第一篇：2009241067張杰影響城鎮(zhèn)居民儲蓄存款的主要因素分析

影響城鎮(zhèn)居民儲蓄存款的主要因素分析

姓名：張杰學(xué)號：2009241067班級：09金融（2）班 摘要：改革開放以來我國經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展，基于我國1991年至2008年的統(tǒng)計數(shù)字建立起城鎮(zhèn)居民儲蓄存款的模型，運用相關(guān)計量經(jīng)濟(jì)學(xué)理論及回歸分析知識建模并進(jìn)行統(tǒng)計以及經(jīng)濟(jì)意義上的檢驗，并對影響居民儲蓄存款的主要因素分析揭示中國城鎮(zhèn)居民儲蓄水平的現(xiàn)狀及問題和提出自己的看法和意見。

關(guān)鍵詞：城鎮(zhèn)居民儲蓄存款消費價格水平名義利率 異方差性 自相關(guān)性多重共線性

一、經(jīng)濟(jì)背景及研究的意義

改革開放以來，我國的經(jīng)濟(jì)呈現(xiàn)蓬勃發(fā)展趨勢，與此同時我國居民的儲蓄也隨之快速增長。儲蓄的增長對我國經(jīng)濟(jì)的進(jìn)一步增長有著有利的一面，但也會帶來一定程度的負(fù)面影響。凡事都有兩面，尤其是出現(xiàn)好的跡象時，政府就更應(yīng)該關(guān)注到其中隱藏的弊端。所以國家制定并實施了一系列相關(guān)財政及貨幣政策來控制我國的居民儲蓄存款的增長態(tài)勢，雖說這些政策都起到一些刺激消費，增加居民投資的作用，但是居民存款額依然居高不下。不管從宏觀還是微觀來分析，我國居民存款額都直接影響到我國的國民經(jīng)濟(jì)運行及整個經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，所以對我國居民存款的問題進(jìn)行研究是必不可少的，而且十分重要。我們可以運用研究的結(jié)果來分析現(xiàn)狀并制定正確的應(yīng)對方針。雖然我在這方面算不上研究的很深入及透徹，但是我將我所學(xué)的所有知識運用到這次建模當(dāng)中，并且用心的進(jìn)行每一個分析階段.二、因素分析與回歸模型的建立

這里的被解釋變量是我國城鎮(zhèn)居民儲蓄存款（Y), 解釋變量是城市居民人均可支配收入（X1）、居民消費價格指數(shù)（X2)、一年期存款名義利率（X3）。下表是1991年到2008年各年我國城鎮(zhèn)居民儲蓄存款年底余額（Y）與影響它的各因素。數(shù)據(jù)如下：

城鄉(xiāng)居民

人民幣儲城市居民人均可蓄存款年一年期存款名義利率時間 支配收入CPI(X2)底余額(X3)(元)(X1)(億

元)(Y)

19919244.9 1700.6 100 7.56 年

199211757.3 2026.6 108.6 7.56 年

199315203.5 2577.4 116.1 10.98 年

199421518.8 3496.2 125 10.98 年

199529662.3 4283 116.8 10.98 年

199638520.8 4838.9 108.8 7.47 年

199746279.8 5160.3 103.1 5.67 年

199853407.5 5425.1 99.4 3.78 年

199959621.8 5854 98.7 年 2.25 200064332.4 6280 100.8 2.25 年

200173762.4 6860 100.7 2.3 年

200286910.7 7702.8 99 1.98 年

2003103617.7 8472.2 100.9 1.98 年

2004119555.4 9421.6 103.3 2.3 年

2005141051 10493 101.6 2.25 年

2006161587.3 11759.5 101.5 2.52 年

2007172534.2 13785.8 104.5 4.14 年

2008217885.4 15780.8 105.6 2.25 年

資料來源：中國統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)庫，居民消費物價指數(shù)是以1991年為基期計算得到的。

1、建立回歸方程及顯著性檢驗。

（1）模型假設(shè) S=c+aX1+bX2+cX3+U

（2）OLS分析：

根據(jù)上表數(shù)據(jù)，運用OLS方法估計模型的參數(shù)，利用計量經(jīng)濟(jì)學(xué)計算機(jī)軟件Eviews計算，回歸結(jié)果如下：

Dependent Variable: Y

Method: Least Squares

Date: 12/10/11Time: 22:52

Sample: 1991 2008

X1 15.31680.685166 22.35496 0.0000

X2-354.116534.7928-0.662150.51866

X3 407.6841433.533 0.284391 0.7803

0 var

Adjusted 0.98717S.D.dependent 61452.48

R-squared 7 var

S.E.of regression 6958.66Akaike info 20.72649criterion

Sum squared resid 6.78E+0Schwarz 20.92435 8 criterion

Log likelihood-182.538F-statistic 437.26

42Durbin-Watson 1.16886Prob(F-statistic)0.000000

根據(jù)樣本數(shù)據(jù)建立模型估計的結(jié)果整理如下：

Y =7347.844 + 15.31685X1-354.1164X2+407.6842X3

t=(0.153901)(22.35496)(-0.662156)(0.284391)

R^2=0.989440修正的R^2=0.987177F=437.2642

由回歸式可看出，判定系數(shù)高，F(xiàn)檢驗顯著，模型擬合較好，但是解釋變量X2、X3的t統(tǒng)計值相對較小。

2、自相關(guān)檢驗

取α=0.05時，dL=0.933，dU=1.696，dL

Autocorrelation PartialAC

Correlation PAQ-StPro

| | 31 31 3 9

.*|..*|.2-0.0-0.11.1740.55

| | 66 27 0 6

.|..|.3 0.02-0.01.1850.75

| | 3 26 9 6

.*|..*|.4-0.1-0.11.6610.79

| | 38 58 3 8

.|..|.5 0.04-0.01.7210.88

| | 7 30 2 6

.|..*|.6-0.0-0.01.7820.93

| | 46 78 9 9

.|..|.7-0.0-0.01.7930.97

| | 18 56 3 0

.|..*|.8-0.0-0.01.7980.98

| | 12 71 7 7

.*|..**|.9-0.1-0.23.0680.96

| | 77 32 4 2

.|..**|.1-0.0-0.23.1680.97

| | 0 47 20 9 7

.|..*|.10.05-0.13.3390.98

| | 1 6 13 4 5

.|..*|.1-0.0-0.13.3660.99所以不存在自相關(guān)性，即不存在一階和二階自相關(guān)性。

3、異方差檢驗

利用White檢驗，對模型進(jìn)行異方差檢驗。

415299 872

Obs*R-squared 15.0272Probability 0.090189107

Test Equation:

Dependent Variable: RESID^2

Method: Least Squares

Date: 12/11/11Time: 13:12

Sample: 1991 2008

262.51 34.66 989763 133

X1 372028.126157.62.9489200.018456139

715127 15191 00426 6373

X1^2 1.642360.8534121.9244740.090488909

941475 075035 07624 1406

X1*X2-4034.431416.952-2.847260.021569645

755865 82159 315313 7169

X1*X3 6840.693373.5802.0277250.077128896

533619 53599 51691 597

-85429564378108-1.326990.221132316

92.18.4773 754933 226

X2^2 634040.408853.41.5507770.159552722

583441 25506 23185 436

X2*X3-5249142833223.-1.8527110.101055275

3.63676 02971 05794 14

X3 ***1.9612560.085491814

25.297 3.906 54706 1982

X3^2 61089504335965.1.4089010.196525617

9406754 var 72

Adjusted 0.64905S.D.dependent 31883265.69

R-squared 4989353 var 76

S.E.of regression 1888784Akaike info 36.64611584

1.715 criterion 99

Sum squared resid 2.85400Schwarz 37.14076682

45172e+criterion 66

Log likelihood-319.815F-statistic 4.493404152

042649 99

Durbin-Watson 1.94412Prob(F-statistic)0.0228732694、多重共線性檢驗

X1 X2 X3

X11.000000-0.340727-0.662513

X2-0.3407271.0000000.850984

X3-0.6625130.8509841.000000

X2和X3的相關(guān)系數(shù)為 0.850984，可能因為儲蓄利率的下降使得消費機(jī)會成本降低,人們會把錢拿出來進(jìn)行投資或者消費,這樣會刺激消費,形成供不應(yīng)求,導(dǎo)致物價水平上升，屬于正?，F(xiàn)象。其他多重共線性并不嚴(yán)重，能夠很好的反映解釋變量之間關(guān)系。

二、該模型表示:

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(jì)快速發(fā)展使人民生活口益改善．相應(yīng)的居民收入水平不斷提高。今后隨著經(jīng)濟(jì)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．我國的消費品的價格水平遞增水平有減緩的趨勢，并且在一些階段物價水平還有下降的現(xiàn)象。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比較顯著。雖然2003年以來居X

2民儲蓄存款的實際利率較上年略有下降．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。

三、政策上的建議：在中國，大部分人都有著有錢不敢花的觀念，有錢都往銀行存，所以長期以來導(dǎo)致中國儲蓄率居高不下。高儲蓄率雖然為銀行提供了充足的貸款資金，但同時也隱藏著巨大的隱患，高儲蓄率表明居民消費不多，需求也隨著下降，導(dǎo)致國內(nèi)內(nèi)需不足。從宏觀角度看，居民可支配收入中扣除投資部分后的支出結(jié)構(gòu)由消費和儲蓄兩部分組成，消費指當(dāng)期消費，儲蓄指未來消費，兩者之間此消彼長。居民儲蓄額過高必然導(dǎo)致消費的不足，對經(jīng)濟(jì)發(fā)展很不利。從模型看出利率對儲蓄存款的影響很大，表示若想要降低儲蓄一項很有效的措施就是降低銀行的存款利率，這樣居民手頭有余錢就會更趨向于投資或消費，增加投資或消費需求。所以在金融市場中可以提供多樣化金融工具，規(guī)范股票市場，積極引導(dǎo)民間投資，給予無息貸款等都是幫助中層階級居民賺取利潤，增加收入的可行方法，而且這在增加居民收入提高機(jī)會的同時還給居民提供了很好的投資渠道及信息。

第二篇：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(jìn)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(jì)現(xiàn)象引起國內(nèi)理論界的廣泛關(guān)注。本文首先從理論 角度對影響我國居民儲蓄因素進(jìn)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(jìn)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(guān)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(jì)獲得快速發(fā)展,人民生活水平普遍提高。進(jìn)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(jì)現(xiàn)象引起國內(nèi)理論界的廣泛關(guān)注。本文將從現(xiàn)實出發(fā)對影響居民儲蓄

主要因素進(jìn)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(yīng)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(gòu)會影響居民消費額大小，進(jìn)而影響居民儲蓄額的變

化。

再次，儲蓄利率。按照古典經(jīng)濟(jì)學(xué)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(jì)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(jì)學(xué)還是現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)學(xué)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(dāng)復(fù)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(jì)改革的過程中,國企改革、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)

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(yù)期發(fā)生很大變化。由于這些因素?zé)o

法用數(shù)據(jù)表達(dá),不易進(jìn)行定量分析，所以用隨機(jī)變量(ｕ)來進(jìn)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(jī)擾動項。其中Y,R的一階偏導(dǎo)大于0表明和S呈正相 關(guān)關(guān)系；CPI,T,B的一階偏導(dǎo)小于0表明和S呈負(fù)相關(guān)關(guān)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(guān)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(jì)學(xué)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(jìn)行

多元回歸分析，進(jìn)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(guān)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(jī)擾動項，Y、CPI、R、T、B是解釋變量，而且隨機(jī)擾動項ｕ滿 足同方差和無自相關(guān)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(jìn)行檢驗。運 用Eviews軟件對表二中的具體數(shù)據(jù)進(jìn)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(yīng)的參數(shù)符號與經(jīng)濟(jì)意義

上應(yīng)變量和解釋變量的關(guān)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(qiáng)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(rèn)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(yīng)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?fù)?jù)項C所對應(yīng)的∣t∣小于ｔ的臨 界值,說明解釋變量T、B及截?fù)?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(jìn)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(rèn)為回歸方程的顯著性較強(qiáng)。同時解釋變量Y、CP

I、R所對應(yīng)∣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(yīng)變量城鎮(zhèn)居民儲蓄額S具有較強(qiáng)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(jìn)行檢驗,，檢驗異方差性的核心

問題是判斷隨機(jī)誤差項的方差與解釋變量觀測值之間的相關(guān)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(shè)，表

明模型中不存在異方差。

(四)自相關(guān)檢驗

利用杜賓—瓦特森檢驗法進(jìn)行自相關(guān)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(rèn)為回歸方程的擾動項不存在自相關(guān)。

(五)多重共線性檢驗

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

.8526；Y和R的相關(guān)系數(shù)為0.2093；CPI和R相關(guān)系數(shù)為0.1986。從數(shù)據(jù)看,認(rèn)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(guān)系。

(六)樣本數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化。

在經(jīng)濟(jì)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(guān)系，單位不同，彼此不能直接進(jìn)行比較，這就涉及到對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)

準(zhǔn)化的問題。下面我們對變量S、Y、CPI、R的樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)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(yīng)S、Y、CPI、R標(biāo)準(zhǔn)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(yīng)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(jì)快速發(fā)展使人民生活日益改善，相應(yīng)的居民收入水平不斷提高。今后隨著經(jīng)濟(jì)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(dá)到負(fù)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(fù)擔(dān)的比例越來越大，加 之社會保險的發(fā)展還有待于進(jìn)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(fēng)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(jī)構(gòu)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(jī)構(gòu)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(xiàn)：

(1)王麗華、唐五湘.我國居民儲蓄行為實證研究.北京機(jī)械工業(yè)學(xué)院學(xué)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(guān)于利率與我國居民儲蓄關(guān)系的探討.經(jīng)濟(jì)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(jì)學(xué)分析.經(jīng)濟(jì)問題.2004,(4)

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

第三篇：影響我國城鎮(zhèn)居民消費水平的因素分析

畢業(yè)設(shè)計（論文）

題告開報

影響我國城鎮(zhèn)居民消費水平的因素分析選題的背景和目的1.1 居民消費現(xiàn)狀

改革開放以來，我國經(jīng)濟(jì)高速增長。我國居民消費在規(guī)模、水平和結(jié)構(gòu)上與發(fā)達(dá)國家和世界平均水平比較，也存在較大差距，同樣說明提高我國居民消費的空間和潛力仍然很大。a.城鄉(xiāng)居民消費水平和消費結(jié)構(gòu)差距不斷擴(kuò)大。b.發(fā)展中國家隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展和居民收入的增長，會出現(xiàn)一個居民消費傾向遞減的趨勢。c.我國目前城鎮(zhèn)居民與農(nóng)村居民由于各自所處消費環(huán)境、收入水平、消費觀念及消費偏好不同，因而在消費結(jié)構(gòu)上存在顯著差異。

1.2 研究的目的消費支出是由居民的可支配收入來決定的,而收入則是消費的根本基礎(chǔ).同時,也是影響消費的主要因素。提高居民的可支配收入就可以相對提高居民的消費支出,促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)實體的快速發(fā)展。消費是生產(chǎn)的目的,是國民經(jīng)濟(jì)循環(huán)、發(fā)展的重要環(huán)節(jié)，研究消費結(jié)構(gòu)的運動規(guī)律及其發(fā)展趨勢,不僅是經(jīng)濟(jì)理論的重要內(nèi)容,而且也是政府調(diào)節(jié)經(jīng)濟(jì)、制定經(jīng)濟(jì)政策的重要依據(jù)。消費作為社會經(jīng)濟(jì)活動的重要環(huán)節(jié),在不同的歷史時期和不同的社會經(jīng)濟(jì)制度下,對國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用和貢獻(xiàn)存在一定的差異,消費行為受重視程度也明顯不同。居民消費是構(gòu)成社會商品總需求的主體部分,而城鎮(zhèn)居民的消費又是整個居民總消費中的最重要部分,若想增加消費,保持國民經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定、持久的增長,就必須對城鎮(zhèn)居民消費現(xiàn)狀和整體消費水平以及消費結(jié)構(gòu)的特征、演變規(guī)律和發(fā)展趨勢進(jìn)行研究。研究的基本內(nèi)容

2.1影響我國的城鎮(zhèn)居民消費的主要因素:

2.1.1居民可支配的收入決定了其消費支出，收入是消費的根本基礎(chǔ)，也是主要的消費影響因素。居民的可支配收入得以提高，則其消費支出亦將相對地得以提高，進(jìn)而很好地促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)實體的發(fā)展

2.1.2流動性約束影響城鎮(zhèn)居民消費需求.目前，我國的社會保障體制建設(shè)仍處于初期，其各方面均未健全，某些領(lǐng)域仍未有社會保障機(jī)制。此情況之下，居民對收入風(fēng)險意識尤其是持久收入，逐漸得到加強(qiáng)。人們憑借以往經(jīng)驗難以確定其當(dāng)前收入是持

久性的抑或是暫時性的，使得大部分人將當(dāng)前收入當(dāng)成是暫時性收入，故而收入的邊際消費傾向有所下降。同時，人們對其未來收入預(yù)期降低，導(dǎo)致持久收入下降。最終使得儲蓄增長，可用資產(chǎn)減少。

2.1.3 隨著教育體制的改革，居民教育支出的費用逐漸增大。教育改革一個直接的結(jié)果是促進(jìn)了我國居民教育支出迅速增加。以及我國房價出現(xiàn)飛速上漲的現(xiàn)象，使得了居民購房壓力日益增長。

2.2 研究的重點和難點

本文主要通過對城鎮(zhèn)居民消費水平的變動進(jìn)行多因素分析，建立以城鎮(zhèn)居民消費水平為因變量，以其他可量化影響因素為自變量的多元線性回歸模型，并利用模型對城鎮(zhèn)居民消費水平這一社會現(xiàn)象進(jìn)行數(shù)量化分析，并給出相應(yīng)的政策評價和政策建議。研究的方法及措施

3.1研究我國城鎮(zhèn)居民消費水平的方法

本課題核心方法為理論研究法，同時伴有文獻(xiàn)研究，調(diào)查法，訪問法和網(wǎng)絡(luò)調(diào)查法等。充分利用學(xué)校圖書館，電子資源和所學(xué)的相應(yīng)專業(yè)課本。借助互聯(lián)網(wǎng)的便利條件，逐步完成畢業(yè)論文。

3.2提高我國城鎮(zhèn)居民消費水平的可能性措施：

3.2.1 加強(qiáng)收入結(jié)構(gòu)性調(diào)控，縮小收入差距，刺激消費.毋庸置疑，收入為主要的消費影響因素。

3.2.2加強(qiáng)社會保障體系的完善，改善城鎮(zhèn)居民的消費.加強(qiáng)失業(yè)保險制度的完善，充分地利用好失業(yè)保險基金，促進(jìn)失業(yè)人群的再就業(yè)；加強(qiáng)基本醫(yī)療保險制度的完善，合理地確定醫(yī)療費用的個人負(fù)擔(dān)比例，擴(kuò)大受保人群的覆蓋面，改善城鎮(zhèn)居民的“看病難，看病貴”、因病返貧致貧現(xiàn)象；加強(qiáng)基本養(yǎng)老保險制度的完善.3.2.3大力調(diào)控房地產(chǎn)市場，抑制房價的過快增長.國家應(yīng)該切實地調(diào)控好房地產(chǎn)市場，充分利用物業(yè)稅等的政策手段，促使房價快速地回落到合理區(qū)間，避免房價回落緩慢對城鎮(zhèn)居民消費心理負(fù)面抑制，擴(kuò)大對自住房的需求，充分發(fā)揮好房地產(chǎn)業(yè)在拉動內(nèi)需的積極作用。

3.2.4 相應(yīng)規(guī)范我國現(xiàn)有的社會分配制度，以實現(xiàn)城鎮(zhèn)居民的共同富裕.目前，我國

近些年來，在不同地區(qū)的收入分配出現(xiàn)不平衡的現(xiàn)象。某些不合法因素的出現(xiàn)直接造成城鎮(zhèn)居民收入的差距拉大。因此，應(yīng)采取不同的措施，將收入分配的距離控制在適當(dāng)?shù)姆秶鷥?nèi)。預(yù)期成果

通過搜集數(shù)據(jù)和分析出來的結(jié)果大體上符合我國的實際情況，并且對我國居民的消費水平及軟件的使用有更深入的理解。

參考文獻(xiàn)

第四篇：食品安全主要影響因素分析

食品安全主要影響因素分析

[摘要]各類食品安全事件頻發(fā)，探究食品安全影響因素，并具體探究事物本質(zhì)，是保障食品安全的重要方面。總體來說，制約食品安全的因素主要有種植養(yǎng)殖遺留食物安全隱患、食品經(jīng)營者敗德行為、消費者消費心理以及政府監(jiān)管失效等。

[關(guān)鍵詞]食品安全;消費;監(jiān)管

中圖分類號：D035 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1009-914X（2016）24-0321-01

一、種植養(yǎng)殖遺留食物安全隱患

在產(chǎn)品種植和養(yǎng)殖過程中，易遺留食品安全隱患。不難理解，在種植養(yǎng)殖過程中，人為或者非人為的使食物攜帶對人體，易給人造成健康或者亞健康的傷害，引發(fā)的食品安全事故造成的食品安全問題不可忽視。在種植過程中，農(nóng)戶為經(jīng)濟(jì)利益，使用廉價催熟劑和有毒有害的肥料，將農(nóng)產(chǎn)品快速催熟。一些打著有機(jī)食品、綠色食品招牌的農(nóng)戶或者不法商販，公然濫用催熟劑，這對消費者的健康造成潛在威脅和影響。比如廉價的“座果靈”就可以催熟大量的果實，而催熟劑是國家允許生產(chǎn)的一種植物生長調(diào)節(jié)劑，如若使用不當(dāng)，則很可能對人體造成健康威脅。比如過量使用催熟劑，就會使有毒物質(zhì)殘留在果實中，食用后對人體造成健康隱患。

在養(yǎng)殖環(huán)節(jié)，抗生素濫用導(dǎo)致的食品安全問題并不少見。然而畜牧行業(yè)抗生素的使用增加的趨勢比較明顯，豬、雞鴨、奶牛等大型養(yǎng)殖場抗生素的使用都比較普遍。因為現(xiàn)代養(yǎng)殖業(yè)在市場經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中，為了快速培育出體積大的豬禽等，需要供給大量的蛋白質(zhì)，這就需要給豬禽等動物注射抗生素，以防動物生病。簡而言之，養(yǎng)殖場為了快速牟利，減少成本，就在動物飼養(yǎng)過程中使用抗生素，引致細(xì)菌產(chǎn)生耐藥性，這種耐藥性隨即通過環(huán)境、食用養(yǎng)殖的動物肉制品等方式傳播至人體，從而給人體健康和生命安全帶來危害。

二、食品經(jīng)營者敗德行為加大食品安全風(fēng)險

截至2015年12月末，全國規(guī)模以上食品企業(yè)僅僅有3.9萬余家，中小型食品企業(yè)特別多，有些企業(yè)雖然取得了生產(chǎn)和經(jīng)營許可，但質(zhì)量差，有的企業(yè)違法經(jīng)營成本較低，存在較大的安全風(fēng)險。而在食品生產(chǎn)環(huán)節(jié)的食品安全風(fēng)險是不可低估的，但是，由于目前對于中小企業(yè)的監(jiān)管仍存在粗放性特點，對于違法企業(yè)的懲罰力度不夠，在這種情況下，企業(yè)的自律性對于確保食品安全供給就顯得尤為關(guān)鍵。而現(xiàn)實情況是，很多食品企業(yè)，特別是小型食品企業(yè)缺乏社會責(zé)任感，遵守《食品安全法》意識薄弱，未切實將食品安全擺在生產(chǎn)經(jīng)營的第一位，公然生產(chǎn)經(jīng)營不符合國家標(biāo)準(zhǔn)的假劣食品。這種食品經(jīng)營者的敗德行為加大了食品安全風(fēng)險。在鄉(xiāng)村，食品經(jīng)營者就更傾向于經(jīng)營品質(zhì)低劣的食品，以低價銷售，這也在農(nóng)村形成了良好的市場供求狀態(tài)。塑料米、老鼠羊肉串、化學(xué)豆腐、甲醛鴨血、摻假蜂蜜、被污染的瓶裝水、爛米粉、瘦肉精等假劣食品，曾經(jīng)長期被消費者食用，食品經(jīng)營者為了個人私利，在明知假劣食品對人體會存在潛在安全風(fēng)險的情況下，仍然制售這樣的食品，在社會上產(chǎn)生了極其惡劣的影響。有些黑心廠商地址比較隱蔽，也存在一定的流動性，對其監(jiān)管存在較大難度。

三、消費者消費心理與消費過程影響食品安全

消費者消費心理使食品安全問題的存在成為常態(tài)。普通消費者在無法辨別食品安全性的情況下，存在購買廉價食品的傾向。特別是在農(nóng)村，農(nóng)民食品安全意識薄弱，缺乏食品安全知識，對“三無”食品不但不抗拒，而是圖便宜，更無暇了解食品法律法規(guī)和食品衛(wèi)生知識。盡管如今網(wǎng)絡(luò)、電視等媒體宣傳食品安全知識，相關(guān)部門也對農(nóng)村食品安全亂象進(jìn)行了整治，關(guān)閉了一批農(nóng)村違法食品小型企業(yè)和小作坊然而，農(nóng)村食品安全問題依然很嚴(yán)重。

消費者消費過程中維權(quán)越來越難。史上最嚴(yán)食品安全法的出臺，表面上是對消費者的維權(quán)越來越有利，但實際情況是，消費者因為取證和食品檢測難以攻克技術(shù)難題，無法有效維權(quán)。比如對于食品中非法添加的情況，消費者維權(quán)需要找到相關(guān)專業(yè)機(jī)構(gòu)進(jìn)行鑒定，一旦鑒定結(jié)果是食品不存在安全問題，那么消費者就會增加了維權(quán)成本。加上在消費者維權(quán)過程中，經(jīng)營者沒有舉證責(zé)任，在消費者維權(quán)證據(jù)不足的情況下，維權(quán)就很難實現(xiàn)。

四、監(jiān)管失效與監(jiān)管盲區(qū)并存影響食品安全效果

長期以來，我國食品安全監(jiān)管實行多頭管理模式，多頭交叉的管理格局必然導(dǎo)致全責(zé)錯位、資源配置低，而新的監(jiān)管體制并不能在短期內(nèi)很好地調(diào)整各職能部門之間的關(guān)系，受舊體制的制約，人員、權(quán)限、機(jī)構(gòu)等各要素的調(diào)整和優(yōu)化也難以一步到位。這就不可避免的造成在實際的監(jiān)管過程中的監(jiān)管失效。目前，我國食品安全監(jiān)管體制決定了食品安全監(jiān)管中存在著分段監(jiān)管，各個部門各負(fù)其責(zé)實際上就暴露出食品安全監(jiān)管過程的漏洞和監(jiān)管盲區(qū)。各監(jiān)管部門各管一段也容易造成其職能錯位，進(jìn)而造成監(jiān)管盲區(qū)。這種分段監(jiān)管的模式最終導(dǎo)致整個監(jiān)管失效。特別是在廣大農(nóng)村，隨著網(wǎng)絡(luò)的普及，農(nóng)村在享受發(fā)達(dá)的現(xiàn)代網(wǎng)絡(luò)帶來的便利的同時，也同時承擔(dān)著由此帶來的不安全風(fēng)險。網(wǎng)絡(luò)食品安全監(jiān)管這一塊原本就屬于較薄弱環(huán)節(jié)，山寨食品更是在農(nóng)村泛濫成災(zāi)。囿于監(jiān)管資源有限，農(nóng)村食品安全取證難，對其監(jiān)管更是難上加難。總的來說，監(jiān)管體制的不完善，監(jiān)管力量薄弱以及監(jiān)管能力差導(dǎo)致監(jiān)管失效的現(xiàn)象經(jīng)常存在。這是影響食品安全的比較關(guān)鍵的因素之一。

針對以上影響食品安全的因素，擬通過加強(qiáng)政府監(jiān)管、培養(yǎng)企業(yè)社會責(zé)任、消費者個人消費維權(quán)以及加強(qiáng)社會監(jiān)督等角度，保障食品安全。具體來說，監(jiān)管要從農(nóng)田到餐桌全過程無縫監(jiān)管，在種植過程的監(jiān)管應(yīng)該強(qiáng)化;針對性消費者維權(quán)難的問題，有關(guān)部門應(yīng)為消費者提供取證和食品安全監(jiān)測等服務(wù);企業(yè)要自覺尚德守法，主動承擔(dān)主體責(zé)任，樹立良好相信，打造精良品牌，供給優(yōu)質(zhì)產(chǎn)品;消費者維護(hù)自身健康權(quán)益，消費過程中應(yīng)有主動保留維權(quán)證據(jù)的意識;社會各界廣泛參與監(jiān)督，特別是要針對農(nóng)村監(jiān)管盲區(qū)，加強(qiáng)社會監(jiān)管力度，以逐步實現(xiàn)食品安全社會共治格局。

本文作為遼寧社科規(guī)劃基金一般項目：“遼寧省食品安全管理現(xiàn)狀及對策研究”（編號：L14BGL022）階段性成果之一。

作者簡介：

王淑娟（1979―），女，遼寧社會科學(xué)院經(jīng)濟(jì)研究所助理研究員，研究方向為：公共經(jīng)濟(jì)、公共管理。

第五篇：關(guān)于我國城鎮(zhèn)居民儲蓄存款模型的計量經(jīng)濟(jì)分析

關(guān)于我國城鎮(zhèn)居民儲蓄存款模型的計量經(jīng)濟(jì)分析

內(nèi)容摘要本文利用我國1978年以來的統(tǒng)計數(shù)字建立了可以通過各種檢驗的城鎮(zhèn)居民儲蓄率的模型，對我國城鎮(zhèn)居民儲蓄存款情況進(jìn)行實證分析。通過對該模型的經(jīng)濟(jì)含義分析得出各種主要因素對我國城鎮(zhèn)居民儲蓄存款數(shù)量的影響程度，影響著貨幣的供給量，宏觀調(diào)控的力度和效果，因此，這有助于幫助大家認(rèn)清現(xiàn)狀，但對此問題的探索有利于我們更好的掌握專業(yè)知識，了解國情，根據(jù)經(jīng)典西方宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，收入的變化會直接決定著儲蓄的變化。在其他條件不變的情況下，即居民的可支配收入增加，儲蓄量減少?？芍涫杖胧侵妇用駪粼谥Ц秱€人所得稅之后，在收入即定的條件下，我們選用的利息率是根據(jù)當(dāng)年變動月份加權(quán)平均后的一年期儲蓄存款加權(quán)利率。

3.物價水平

物價水平會導(dǎo)致居民戶的消費傾向的改變，收入分配的均等化程度越高，社會的儲蓄傾向就會越低，在國際上各種不確定性因素很多，因而必須立足于中國的國情。

1998年后出現(xiàn)了明顯的供給過剩，投資、消費膨脹的內(nèi)在動力明顯不足，同時市場經(jīng)濟(jì)發(fā)育不成熟，從而不能形成一種有效地傳導(dǎo)機(jī)制，市場化的改革對人們的經(jīng)濟(jì)行為、心理行為帶來了很大影響。

投資者開始考慮投資回報，我們的微觀經(jīng)濟(jì)層面已生長出一種內(nèi)在的約束機(jī)制，微觀主體內(nèi)在約束機(jī)制較強(qiáng)與宏觀經(jīng)濟(jì)市場傳導(dǎo)機(jī)制不暢之間的矛盾，概括起來有以下幾點居民對社會經(jīng)濟(jì)形勢的預(yù)期、可選擇的投資渠道、信貸消費的發(fā)展、利率因素的影響、假性存款的影響、消費領(lǐng)域的信用等級、高收入階層消費狀況、就業(yè)形勢壓力、體制改革、居民收入水平等。

由于我現(xiàn)在的時間和能力有限，選取一部分變量進(jìn)行研究，只建立我國城鎮(zhèn)居民儲蓄存款模型進(jìn)行研究。本文選用當(dāng)年的收入增長率來考察收入因數(shù)對儲蓄率的影響。用城鎮(zhèn)居民的儲蓄率作為被解釋變量。另外還選取了中國1979年到2002年的各年的城鎮(zhèn)居民收入的基尼系數(shù)、一年期儲蓄利率和通貨膨脹率作為解釋變量。

四、數(shù)據(jù)及處理

本文模型數(shù)據(jù)樣本為從1979-2002年。

年份 城鎮(zhèn)居民儲蓄率 城鎮(zhèn)居民收入增長率 一年期儲蓄利率 通貨膨脹率 城鎮(zhèn)居民基尼系數(shù)

1979 0.06368087 0.264869934 3.78 0.02 0.16

1980 0.08740586 0.220385089 5.04 0.059804 0.15

1981 0.07093626 0.104176446 5.4 0.024052 0.15

1982 0.08105586 0.139165412 5.67 0.01897 0.15

1983 0.09963501 0.093723563 5.76 0.015071 0.16

1984 0.13025584 0.245357008 5.76 0.027948 0.19

1985 0.15161502 0.184241122 6.72 0.08836 0.19

1986 0.17454542 0.280700971 7.2 0.060109 0.2

1987 0.2175453 0.167515864 7.2 0.072901 0.23

1988 0.17862152 0.219728929 7.68 0.185312 0.23

1989 0.2721202 0.199827095 11.12 0.177765 0.23

1990 0.32760614 0.123579703 9.92 0.021141 0.24

1991 0.31032443 0.163667824 7.92 0.028888 0.25

1992 0.3016907 0.228819425 7.56 0.053814 0.27

1993 0.3199061 0.311233327 9.26 0.131883 0.3

1994 0.42486435 0.397210898 10.98 0.216948 0.28

1995 0.44898036 0.261076104 10.98 0.147969 0.28

1996 0.40903477 0.198208003 9.21 0.060938 0.29

1997 0.30935015 0.127739779 7.17 0.007941 0.3

1998 0.25777978 0.108852141 5.02-0.026 0.295

1999 0.21234608 0.134557035 2.89-0.02993 0.3

2000 0.1239205 0.125688358 2.25-0.01501 0.32

2001 0.24155306 0.14364071 2.25-0.0079 0.33

2002 0.29897822 0.173106495 2.03-0.01308 0.319

數(shù)據(jù)來源各年份的《中國統(tǒng)計年鑒》

注Y代表城鎮(zhèn)居民儲蓄率

X1代表城鎮(zhèn)居民收入增長率

X2代表一年期儲蓄利率

X3代表通貨膨脹率

X4代表城鎮(zhèn)居民基尼系數(shù)

五、模型及處理

基于以上數(shù)據(jù)，它表示在沒有收入的時候人們也要花錢消費，儲蓄增長率的變動。β3度量了當(dāng)利率變動一個單位，儲蓄的增量的變動。

β4度量了當(dāng)通貨膨脹率變動一個單位，初步得出的模型為

Y=-0.264646+0.317426X1+0.024054X2 +0.024476X3+1.127523X4.1.經(jīng)濟(jì)意義的檢。

該模型可以通過初步的經(jīng)濟(jì)意義的檢驗，顯然通貨膨脹率的系數(shù)通不過T檢驗，2值為0.875298，整個模型對儲蓄率的增長影響是顯著的。

3.多重共線性的檢。

從F值可知此模型整體顯著，可能存在多重共線性，重新做回歸分析得到

Y=β1+β2X1+β3X2+β5X4+u

Variable Coefficient Std.Error t-Statistic Prob.C-0.271487 0.041322-6.570056 0.0000

X1 0.314787 0.113799 2.766177 0.0119

X2 0.024487 0.003178 7.704986 0.0000

X4 1.145280 0.137886 8.305987 0.0000

R-squared 0.897094 Mean dependent var 0.229740

Adjusted R-squared 0.881658 S.D.dependent var 0.115517

S.E.of regression 0.039739 Akaike info criterion-3.461967

Sum squared resid 0.031583 Schwarz criterion-3.265624

Log likelihood 45.54360 F-statistic 58.11739

Durbin-Watson stat 1.556309 Prob(F-statistic)0.000000

從新模型的整體效果來看，而且各個變量的t統(tǒng)計量也表明各個變量對儲蓄率的增長都有顯著影響。

因此模型可設(shè)為Y=-0.271487+0.314787X1+0.024487X2+1.145280X4

4.異方差性檢。

對新模型進(jìn)行異方差性的檢驗，得到如下結(jié)果

White Heteroskedasticity Test

F-statistic 2.669433 Probability 0.054505

ObsR-squared的計算結(jié)果是11.50596，所以自由度為7，查表得 =12.59〉11.50596，即該模型不存在異方差性。

5.自相關(guān)性的檢。

從上表可知DW值為1.556309，有三個解釋變量的條件下，查D-W表得，儲蓄率對收入增長率的彈性為0.314787, 在其他條件不變的情況下，儲蓄率同方向變化0.314787%。利率變動對實際的儲蓄率變動的影響并不是十分的重要，其中對未來預(yù)期的不確定性是一個很重要的原因，隨著住房、醫(yī)療、教育等方面的改革，但是效果并不明顯也可以看出來?；嵯禂?shù)對儲蓄率的影響非常大，收入分配的均等程度對儲蓄的影響非常明顯。這是由于收入高的群體的儲蓄傾向要明顯的高于收入低的群體。

2.對宏觀經(jīng)濟(jì)的政策建議

基于基尼系數(shù)對儲蓄率的很大的影響，因此，加大對低收入的者的轉(zhuǎn)移支付，縮小社會的貧富差距

1不要逼老百姓花錢，采取不同對策，增加中低收入居民的個人相對收入，大力提高人們的收入預(yù)期；控制教育和醫(yī)療費用，減少公眾的焦慮；積極發(fā)展消費信貸，減少人們?yōu)榻逃鴥π畹男枰?，引?dǎo)高收入居民向更高層次的消費過渡，增加消費供給，從而抑制儲蓄傾向的進(jìn)一步提高。

2不要逼老百姓投資，努力改善投資環(huán)境，充分暴露出我國經(jīng)濟(jì)架構(gòu)的嚴(yán)重失衡。因此，并積極引導(dǎo)儲蓄向投資轉(zhuǎn)化

第一，不斷開發(fā)新的金融產(chǎn)品，拓寬居民投資渠道，進(jìn)一步發(fā)展和完善股票市場，逐步建立完善的、公開的信息披露制度，大力發(fā)展債券市場，充分發(fā)揮債券融資的優(yōu)勢，積極引導(dǎo)民間投資，人們的預(yù)期對儲蓄率的影響是非常明顯的。由于這方面的影響很難用數(shù)據(jù)來描述以及礙于本文作者水平有限，.2.屈宏斌居民儲蓄高增長堪憂。經(jīng)濟(jì)觀察報，.4.郭樹清深化投融資體制改革與完善貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制.金融研究，2002，保證經(jīng)濟(jì)持續(xù)快速增長.金融研究，2003，2003

7.劉雋亭,喬瑞紅我國居民儲蓄持續(xù)增長的原因及特點分析.天津商學(xué)院學(xué)報，1999(11)9韓漢君中國的居民儲蓄存款及其利率彈性上海經(jīng)濟(jì)研究，2008-1