第一篇：基于案例驅(qū)動法的軟件工程課程影響因素實證分析[小編推薦]

基于案例驅(qū)動法的軟件工程課程影響因素實證分析

摘要：提出基于任務驅(qū)動教學法的軟件工程課程教學影響因素主要有案例、教師、學生、設施等4個方面，并闡述以上因素對案例驅(qū)動法軟件工程課程教學的具體影響。

關鍵詞：案例驅(qū)動；軟件工程；教學方法

引言

社會的發(fā)展對軟件工程師知識水平和工作效率的要求越來越高，這就要求高校不斷研究好的教學方法，以培養(yǎng)優(yōu)秀的軟件工程師人才。案例驅(qū)動法是當前教育領域較為有效的教學方法之一，已有教師將該方法引入軟件工程教學。為了確保案例驅(qū)動法在軟件工程教學中順利實施，教師應遵循一定的操作方案，在教學設計和實施中重視案例驅(qū)動教學的幾個必要因素。

1問題提出

軟件工程學習中學生應掌握如何應用基礎知識解決實際問題，因此，需要與實踐緊密結(jié)合的教學方法。為了提高計算機課程的教學質(zhì)量，學者們進行了大量研究。案例驅(qū)動法真正以學生為主體，能夠培訓學生的決策、解決問題、批判性思維、分析、團隊合作、人際交往等方面的能力。以往軟件工程課程的案例驅(qū)動法教學一般集中在案例開發(fā)或者案例使用，并未系統(tǒng)研究影響案例驅(qū)動法進行軟件工程教學效果的因素有哪些。

2研究設計與結(jié)果分析

2.1研究設計

第一步是理論研究。學生和教師在預先確定的學習環(huán)境中應用案例驅(qū)動法進行教與學。根據(jù)理論前提使用演繹推斷法分析出4個主要影響因素是案例、教師、學生和環(huán)境。

第二步是調(diào)查。調(diào)查過程分為預調(diào)查和調(diào)整后調(diào)查兩個階段。在預調(diào)查階段，我們根據(jù)概念模型提出由4個問題組成的開放型調(diào)查問卷。調(diào)查的目標是評估學生能否接受使用案例驅(qū)動法進行軟件工程教學。

在調(diào)整后調(diào)查階段，調(diào)查目標是進一步確認在軟件工程教與學中案例驅(qū)動法的每個組成部分特征和對應條件。.數(shù)據(jù)使用內(nèi)容分析法對兩組由不同學生組成的訪談進行定性分析得出。

2.2結(jié)果分析

該研究致力于獲取基于案例驅(qū)動法的軟件工程課程教學中的重要影響因素、相應要素和條件。影響因素和相應要素通過理論研究和兩次調(diào)查形成。通過兩個專家評審檢驗并基于專家的建議，我們形成了表1中的影響因素及項目。

3結(jié)論與啟示

根據(jù)調(diào)查結(jié)果，基于案例驅(qū)動法的軟件工程教學主要包括4個因素，每個因素包括一組在表1中描述的具有一系列條件的要素?；诎咐?qū)動法的軟件工程教學，可從環(huán)境、過程和結(jié)果3個方面進行分析，如圖1所示，作為一個整體，形成基于案例驅(qū)動法的軟件工程教學實施指南。

3.1環(huán)境

實施案例驅(qū)動法的應用環(huán)境包括人文環(huán)境和物理環(huán)境，其中人文環(huán)境包括教師和學生，物理環(huán)境指教學設施方面。

1）學生。

如果學生在個性、背景和角色3個方面具有以下特征，則更有利于案例驅(qū)動法教學實施：在個性方面，自信、有上進心、自愿參與討論、樂于表達、對案例驅(qū)動教學法有興趣并能夠全身心地投入討論；在背景方面，掌握軟件工程基本概念、基礎知識，并具有一定的軟件開發(fā)經(jīng)驗；在角色方面，形成每組3～5人的小組，小組成員由不同性別和不同軟件開發(fā)經(jīng)驗的學生構成，由組長分配任務，進行集體研討、問題分析，并提出解決方案，記錄討論期間的觀點，并將課堂討論的結(jié)論和反思增添到報告中。

2）教師。

在基于案例驅(qū)動法的軟件工程課程教學中，教師的引導作用不可或缺。在個性方面，教師的課堂輕松愉快，聲音洪亮清晰、聲調(diào)恰當，公平地評價學生，講述方法由淺入深、生動、有吸引力，不過于嚴厲，自信；在背景方面，具有軟件開發(fā)經(jīng)驗，理解并熟悉案例，深入理解案例主題，具備敘述和書寫能力；在角色方面，向?qū)W生描述解釋案例，控制、引導、鼓勵討論，特別注意內(nèi)向?qū)W生，熟悉學生的個性特征，在學生遇到問題時給予引導并不斷提高教學技能，提供解釋、反思自己的推理和決策過程的機會，安排全員討論或陳述等。教師的準備、時間的安排和評價都是影響效果的要素。

3）設施。

由3個要素組成，分別是座位安排、班級規(guī)模和教輔設備。如果班級規(guī)模太大，且座位安排不恰當，可能導致案例驅(qū)動法無效。在座位安排方面，一字型或u型面向黑板、投影或白板較合適；班級規(guī)模不宜過大，30人左右的小班授課更利于研討；在教輔設備方面，可借助投影儀、白板等設備展示教學信息。

3.2過程

這方面的條件包括環(huán)境和結(jié)果。案例驅(qū)動教學的實施過程包括案例準備和案例實施兩部分。案例準備包括準備、執(zhí)行和總結(jié)3個階段：在準備階段，學生討論軟件工程問題，分析項目特征，鑒別信息資源，建立已選資源一致性聯(lián)系；在執(zhí)行階段，學生收集分析數(shù)據(jù)，撰寫案例，從資源中提煉初步設計；在總結(jié)階段，學生完成設計，準備支持資料，通過初步研究進行評估。案例實施包括教師和學生兩個方面，其有效性受設施影響。案例實施包括準備、實施和完成3個階段：準備階段，教師向?qū)W生解釋案例，學生準備解決方案，學生提出初步的案例報告；在實施階段，學生介紹案例，學生和教師討論案例，教師對關鍵點進行總結(jié)；在總結(jié)階段，學生完善報告，教師評價學生，教師和學生反思。

3.3成果

成果是案例實施的效果，它包括案例本身和相應的教案，兩者均用于案例驅(qū)動法實施，并根據(jù)課程需要經(jīng)常更新。為了案例驅(qū)動法的有效實施，案例需有具體的要素和每個要素描述的條件。案例應遵循軟件課程標準和軟件工程的知識體系：案例特征方面，案例應熟悉、真實、本地化；范圍上，以模塊化或小故事的形式呈現(xiàn)軟件工程案例主題，每堂課包括一個案例的一個主題，不同的案例主題不同；內(nèi)容方面，案例應簡潔、有吸引力，使學生感興趣；教案方面，案例的教學目標應明確，并列舉推薦閱讀資料，提出實施案例驅(qū)動法的最佳范例，包含問題回答和相關的支持文檔；方法方面，如果學生基礎知識扎實，可在教與學中選用一種軟件開發(fā)技術，如果學生基礎知識薄弱，應與常規(guī)課程內(nèi)容匹配；在評價方面，要求學生對案例進行思考而非記憶。

4結(jié)論的有效性

1）內(nèi)部效度。

為了方便取樣，研究的參與者為大學生。學生被認為是最合適的人選，因為他們在軟件工程課程學習中使用了案例驅(qū)動法。為了減少誤差，我們要求學生盡可能誠懇地給出建議和評論。

2）外部效度。

受學時和資源限制，給參與者的案例不能太多、太廣泛。

3）結(jié)構效度。

從本質(zhì)上，調(diào)查和測量的方法是可溯源的。參與者完成案例討論后就參與回答調(diào)查問卷，這樣參與者仍記得他們在案例驅(qū)動法授課過程中的感受。

4）結(jié)論效度。

參與者的能力和經(jīng)驗不同，受個人因素的影響結(jié)果有所不同，作為定性研究，這種差異能夠為調(diào)查提供更加充分的數(shù)據(jù)。

5結(jié)語

案例研究的內(nèi)容是在真實教學情境下，面對不確定的、復雜多變的教學情境，教師所做的決策判斷或兩難困惑，從而促進教師實踐的反思。以上應用案例驅(qū)動法進行軟件工程教學的操作方案，包括案例、教師、學生、設施4個主要因素。方案來自一系列的理論研究和實證研究，可用于引導軟件工程教師在課堂中使用案例驅(qū)動法。今后仍需不斷研究和求證，以期提煉出更適合的操作方法，滿足軟件工程教學中使用案例驅(qū)動法的需要。

第二篇：上市公司股權集中度影響因素實證分析

上市公司股權集中度影響因素實證分析

摘要：股權集中度的高低決定了公司代理問題的本質(zhì)，因此確定合理的股權集中度有助于降低代理成本，提高企業(yè)價值，所以邏輯研究的前提是首先要了解影響股權集中度的相關因素，本文以北京市上市公司數(shù)據(jù)為樣本，對我國上市公司股權集中度影響因素進行了實證分析。結(jié)果表明，公司持股主體，公司治理，審計質(zhì)量都對股權集中度有影響，在此基礎上還對我國上市公司的治理提出了建議。

關鍵詞：股權集中度；影響因素；實證分析

一、樣本數(shù)據(jù)與變量說明

（一）樣本選擇

本文所選取的樣本是在上海證券交易所和深圳證券交易所上市的上市公司（所屬地區(qū)為北京市）2011年的截面數(shù)據(jù)為保證數(shù)據(jù)的有效性，清除異常樣本對研究結(jié)論的影響，選取北京市213家上市公司為原始樣本按以下原則進行樣本篩選： 從原始樣本中剔除某些數(shù)據(jù)不全的公司9家； 剔除數(shù)據(jù)存在異常的4家最終選取樣本數(shù)為200家。信息來源：RESSET金融研究數(shù)據(jù)庫。

（二）變量說明

本文主要從股權集中度，審計質(zhì)量，持股主體，公司治理這幾個方面設置具體變量，各變量定義如下（1）A：股權集中度，本文中的解釋變量為股權集中度。實證中涉及股權集中度的指標主要有： 第一大股東持股比例、前五大股東持股比例、前十大股東持股比例，這三個指標主要是從絕對數(shù)上衡量股權集中程度，本文選用前五大股東的赫芬戴爾系數(shù)作為股權集中度的量化指標，（2）B ：股權結(jié)構變量，本文對國家股（B1）、法人股（B2）、流通股（B3），各不同的投資主體分別考慮（3）C：董事會人數(shù)，本文選取各上市公司的董事會人數(shù)的自然對數(shù)，（4）D：獨立董事會比例，（5）i：會計師事務所，本文選取是否為目前國內(nèi)的十大會計師所來解釋審計質(zhì)量，若是則為1，反之則選為0；

一 基本假設

假設1 ： 國家股比例與股權集中度正相關。

假設2： 法人股比例與股權集中度正相關。

假設3 ： 流通股比例與股權集中度負相關。

假設4：選擇十大會計師事務所與股權集中度負相關。

假設5：董事會人數(shù)與股權集中度負相關

假設6：獨立董事比例與股權集中度負相關。

二 模型設定

二、實證結(jié)果及分析

1.描述性統(tǒng)計分析

從描述統(tǒng)計表（表略）中可以看出文章選取了七個變量，其中股權集中度變量為被解釋變量，其余六個為解釋變量，其中會計師事務所變量中若為中國十大會計師事務所（報告國際四大事務所在中國成立的機構）則取值為1，若不是則取值為0，從表中可以看出其均值為0.465，不到50%，說明所屬地區(qū)為北京市的上市公司中有一半以下的公司選取了十大事務所，股權集中度變量中最大值超過90%，其均值也有62%，說明我國的股權集中集中度依然很高，公司第一大股東，前五大股東所占的比重很高，國有股比例均值不到10%說明隨著我國市場化進程，和股權分置改革，國有股所占的比重在下降，獨董比例的評均值大約為30%，流通股比例的均值達到了96%，說明股權分置改革后，我國的流通股比例程度已經(jīng)很高，流通股比例的理想值應該是100%，我國應該進一步加強股權分置改革。

2.回歸分析

如表所示：會計師事務所，法人股比例，流通股比例這幾個變量通過了5%水平下的顯著，國有股比例通過了1%水平下的顯著，其中董事會人數(shù)這個變量不顯著。得出以下結(jié)果：

國家股比例與股權集中度顯著正相關，假設1 成立。這也從另一個側(cè)面說明我國上市公司的股權仍然在國家的手中占有很大比重。同時上市公司除國有股外，其他持有人分散風險意識較強，不愿意集中持有一個上市公司的股票。

對假設2 的檢驗結(jié)果是： 通過回歸分析，我們看到法人股與股權集中度正相關，并且t 檢驗顯著，假設2 成立。法人股比例越高，股權集中程度越高。

對假設3的檢驗結(jié)果是： 通過回歸分析，我們發(fā)現(xiàn)系數(shù)為負值，流通股與集中度負相關，t 檢驗顯著，假設3 成立。由于流通股持有者大多是中小投資者，他們分散風險意識強，一般不會集中持有一個上市公司的股票，所以流通股持有呈現(xiàn)分散化； 另外，由于在二級市場進行收購兼并的成本大大高于收購法人股或國有股，因而流通股集中的可能性也比較小。

會計師事務所與股權集中度顯著正相關，假設4不成立，這是由于目前會計師事務所的市場競爭比較大，十大會計師事務所也不列外，其可能為了業(yè)務，與被審計單位合謀。

結(jié)果顯示，董事會人數(shù)與股權集中度不存在顯著相關性，假設5不成立，中國上市公司董事會人數(shù)大多為九個，十一個，其中獨立董事一般為三個，同時持股超過5%的股東可以推舉董事，然后股東大會表決通過就可以進入董事會，所以公司第一大股東，前五大股東可以持有公司絕大部分股權。

結(jié)果顯示，獨董比例與股權集中度正相關，假設6不成立，在我國獨立董事常常沒有發(fā)揮其應用的作用，甚至有些獨董，為了獲得，保住其獨董的位置，與公司控制，擁有者合謀，并且在董事會規(guī)模一定的情況下，獨董比例越高，其他董事就越少，就有利于公司股權集中度提高。

三、結(jié)論及啟示

本文通過對北京市的200 家上市公司進行實證分析得出以下結(jié)論：

（1）上市公司中國有股比例越低，股權集中度越低。這說明國有股比例是影響上市公司股權集中度變動的一個主要因素（2）法人股比例越低，股權集中度越低。這說明發(fā)起人法人股比例是影響上市公司股權集中度變動的一個主要因素（3）流通股比例與股權集中度顯著負相關，流通股比例越高股權集中度越低（4）會計師事務所，獨董比例與股權集中度顯著正相關

根據(jù)以上結(jié)論我們得出以下啟示：

1，我國上市公司績效總體不理想的原因有很多，其中一個重要原因就是股權集中度過高。因此，適度降低上市公司股權集中度是我國今后必須完成的一項艱巨任務。2，是降低股權結(jié)構中國家股的比重。我國特有的股權二元結(jié)構在很大程度上限制了我國市場機制作用的發(fā)揮。并且由于國家股代表的是國家利益，不利于股權治理作用的發(fā)揮，隨著股權改置實行國有股比重有所下降，但是依然未達到要求，所以要繼續(xù)加強股權分置改革，這是一個長期的任務。3，繼續(xù)增大流通股的比重。流通股比例可以對管理層形成有效的監(jiān)督，有利于降低代理成本。4，政府應進一步加強對會計師事務所的監(jiān)管。5，完善獨立董事制度，明確獨立董事應承擔的責任、給予的權力、評價業(yè)績的標準，并使權責利一致。

（作者單位：貴州財經(jīng)大學會計學院）

第三篇：我國稅收增加影響因素的實證分析

龍源期刊網(wǎng) http://.cn

我國稅收增加影響因素的實證分析

作者：尹海祝 袁汝華

來源：《沿海企業(yè)與科技》2005年第11期

[摘 要]我國的稅收增長遠遠快于GDP的增長速度，讓很多人感覺是我國的稅賦大高。但事實如何呢?文章通過對稅收增長的三個影響因素進行分析，從中找出對我國的稅收增長影響最大的影響因素，并提出可能的建議。

[關鍵詞]可比價GDP；當年GDP；國稅收入；地稅收入

[中圖分類號]P275

[文獻標識碼]A

第四篇：8.中國經(jīng)濟增長影響因素實證分析

一、原文介紹

題目：中國經(jīng)濟增長影響因素實證分析

作者：季民河(華東師范大學)

關鍵字：消費、投資、經(jīng)濟增長、勞動力，實證分析

二、研究問題

改革開放以來，我國的社會主義經(jīng)濟取得了突飛猛進的發(fā)展，經(jīng)濟增長速度更是舉世矚目。本文采用經(jīng)濟增長模型和多元線性回歸分析方法對1980～2010年中國經(jīng)濟增長因素進行研究，分析了物質(zhì)資本、勞動力、消費對國內(nèi)生產(chǎn)總值的影響，建立計量模型，尋求這些變量與中國國民產(chǎn)出的數(shù)量關系，進行定量分析，對模型進行檢驗。

三、可能影響因素

勞動力

總就業(yè)人員數(shù)

固定資產(chǎn)投資總額

價格指數(shù)

消費需求

資本投入

經(jīng)濟發(fā)展

國內(nèi)生產(chǎn)總值

四、理論模型

y= β1+β2x1+β3x2+β4x3+ui

其中，y代表國內(nèi)生產(chǎn)總值，x1代表社會就業(yè)人數(shù)，x2代表固定資產(chǎn)投資，x3代表消費價格指數(shù)，ui代表隨機擾動項。我們通過對該模型的回歸分析，得出各個變量與我國經(jīng)

濟增長的變動關系。

五、結(jié)論

1、固定資產(chǎn)投資是經(jīng)濟增長的重要原動力。

經(jīng)濟發(fā)展取決于投入資金的數(shù)量和資金的利用效率。固定資產(chǎn)投資是經(jīng)濟增長的重要原動力，它對經(jīng)濟運行具有先導作用，并以其乘數(shù)效應拉動經(jīng)濟增長。

2、勞動力對GDP有一定的促進作用但對經(jīng)濟增長的貢獻率卻微不足道。

這是因為我國勞動力結(jié)構總量巨大、供給充足、流動性強, 對GDP 影響很大。但是勞動力的人力資本含量、高技術含量偏低,勞動力素質(zhì)結(jié)構存在嚴重缺陷, 會直接影響了經(jīng)濟的增長。

3、消費需求對經(jīng)濟的拉動作用

消費需求是三大需求要素中所占份額最大、波動幅度最小的部分，是國民經(jīng)濟的重要支 柱和最主要的組成部分，同時也是最為明顯地反映經(jīng)濟自發(fā)增長態(tài)勢的宏觀經(jīng)濟指標。

六、感想

就業(yè)是民生之本，有效促進就業(yè)，保持經(jīng)濟增長良好勢頭成為我國當前乃至今后一段時期的重要課題。針對目前勞動力數(shù)量龐大且總體素質(zhì)不高的現(xiàn)狀，應通過多種途徑，一方面加強就業(yè)培訓的投入力度，提高勞動者就業(yè)及再就業(yè)能力，降低失業(yè)率；另一方面，加強各地區(qū)間人才交流及促進勞動力自由流動，并通過合理技術壁壘方式，阻止外來流動人員的無序進入。同時，鼓勵靈活就業(yè)，以減輕就業(yè)壓力。

第五篇：對我國城鎮(zhèn)居民儲蓄存款影響因素的實證分析

對我國城鎮(zhèn)居民儲蓄存款影響因素的實證分析

內(nèi)容摘要：進入90年代以后,我國居民儲蓄存款余額始終保持在兩位數(shù)的增長速 度。我國居民儲蓄存款持續(xù)增長這一經(jīng)濟現(xiàn)象引起國內(nèi)理論界的廣泛關注。本文首先從理論 角度對影響我國居民儲蓄因素進行分析。其次從現(xiàn)實出發(fā)，建立多元線形回歸模型，將收集 1991～2004年的數(shù)據(jù)代入模型進行修正檢驗，剔除不顯著因素，并分析原因,從而最終確定 影響我國城鎮(zhèn)居民儲蓄存款持續(xù)的主要因素。

關鍵詞:居民儲蓄存款；實證分析；主要因素

改革開放以來,我國經(jīng)濟獲得快速發(fā)展,人民生活水平普遍提高。進入90年代以后,我國居民

儲蓄存款余額始終保持在兩位數(shù)的增長速度。截至2004年底，我國城鎮(zhèn)居民儲蓄存款余額為 119555.4億元，與1991年相比，14年間我國城鎮(zhèn)居民儲蓄存款余額增長了近17倍。我國居民 儲蓄持續(xù)增長這一經(jīng)濟現(xiàn)象引起國內(nèi)理論界的廣泛關注。本文將從現(xiàn)實出發(fā)對影響居民儲蓄

主要因素進行實證分析。

一、對影響我國城鎮(zhèn)居民儲蓄余額的主要因素分析

現(xiàn)實中，影響我國城鎮(zhèn)居民儲蓄存款的因素有很多，其中主要的有：

首先，城鎮(zhèn)居民的收入水平。根據(jù)凱恩斯基本心理定律，邊際消費傾向(MPC)是遞減的。相 應可推知邊際儲蓄傾向(MPS)是呈遞增的趨勢，即隨著收入的增加，儲蓄以更大的比率增加。

其次，消費品的價格。不同的消費品具有不同的需求價格彈性，因此，價格的變化對消費額

也就有著不同的影響。對于需求價格彈性大的消費品，價格上升會降低消費量，價格下降

則反之。由此可見，居民消費商品的結(jié)構會影響居民消費額大小，進而影響居民儲蓄額的變

化。

再次，儲蓄利率。按照古典經(jīng)濟學的觀點：利率對儲蓄的作用是單一的、正方的和十分有力的。其中單一和正方向是指利率對儲蓄的作用只有一個即利率的提高可以刺激儲蓄、抑制消

費；利率的降低則抑制儲蓄、刺激消費。然而，現(xiàn)代經(jīng)濟理論提出利率對儲蓄的作用可能是

雙重的，既有正向作用也有反向作用。但是，不管古典經(jīng)濟學還是現(xiàn)代經(jīng)濟學都指出，利率的變動都會對儲蓄額產(chǎn)生影響，是一個影響儲蓄的重要因素。

第四，證券市場對資金的吸納程度。證券市場的籌資作用一定程度上會對居民儲蓄存款起到

分流的作用。從債券市場來看：我國債券發(fā)行主要以國債為主，由于國債發(fā)行利率高于目前

銀行存款實際利率水平，一定程度上吸引了居民大量購買，客觀上對居民存款起到分流的作

用；自1990年底上交所和深交所成立以來，我國股票市場籌資額由1991年的5億元增長到200 4年的1151億元，股市的發(fā)展客觀上也會對居民的儲蓄額產(chǎn)生一定影響。

第五,其他因素。居民儲蓄行為的決定是一個相當復雜的過程,影響居民儲蓄的因素除了以

上所述的一些主要影響因素以外還有很多。例如,在經(jīng)濟改革的過程中,國企改革、產(chǎn)業(yè)結(jié)構

調(diào)整以及政策性等因素都會使居民對未來收入和支出的預期發(fā)生很大變化。由于這些因素無

法用數(shù)據(jù)表達,不易進行定量分析，所以用隨機變量(ｕ)來進行處理。

綜上所述，我國城鎮(zhèn)居民儲蓄存款理論函數(shù)方程可表示為：

S=f(Y,CPI,R,T,B,u)

>0,<0,>0,<0,<0

式中S表示城鎮(zhèn)居民儲蓄存款量，CPI表示居民消費物價指數(shù)，R表示一年期存款利率，T表示 股票籌資額，B表示國債發(fā)行額，u為隨機擾動項。其中Y,R的一階偏導大于0表明和S呈正相 關關系；CPI,T,B的一階偏導小于0表明和S呈負相關關系；u的符號不確定。

二、城鎮(zhèn)居民儲蓄的實證分析

根據(jù)1991年～2004年我國城鎮(zhèn)居民儲蓄有關統(tǒng)計數(shù)據(jù)(如表二)，建立多元線形回歸模型，利用計量經(jīng)濟學軟件Eviews，采用普通最小二乘法(OLS)，對我國城鎮(zhèn)居民儲蓄函數(shù)進行

多元回歸分析，進而分析出影響我國城鎮(zhèn)居民儲蓄行為的主要因素。

表二：1991年～2004年我國城鎮(zhèn)居民儲蓄有關統(tǒng)計數(shù)據(jù)一覽表

年份〖〗城鎮(zhèn)居民儲蓄存款額S(億元)〖〗城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入Y(億元)〖 〗居民消費物價指數(shù)CPI〖〗一年期存款實際利率R(%)〖〗A股籌資額T(億元)〖 〗國債發(fā)行額B(億元)

1991〖〗6790.9〖〗1700.6〖〗100.0〖〗3.81〖〗5.00〖〗281.25

〖BH〗1992〖〗8678.1〖〗2026.6〖〗106.4〖〗1.16〖〗50.00〖〗460.78

〖BH〗1993〖〗11627.3〖〗2577.4〖〗122.0〖〗-3.68〖〗194.83〖〗381.31

〖BH〗1994〖〗16702.8〖〗3496.2〖〗151.4〖〗-13.12〖〗49.62〖〗1137.55

〖BH〗1995〖〗23466.7〖〗4283.0〖〗177.3〖〗-6.13〖〗22.68〖〗1510.86

〖BH〗1996〖〗38520.8〖〗4838.9〖〗192.0〖〗-0.73〖〗224.45〖〗1847.77

〖BH〗1997〖〗46289.8〖〗5160.3〖〗197.4〖〗3.46〖〗655.06〖〗2411.79

〖BH〗1998〖〗53407.5〖〗5425.1〖〗195.8〖〗6.03〖〗443.05〖〗3808.77

〖BH〗1999〖〗59621.8〖〗5854.0〖〗193.0〖〗3.68〖〗572.63〖〗4015.00

〖BH〗2000〖〗64332.4〖〗6280.0〖〗193.8〖〗1.84〖〗1007.41〖〗4657.00

〖BH〗2001〖〗71188.7〖〗6859.6〖〗195.1〖〗1.58〖〗751.50〖〗4884.00

〖BH〗2002〖〗86910.7〖〗7702.8〖〗193.6〖〗2.75〖〗723.14〖〗5934.30

〖BH〗2003〖〗103617.7〖〗8472.2〖〗195.9〖〗0.79〖〗744.77〖〗6280.10

〖BH〗2004〖〗119555.4〖〗9421.9〖〗203.5〖〗-1.63〖〗626.68〖〗7022.00〖BG)〗

資料來源：《中國統(tǒng)計年鑒》1991年～2004年；中國人民銀行網(wǎng)站http:///。注：1居民消費物價指數(shù)是以1991年為基期經(jīng)過計算得到的。

2一年期存款實際利率R(%)是根據(jù)公式：存款實際利率=存款名義利率－通貨膨脹率

計算得出

(一)模型建立。建立多元線性回歸模型為:S=+Y+CPI+R+T+B+ｕ。式中S是被解釋變量，(i=1, 2,…,6)是回歸參數(shù)，ｕ是隨機擾動項，Y、CPI、R、T、B是解釋變量，而且隨機擾動項ｕ滿 足同方差和無自相關的假定。

(二)顯著性檢驗。下面利用多重可決系數(shù)Ｒ

2、統(tǒng)計量ｔ服從ｔ(ｎ-ｋ)分布,統(tǒng)計量Ｆ服從 Ｆ(ｋ-1,ｎ-ｋ)分布,分別對模型的擬合優(yōu)度,回歸系數(shù)以及回歸方程的顯著性進行檢驗。運 用Eviews軟件對表二中的具體數(shù)據(jù)進行回歸得出的分析結(jié)果整理如下：

Ｓ=-3289.720+18.62651Y-245.4106CPI+723.5842R-0.666275T-0.551063B

(-0.66611)(6.038548)(-3.874749)(3.466079)(-0.198790)(-0.666110)

=0.9962,2=0.9939, Ｆ=421.8471

上式中，括號內(nèi)的數(shù)值為ｔ檢驗值。首先我們觀測到解釋變量所對應的參數(shù)符號與經(jīng)濟意義

上應變量和解釋變量的關系相一致。再次從回歸方程的各項數(shù)據(jù)可以看出,該回歸方程對我國居民儲蓄行為具有較強的解釋能力，居民儲蓄中99.4%的部分都可以從該回歸方程中得到

說明。取顯著性水平為0.05，即置信度為95%,查表得到的統(tǒng)計量ｔ和統(tǒng)計量Ｆ的臨界值分別

為(8)=2.3006和(5,8)=3.69。由于Ｆ>(5,8),所以認為回歸方程顯著成立，擬合優(yōu)

度比較好。分析t值我們發(fā)現(xiàn)解釋變量Y、CPI、R所對應的∣t∣均大于(8),說明解釋變量

Y、CPI、R對居民儲蓄存在顯著影響；而解釋變量T、B及截據(jù)項C所對應的∣t∣小于ｔ的臨 界值,說明解釋變量T、B及截據(jù)項C對居民儲蓄影響不顯著。因此須剔除解釋變量T、B進行回 歸，得到如下回歸結(jié)果：

Ｓ=-2582.307+17.98528Y-242.3026CPI+670.5245R

(-0.618027)(39.20434)(-17.39394)(-3.874749)

Ｒ2=0.9960,2=0.9950,Ｆ=859.2744

從新建立回歸方程的各項數(shù)據(jù)可以看出：Ｒ2接近于1，表明模型的擬合優(yōu)度較好。

選擇顯著性水α＝0.05，查表得到的統(tǒng)計量ｔ和統(tǒng)計量Ｆ的臨界值分別為(10)=2.228和

(3,10)=3.71。由于Ｆ>(3,10),所以認為回歸方程的顯著性較強。同時解釋變量Y、CP

I、R所對應∣t∣值均大于ｔ的臨界值，說明解釋變量Y、CPI、R對居民儲蓄存在顯著影響

。綜上所述，可以看出新建方程的擬合優(yōu)度較好，對應變量城鎮(zhèn)居民儲蓄額S具有較強的解

釋力。

(三)異方差性檢驗

由于所選用的樣本數(shù)據(jù)為時間序列數(shù)據(jù)，可利用ARCH方法進行檢驗,，檢驗異方差性的核心

問題是判斷隨機誤差項的方差與解釋變量觀測值之間的相關性。選取滯后期間為3,即ARCH過

程的階數(shù)p=3。利用Eviews軟件計算結(jié)果：(n-p)R2的值為0.8905。給定α＝0.05的條

件下，查分布表得臨界值(3)=7.8147。因為(n-p)R2=1.475<(3),所以接收原假設，表

明模型中不存在異方差。

(四)自相關檢驗

利用杜賓—瓦特森檢驗法進行自相關性檢驗。利用Eviews軟件計算得到ＤW的值為1.5945。

在給定顯著性水平α＝0.01的條件下，查表得到DW的臨界值的上下界分別為=0.547和=1

.490，因為ＤW>，所以認為回歸方程的擾動項不存在自相關。

(五)多重共線性檢驗

利用多元相關分析法,計算各個解釋變量之間的相關系數(shù)，結(jié)果如下：Y和CPI的相關系數(shù)為0

.8526；Y和R的相關系數(shù)為0.2093；CPI和R相關系數(shù)為0.1986。從數(shù)據(jù)看,認為回歸方程的解 釋變量間不存在多重共線性，回歸方程較為真實地反映了解釋變量之間的關系。

(六)樣本數(shù)據(jù)標準化。

在經(jīng)濟分析和決策中，我們需要了解各個解釋變量的相對重要性，由于偏回歸系數(shù)與變量的原來單位都有直接關系，單位不同，彼此不能直接進行比較，這就涉及到對樣本數(shù)據(jù)進行標

準化的問題。下面我們對變量S、Y、CPI、R的樣本數(shù)據(jù)進行標準化，得到如下結(jié)果：

SS=0.7495YY+0.1586PP+0.0901RR+0.0740

其中SS、YY、PP、RR分別對應S、Y、CPI、R標準化后的數(shù)值。由此可看出在城鎮(zhèn)居民儲蓄存 款模型中，解釋變量對應變量S的影響程度按降序排列依次為：Y、CPI、R。

三、結(jié)論

通過以上分析，我們可以得出如下結(jié)論：

1目前的城鎮(zhèn)居民儲蓄持續(xù)增長主要是由于城鎮(zhèn)居民收入的不斷提高所引起的。改革開放

以來，經(jīng)濟快速發(fā)展使人民生活日益改善，相應的居民收入水平不斷提高。今后隨著經(jīng)濟不

斷向前發(fā)展，收入水平對我國居民儲蓄存款的作用將更加顯著。

2消費品的價格水平對城鎮(zhèn)居民儲蓄額具有反向影響。自1992年以來，我國居民消費物價 指數(shù)的增幅呈減緩趨勢，這客觀上對城鎮(zhèn)居民儲蓄額的不斷增加起到了一定的推動作用。

3實際利率對城鎮(zhèn)居民儲蓄額增加作用也是不可忽視的。雖然2003年以來居民儲蓄存款的實際利率較上年略有下降，2004年居民儲蓄存款的實際利率曾一度達到負值，但縱觀十多年

變化趨勢，我們可以看出實際利率總體水平是呈上升趨勢的，從而支撐著城鎮(zhèn)居民儲蓄額的不斷增加。

4在檢測中我們也發(fā)現(xiàn)，A股籌資額和國債發(fā)行額對城鎮(zhèn)居民儲蓄存款的影響并不顯著，這 與前面的理

論分析存在不一致。究其原因：由于目前我國的社會福利保障體系還不健全，隨 著我國勞動就業(yè)、養(yǎng)老、醫(yī)療、教育、住房制度改革的深入，個人負擔的比例越來越大，加 之社會保險的發(fā)展還有待于進一步完善，這些因素使得我國城鎮(zhèn)居民的儲蓄存款呈現(xiàn)剛性。另外由于我國股市起步較晚，在現(xiàn)實運行中還存在許多問題有待于解決，這使得居民入市的 風險加大，居民個人出于理性考慮，不會輕易將積蓄投入股市?，F(xiàn)實中股市籌資額的逐年增 加更多是來自于機構投資者。從國債市場來看，盡管國債發(fā)行額逐年上升，但增加額更多體 現(xiàn)為向金融機構發(fā)行的記賬式國債的增加，而針對居民個人的憑證式國債的發(fā)行額增幅并不 十分顯著。參考文獻：

(1)王麗華、唐五湘.我國居民儲蓄行為實證研究.北京機械工業(yè)學院學報.2002,(3)

(2)劉巍.對海南省城鄉(xiāng)居民儲蓄存款總量影響因素的實證分析.海南金融.2003,(9)

(3)李焰.關于利率與我國居民儲蓄關系的探討.經(jīng)濟研究.1999,(11)

(4)蔡則祥、盧亞娟.我國居民儲蓄存款高增長的經(jīng)濟學分析.經(jīng)濟問題.2004,(4)

(5)中國統(tǒng)計年鑒.中國統(tǒng)計出版社1991-2004