Q定消費(fèi)者的消費(fèi)、當(dāng)期消費(fèi)是相對地被決定的而得名。該理論與絕對收入理論的區(qū)別還在于，杜森貝認(rèn)為從長期來看，平均消費(fèi)傾向和儲蓄傾向是穩(wěn)定的，但從短期來看，儲蓄率和邊際消費(fèi)傾向決定于掀起收入與高峰收入的比例i，由此導(dǎo)致短期消費(fèi)波動較大，同時由于習(xí)慣效應(yīng)的存在，收入減少對消費(fèi)減少的作用不大，而收入增加對消費(fèi)增加作用較大。莫迪利安尼的生命周期假說強(qiáng)調(diào)當(dāng)前消費(fèi)支出與家庭整個一生的全部預(yù)期收入相互聯(lián)系，每個家庭都是根據(jù)其一生的全部預(yù)期收入來安排自己的消費(fèi)支出，即在每一時點(diǎn)上，每個家庭的消

6、費(fèi)和儲蓄決策都反映了該家庭希望在其生命周期各個階段達(dá)到消費(fèi)的理想分布，以實(shí)現(xiàn)一生消費(fèi)效用最大化的企圖。該理論的意義在于把消費(fèi)與一生的收入與財產(chǎn)聯(lián)系起來，成功的解釋了長期消費(fèi)函數(shù)的穩(wěn)定性與短期消費(fèi)波動的原因。在長期中，財產(chǎn)與可支配收入的比率大致是不變的，可支配收入中勞動收入的比率（YL/YD) 也是大致不變的，因此，長期平均消費(fèi)傾向是穩(wěn)定的，邊際消費(fèi)傾向與平均消費(fèi)傾向大致相等。但在短期中，財產(chǎn)與可支配收入的比率是變動的，其原因主要是資本市場的價格變動基于國外著名經(jīng)濟(jì)學(xué)家建立的經(jīng)典消費(fèi)理論，我國學(xué)者從不同視角探討了造成我國居民儲蓄不斷增高的因素以及提供了具有可操作性的政策建議。宋錚（1999） 宋

7、錚. 中國居民儲蓄行為研究J. 金融研究，1999年第6期：46-50.基于預(yù)防性儲蓄假說理論，通過對中國居民面臨的個人風(fēng)險和系統(tǒng)性風(fēng)險的定性分析以及實(shí)證檢驗(yàn)，得出了預(yù)防性儲蓄過高是造成我國居民高儲蓄的主要原因，并在此基礎(chǔ)上提出了三點(diǎn)旨在啟動中國居民消費(fèi)需求，用以擴(kuò)大內(nèi)需、確保中國經(jīng)濟(jì)快速增長的政策建議。盧君生、蔡銳（2004） 盧君生，蔡銳. 居民儲蓄的影響因素分析與實(shí)證研究J. 南昌航空工業(yè)學(xué)院學(xué)報，2004年4月：15-20.基于歐文費(fèi)雪的跨時消費(fèi)理論檢驗(yàn)了影響我國居民儲蓄的影響因素，認(rèn)為居民收入、實(shí)際利率對于儲蓄有正效應(yīng)，名義利率、通貨膨脹對儲蓄有負(fù)效應(yīng)，此外，居民遺產(chǎn)動機(jī)、對未來預(yù)期

8、的不確定性以及金融機(jī)構(gòu)的消費(fèi)信貸約束也會影響儲蓄，且實(shí)際利率與名義利率對城鎮(zhèn)儲蓄和鄉(xiāng)村儲蓄的影響是有差別的。其中，實(shí)際利率對城鎮(zhèn)儲蓄的影響較為明顯，名義利率則對鄉(xiāng)村儲蓄的影響較為明顯。董章清（2006） 董章清. 關(guān)于我國居民儲蓄的影響因素分析J. 江西藍(lán)天學(xué)院學(xué)報，2006年3月：73-76.簡要回顧了居民儲蓄的研究歷程，通過選取城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、農(nóng)村居民家庭人均純收入、名義利率、實(shí)際利率和通貨膨脹率五個指標(biāo)檢驗(yàn)了居民儲蓄的影響因素，提出了保持我國經(jīng)濟(jì)的持續(xù)均衡的發(fā)展增加居民的可支配收入、建立健全社會保障制度、慎重調(diào)整存款利率、改善我國其他的投融資市場環(huán)境等四項(xiàng)政策建議。孫麗（2007

9、） 孫麗. 我國城鄉(xiāng)居民儲蓄存款影響因素分析J. 金融市場，2007年第8期：65-66.建立了多元線性回歸模型探討了影響我國城鄉(xiāng)居民儲蓄的主要因素，發(fā)現(xiàn)居民人均可支配收入、名義利率、實(shí)際利率等都與儲蓄存在較明顯的正相關(guān)性。張琳（2007） 張琳. 我國居民儲蓄問題的實(shí)證研究J. 邊疆經(jīng)濟(jì)與文化，2007年第5期：55-57.納入了商品零售價格指數(shù)作為影響居民儲蓄的變量之一進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，并提出了維持現(xiàn)有利率水平、完善資本市場加快儲蓄分流速度、建立健全社會保障制度、加強(qiáng)個人所得稅征管工作、放寬企業(yè)集資和民間借貸條件的審批制度五項(xiàng)政策建議。汪偉（2008） 汪偉. 中國居民儲蓄率的決定因素基于19

10、95-2005年省際動態(tài)面板數(shù)據(jù)的分析J. 財經(jīng)研究，2008年2月：53-64.基于1995-2005年省際動態(tài)面板數(shù)據(jù)的分析，從具有習(xí)慣偏好于流動性約束的消費(fèi)函數(shù)出發(fā)檢驗(yàn)了中國居民儲蓄率的決定因素，認(rèn)為城鎮(zhèn)樣本較好地支持了永久收入假設(shè)而農(nóng)村樣本較好的支持了凱恩斯理論；長期收入增長率是居民儲蓄率的基本決定因素，高增長是高儲蓄的主要原因；居民儲蓄行為模式、人口年齡結(jié)構(gòu)、社會保障制度、不確定性、信貸約束以及地區(qū)差異都是居民儲蓄率的重要決定因素，但這些因素對城鎮(zhèn)與農(nóng)村居民儲蓄率的影響存在顯著差異。陸佳怡（2010） 陸佳怡. 淺析影響我國居民儲蓄的因素J. 集體經(jīng)濟(jì)，2010年7月：95-96.納

11、入了證券市場對資金的吸納程度這一指標(biāo)作為影響居民儲蓄的因素之一，通過實(shí)證檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)了如下幾個事實(shí)：居民消費(fèi)價格指數(shù)對于居民儲蓄的影響不顯著；城鎮(zhèn)居民人均可支配收入是居民儲蓄的主要影響因素，而農(nóng)村人均純收入則影響不顯著；利率對于居民儲蓄的影響效應(yīng)正在弱化；股票市場籌資額的影響正在逐漸加大。謝勇（2011） 謝勇. 中國城鎮(zhèn)居民儲蓄率的影響因素研究J. 浙江社會科學(xué)，2011年第4期：25-33.使用2006年綜合社會調(diào)查的微觀數(shù)據(jù)，在綜合考慮生命周期-持久收入假說和與方向儲蓄理論的基礎(chǔ)上，對城鎮(zhèn)居民儲蓄率的影響因素進(jìn)行了實(shí)證研究，得出如下結(jié)論：持久收入、收入的不確定性與城鎮(zhèn)居民儲蓄率之間存在著顯著

12、的正相關(guān)關(guān)系，并并且收入差距的上升將會導(dǎo)致城鎮(zhèn)居民總體儲蓄率的上升；中國城鎮(zhèn)居民儲蓄率顯示出U型的生命周期特征，在考慮了家庭的教育、醫(yī)療支出以后，這一特征表現(xiàn)得更加顯著；家庭的人口年齡構(gòu)成對于儲蓄率產(chǎn)生了顯著的影響；城鎮(zhèn)居民的住房財富水平與其儲蓄率之間基本沒有顯著關(guān)系，但戶主的政治面貌、受教育程度、性別對城鎮(zhèn)居民儲蓄率存在一定影響。三、 模型設(shè)定與檢驗(yàn)3.1 模型設(shè)定3.1.1 變量選取如前所述，根據(jù)國內(nèi)外學(xué)者對于居民儲蓄決定因素的研究，本文將選取城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、農(nóng)村居民家庭人均純收入、實(shí)際存款利率和通貨膨脹率四個指標(biāo)探討1980年至2009年影響我國城鄉(xiāng)居民儲蓄的主要因素，尋找后金融

13、危機(jī)時代通過合理利用居民儲蓄促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長和遏制通貨膨脹的有效宏觀調(diào)控政策。城鎮(zhèn)居民人均可支配收入。指城鎮(zhèn)居民家庭人均可用于最終消費(fèi)支出和其它非義務(wù)性支出以及儲蓄的總和，即居民家庭可以用來自由支配的收入。它是家庭總收入扣除交納的所得稅、個人交納的社會保障費(fèi)以及調(diào)查戶的記賬補(bǔ)貼后的收入。計算公式為：可支配收入=家庭總收入- 交納的所得稅- 個人交納的社會保障支出- 記帳補(bǔ)貼。一般來說，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入越高，居民儲蓄會越多。農(nóng)村居民家庭人均純收入?！稗r(nóng)民人均純收入”指的是按農(nóng)村人口平均的農(nóng)民純收入，反映的是一個國家或地區(qū)農(nóng)村居民收入的平均水平，計算公式為：農(nóng)民人均純收入=（農(nóng)村居民家庭總收入家

14、庭經(jīng)營費(fèi)用支出生產(chǎn)性固定資產(chǎn)折舊稅金和上交承包費(fèi)用調(diào)查補(bǔ)貼）/農(nóng)村居民家庭常住人口。實(shí)際存款利率。當(dāng)實(shí)際利率大于零時，居民將資金存在銀行才能獲得利息；而只有當(dāng)實(shí)際利率大于居民能從其他投資渠道獲得的必要收益率時，居民才會增加儲蓄。由此，實(shí)際利率是影響居民儲蓄的一個重要金融變量。通貨膨脹率。通貨膨脹率是貨幣超發(fā)部分與實(shí)際需要的貨幣量之比,用以反映通貨膨脹、貨幣貶值的程度;而價格指數(shù)則是反映價格變動趨勢和程度的相對數(shù)。當(dāng)通貨膨脹率大于名義利率導(dǎo)致實(shí)際利率為負(fù)時，居民不傾向于持有貨幣而是傾向于持有實(shí)物保值，這會在一定程度上降低居民儲蓄。3.1.2 樣本數(shù)據(jù)本文選取1980年2009年中國城鄉(xiāng)居民儲蓄、

15、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、農(nóng)村居民家庭人均純收入、實(shí)際利率和通貨膨脹率數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。其中實(shí)際利率是根據(jù)公式“實(shí)際利率=（名義利率-通貨膨脹率）/（1+通貨膨脹率）”計算而得。選取這樣的時間段涵蓋了我國自改革開放以來完整的居民儲蓄的變化，也包括了金融危機(jī)發(fā)生前后的所有樣本，具有很強(qiáng)的代表性。樣本如表1所示：表1 居民儲蓄影響因素樣本數(shù)據(jù)年份城鄉(xiāng)居民儲蓄（億元）城鎮(zhèn)居民人均可支配收入（元）農(nóng)村居民家庭人均純收入（元）實(shí)際利率（%）通貨膨脹率（%）1980399444191-0.23619815244632233.282.41982675.45002704.851.91983892.5526309.8

16、5.261.519841214.7608355.33.932.819851623690397-2.259.3198622378284240.666.519873075916419-0.097.3198838071119545-8.5518.8198951351260602-5.68181990703413876305.373.11991911015707104.023.419921154518267841.096.41993147642337921-4.8114.719942151931791220-10.5724.119952966238931578-5.2317.1199638521483

17、91926-0.778.3199746280516020902.792.8199853407542521604.62-0.8199959622585422103.70-1.4200064300628022531.570.4200173762686023661.270.7200286911770324762.80-0.82003103618847226221.041.2200411955594222936-1.593.920051410511049332550.711.820061615871175935871.001.52007172534137864140-0.634.82008217885

18、157814761-3.455.920092607721717551532.97-0.7數(shù)據(jù)來源：中國統(tǒng)計局網(wǎng)站 /；中國人民銀行網(wǎng)站 /。3.1.3 模型建立由于城鄉(xiāng)居民儲蓄、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、農(nóng)村居民家庭人均純收入都是絕對數(shù)，而其他兩個指標(biāo)是相對數(shù)，所以在模型中將這三個數(shù)據(jù)取對數(shù)。根據(jù)上述分析，現(xiàn)建立模型如下：上述模型中，表示常值系數(shù)；S表示城鄉(xiāng)居民儲蓄；U表示城鎮(zhèn)居民人均可支配收入；V表示農(nóng)村居民家庭人均純收入；r表示實(shí)際存款利率；表示通貨膨脹率；表示隨機(jī)擾動項(xiàng)。3.2 模型擬合利用樣本數(shù)據(jù)，通過E

19、views軟件對上述模型進(jìn)行擬合得到如下結(jié)果：Dependent Variable: LNSMethod: Least SquaresDate: 06/06/11 Time: 12:48Sample: 1980 2009Included observations: 30VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C-4.8169070.452161-10.653080.0000LNU1.1154930.4557392.4476580.0217LNV0.7614850.5263861.4466300.1604R0.0664020.0333931.98

20、85020.0578PI0.0482990.0210592.2935480.0305R-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-Watson s

21、tat0.428077Prob(F-statistic)0.000000回歸方程為：LNS = -4.816906684 + 1.115493298*LNU + 0.7614852921*LNV + 0.06640225285*R + 0.04829891623*PI3.3 模型檢驗(yàn)3.3.1 經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)根據(jù)上述模型擬合結(jié)果，每當(dāng)城鎮(zhèn)居民人均可支配收入增加1個百分點(diǎn)，城鄉(xiāng)居民儲蓄也增加約1.11個百分點(diǎn)，這與實(shí)際經(jīng)濟(jì)意義相符；當(dāng)農(nóng)村居民家庭人均純收入增加1個百分點(diǎn)，城鄉(xiāng)居民儲蓄增加約0.76個百分點(diǎn)，與現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)意義相符；當(dāng)實(shí)際存款利率提高1%，城鄉(xiāng)居民儲蓄增加約0.066個百分點(diǎn)，符合實(shí)際經(jīng)

22、濟(jì)意義；當(dāng)通貨膨脹率增加1%，城鄉(xiāng)居民儲蓄增加約0.048個百分點(diǎn)，這與實(shí)際經(jīng)濟(jì)意義相悖。3.3.2 統(tǒng)計檢驗(yàn)擬合優(yōu)度。修正前的R平方為0.991540，而修正后的R平方也達(dá)到了0.990187，可見模型與樣本數(shù)據(jù)的擬合程度非常高。F檢驗(yàn)。由回歸結(jié)果可以看出，針對零假設(shè)H0：=0，F(xiàn)值為732.5608，其P值非常小0.000000，在0.1的顯著性水平下F檢驗(yàn)顯著，說明上述四個變量聯(lián)合起來對于城鄉(xiāng)居民儲蓄有較強(qiáng)的解釋作用。t檢驗(yàn)。根據(jù)模型估計結(jié)果，在系數(shù)等于0的零假設(shè)下，常數(shù)項(xiàng)、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、農(nóng)村居民家庭人均純收入、實(shí)際存款利率、通貨膨脹率的t值分別為-10.65308、2.447

23、658、1.446630、1.988502、2.293548，P值分別為0.0000、0.0217、0.1604、0.0578、0.0305，在0.1的顯著性水平下，除了農(nóng)村居民家庭人均純收入以外的其他變量對于城鄉(xiāng)居民儲都有顯著的影響。3.3.3 多重共線性檢驗(yàn)上述模型中，農(nóng)村居民家庭人均純收入的系數(shù)不顯著，但模型的總體擬合程度即R平方很大，說明可能存在多重共線性。檢驗(yàn)是否存在多重共線性。利用簡單相關(guān)系數(shù)法檢驗(yàn)多重共線性的程度。計算各解釋變量，結(jié)果如表2所示。U和V相關(guān)系數(shù)以及r與pi相關(guān)系數(shù)很高，表明可能存在較為嚴(yán)重的多重共線性。表2 模型中各解釋變量相關(guān)系數(shù)矩陣LnULnVRpiLnU10

24、.9970-0.0728-0.2419LnV0.99701-0.0646-0.2391R-0.0728-0.06461-0.9047pi-0.2419-0.2391-0.90471修正。利用逐步回歸法解決多重共線性問題。首先用lnS分別對lnU、lnV、r、pi進(jìn)行一元回歸，結(jié)果表明：加入lnU的經(jīng)調(diào)整的R平方較大且顯著性檢驗(yàn)均通過，為0.986859。進(jìn)一步加入lnV，經(jīng)調(diào)整的R平方有所增大為0.988777，但此時LnU系數(shù)的P值為0.1388，在0.1的顯著性水平下不顯著，故刪除lnV變量。以經(jīng)調(diào)整的R平方、t檢驗(yàn)、F檢驗(yàn)以及系數(shù)經(jīng)濟(jì)意義為檢驗(yàn)指標(biāo)哦，經(jīng)過反復(fù)調(diào)試，最終發(fā)現(xiàn)農(nóng)村居民家庭人

25、均純收入、實(shí)際存款利率以及通貨膨脹率對于城鄉(xiāng)居民儲蓄的影響都是不顯著的，所以最后確定模型為：LNS = -3.565427496 + 1.669045032*LNU回歸結(jié)果如下：Dependent Variable: LNSMethod: Least SquaresDate: 06/07/11 Time: 12:08Sample: 1980 2009Included observations: 30VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C-3.5654270.286964-12.424630.0000LNU1.6690450.03575746

26、.677260.0000R-squared0.987312Mean dependent var9.684565Adjusted R-squared0.986859S.D. dependent var2.010020S.E. of regression0.230421Akaike info criterion-0.033480Sum squared resid1.486622Schwarz criterion0.059933Log likelihood2.502207F-statistic2178.766Durbin-Watson stat0.198162Prob(F-statistic)0.0

27、000003.3.4 異方差檢驗(yàn)首先，利用殘差的圖形檢驗(yàn)異方差的存在性。利用殘差平方對被解釋變量作圖，結(jié)果如圖1所示；可見異方差是有可能的。圖1 殘差對被解釋變量散點(diǎn)圖 其次，利用White異方差檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如下所示。在0.01的顯著性水平下可以認(rèn)為不存在異方差。White Heteroskedasticity Test:F-statistic4.634745Probability0.018604Obs*R-squared7.667180Probability0.021632Test Equation:Dependent Variable: RESID2Method: Least Squar

28、esDate: 06/07/11 Time: 12:50Sample: 1980 2009Included observations: 30VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C1.6716920.7585062.2039260.0362LNU-0.3929420.196309-2.0016530.0555LNU20.0232480.0124651.8650180.0731R-squared0.255573Mean dependent var0.049554Adjusted R-squared0.200430S.D. dependent v

29、ar0.082176S.E. of regression0.073480Akaike info criterion-2.288960Sum squared resid0.145782Schwarz criterion-2.148840Log likelihood37.33440F-statistic4.634745Durbin-Watson stat0.571520Prob(F-statistic)0.0186043.3.5 自相關(guān)檢驗(yàn)首先，利用殘差圖進(jìn)行檢驗(yàn)。結(jié)果如圖2所示；可見殘差并不是隨機(jī)變動而是存在一定的變動趨勢，所以自相關(guān)是可能存在的。其次，利用Durbin-Watson檢驗(yàn)。由估計

30、結(jié)果可知，DW值為0.198162，在樣本容量為30，解釋變量為1個，顯著性水平為0.01的條件下，查表知dL=1.133，dU=1.263，DW小于DL，表明存在正的一階序列相關(guān)。修正。利用Cochrane-Orcutt迭代法對模型進(jìn)行修正。結(jié)果如下：Dependent Variable: LNSMethod: Least SquaresDate: 06/07/11 Time: 13:12Sample (adjusted): 1981 2009Included observations: 29 after adjustmentsConvergence achieved after 12 it

31、erationsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C8.2747052.2685813.6475250.0012LNU0.5927310.1584423.7409930.0009AR(1)0.9556380.00970698.455710.0000R-squared0.999397Mean dependent var9.812000Adjusted R-squared0.999351S.D. dependent var1.918303S.E. of regression0.048874Akaike info criterion-3.101

32、464Sum squared resid0.062104Schwarz criterion-2.960019Log likelihood47.97122F-statistic21555.24Durbin-Watson stat1.965450Prob(F-statistic)0.000000Inverted AR Roots.96經(jīng)過修正，DW值=1.965450，大于dU小于4-dU，接受無正自相關(guān)與無負(fù)自相關(guān)的原假設(shè)，模型消除了自相關(guān)。3.3.6 因果關(guān)系檢驗(yàn)Pairwise Granger Causality TestsDate: 06/07/11 Time: 13:30Sample:

33、1980 2009Lags: 2Null Hypothesis:ObsF-StatisticProbabilityLNS does not Granger Cause LNU282.372760.11565LNU does not Granger Cause LNS9.901110.00079檢驗(yàn)結(jié)果表明，在0.01的顯著性水平下，接受原假設(shè)“l(fā)nS不影響lnU”，拒絕原假設(shè)“l(fā)nU不影響lnS”，說明城鎮(zhèn)居民人均可支配收入對城鄉(xiāng)居民儲蓄有顯著影響。四、模型分析由上述分析可知，自1980年起，我國城鄉(xiāng)居民儲蓄的變化與城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、農(nóng)村居民家庭人均純收入、實(shí)際存款利率以及通貨膨脹率都有

34、著一定聯(lián)系，只是各因素的影響程度不同。城鎮(zhèn)居民人均可支配收入。由回歸模型可見城鎮(zhèn)居民人均可支配收入對城鄉(xiāng)居民儲蓄有顯著的正效應(yīng)，這與實(shí)際經(jīng)濟(jì)意義是相符的。隨著城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的增加，城鎮(zhèn)居民有更多可投資資產(chǎn)，相應(yīng)的通過銀行存款渠道投資資金也將增加。從模型可以看出，當(dāng)其他因素不變時，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入每增加1個百分點(diǎn)，城鄉(xiāng)居民儲蓄也增加約1.11個百分點(diǎn)；在修正多重共線性后的模型中，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入每增加1個百分點(diǎn)，城鄉(xiāng)居民儲蓄也增加約1.669個百分點(diǎn).農(nóng)村居民家庭人均純收入。模型中，農(nóng)村居民家庭人均純收入的系數(shù)是不顯著的，可見該變量對于城鄉(xiāng)居民儲蓄的變化只有微弱的正效應(yīng)。由于農(nóng)村居民的金融服務(wù)還很落后，多數(shù)農(nóng)民依然會將閑散資金留作現(xiàn)金，因此對于儲蓄的貢獻(xiàn)不顯著。實(shí)際存款利率。從回歸模型可見，實(shí)際存款利率對于城鄉(xiāng)居民儲蓄的變化有微弱的正效應(yīng)，當(dāng)實(shí)際存款利率提高1%，城鄉(xiāng)居民儲蓄增加約0.066個百分點(diǎn)。改革開放以來，我國已多次調(diào)整利率，尤其是金融危機(jī)后，我國連續(xù)提高存款準(zhǔn)備金率和銀行存款利率但實(shí)際效果不明顯，模型結(jié)果較好的說明了實(shí)際存款利率對于城鄉(xiāng)居民儲蓄的微弱影響。一方面