41026103 朱研天 

一、 问题的提出 

中国经济当前正处于一个黄金的发展期。为了维持快速稳定的经济发展，控制居民储蓄是非常重要的。居民储蓄是指居民当期税后可支配收入与当期消费之间的差额。居民储蓄的产生，是居民推迟当期消费的结果。居民储蓄额的高低对一国的经济增长、投资、以及居民的生活等方面都有着不同程度的影响。居民储蓄的增长是国家经济实力不断增强的具体体现，也是经济进一步增长的动力，有利于经济的发展。但任何事物的发展都存在一个度的问题，储蓄也不例外。如果居民储蓄的增长不能转化为投资，过度的居民储蓄将抑制现期的消费，消费需求不足，投资效率低下，那么居民储蓄就会对经济发展产生一些负面的影响。 

居民高储蓄现象一直是我国改革开放以来宏观经济的一个显著特征，那么如何有效操控居民储蓄的比例就成为了一个重要的问题。那么居民储蓄究竟由那些因素决定呢,这些因素对于居民储蓄的变化又有什么样的影响,知道了这些影响又能给我们调节居民储蓄产生什么启示,这就是我的研究项目的主要目的。 

二、 理论综述 

根据西方经典理论，与居民储蓄有关的主要有: 

1( 古典理论:S=Y-c*(Y-T)-G 

2( 货币需求理论:S与持有货币的成本r正相关 

3( 跨期替代理论:r上升，闲暇成本上升，收入Y上升，于是消费成本上升，c下降，s上

升。所以S与r正相关 

4( 索洛模型 

通过对这些理论的学习与研究，选择居民可支配收入、利率、居民消费物价水平、债券价值应作为影响变量，城乡居民的储蓄增量作为因变量，运用Eviews进行多元回归分析，希望从中得出以上4个变量均对储蓄增量有显著影响的结论，并希望得到一个最接近的理论。 

三、 模型假定 

1、收入水平(X) 1

收入是决定储蓄的重要因素。按照经典经济学的理论，收入是影响储蓄的第一位的因素。

只有当收入超过最低的需求之后，储蓄才成为可能，在此之前都是负储蓄。而且储蓄应该与收入成同方向的变动关系;即收入增加，储蓄也增加，收入减少，储蓄也减少。在这里，我使用城乡居民的可支配收入作为研究的解释变量。 

2、利率(X) 2

利率的升降直接影响到存款的收益，但是在考虑到利率时，利率对储蓄的影响可以分为替代效应和收入效应，即:收入效应是指当利率增加时，人们会认为收入增加，应扩大消费额，导致储蓄减少:替代效应是指当利率增加时，人们会认为当期消费的成本增加，就会相应的减少消费，增加储蓄。在这里，我使用一年期定期存款利率作为研究的解释变量。 

3、居民消费物价水平(X) 3

物价水平会导致居民户的消费倾向的改变，从而也就会改变居民户的储蓄倾向。对于价格需求弹性高的商品来说，物价的微小变动会引起对消费品需求的大幅度波动，尤其是住房价格。因此消费品的价格水平对居民的储蓄存款也有一定的影响。在这里，我使用商品零售价格指数作为解释变量。 

4、证券价值(X) 4

作为一种重要的投资渠道，证券的价值对于储蓄额有着重大影响。但由于数据的获取的局限性与困难度，在这里，我使用股票市值作为衡量投资渠道的指标，列入解释变量。 

5、其他因素 

因素与人口老龄化程度。因为作为宏观力量，对于居民储蓄拥有调节作用。而人口比例中，老人越多，储蓄能力越低，负储蓄越多。所以将这两种影响因素归为随机误差项μ。 

综上我将对被解释变量用解释变量做回归分析: 

Y=C+βX+βX+βX+βX+μ，其中C表示截距项，它表示在没有收人与其他因素的影11223344

响的时候人们也要花钱消费。X 表示当城镇人均可支配收入变动1元时，城乡居民储蓄总1

额的变动情况。X 表示当一年期储蓄利率变动一个单位，其实也就是1,时，储蓄的增量2

的变动情况。X表示当零售物价指数变动一个单位，储蓄增量的变动。X表示度量了股票34 市值对每年储蓄余额的影响。μ表示是随机误差项。 

四、 数据的收集 

收集到的数据样本如下(1990-2008年): 

城乡居民人均可)年储蓄余额(Y)一年期储蓄利率商品零售价格 股票市值(X4年份 支配收入收入(单位:亿元) ) 指数(X) 单位:(亿元) (X23(X)单位:(元) 1

1990 7119.6 2196.5 9.92 94.16 0 1991 9244.9 2409.2 7.92 100 109 1992 11757.3 2810.6 7.56 106.4 1048 1993 15203.5 3499 9.26 122 3531 1994 21518.8 4717.2 10.98 151.4 3691 1995 29662.3 5860.7 10.98 177.3 3474 1996 38520.8 6765 9.21 192 9842 1997 46279.8 7250.4 7.17 197.4 17529 1998 53407.5 7587.1 5.02 195.8 19506 1999 59621.8 80.3 2. 193 271 2000 332.4 8533.4 2.25 193.8 48091 2001 73762.4 9226 2.25 195.1 43522 2002 86910.7 10178.4 2.00 193.6 38329 2003 103617.7 11094.4 1.98 195.9 42458 2004 119555.4 12358 2.25 203.5 37056 2005 141051.0 13747.9 2.28 209.4 32430 2006 161587.3 15346.5 2.52 212.56 404 2007 172534.2 17926.2 3.47 222.76 327141 2008 217885.4 20541.4 3.27 238.13 121366 

注:商品零售价格定基指数(X)以1991年为基期 3

五、 模型的回归与检验 

1(模型回归 

利用Eviews回归结果如下: 

输入数据后执行命令得到回归结果: 

可写出如下回归分析结果: 

Y=12991.97 + 14.85284X– 556.4067X– 358.0945X– 0.077534X+ μ 1 2 3 4 

(3.134678) (50.55994) (-2.376216) (-13.35730) (-6.748721) 

22R =0.9985 R^ =0.998579 F=3163.060 D.W.=1.148573 

2其中括号内的数为相应参数的t检验值，R是可决系数，F与D.W.是有关的两个检验统计量。 

2(模型检验 

1、经济意义检验 

可以发现，回归方程中各解释变量系数与经济理论中的效果相比较，都比较符合。所以

通过经济意义检验。 

2、显著性检验 

2从回归结果中的R^可知该回归方程的拟合优度较高，通过检验。将显著性水平设定为0.05，查表得临界值为3.18，因为F检验值明显大丁临界值，方程通过了F检验，即方程整体上是显著的。从T检验的数值分析可知，在显著性水平为0(05，即置信区间为95,的情况下，统计量t的临界值t(14)=2.145，收入水平(X)、利率(X)、商品零售物价指数(X)以及股票123市值(X)对回归的影响是显著的。 4

3、多重共线性检验 

找出最简单的回归形式，分别找出X、X、X、X间的回归: 1234 

1)关于Y与X1的回归: 

Y= -29985.95 + 11.77638X 1

(-7.9575) (32.1715) 

22R =0.983840 R^ =0.9820 F=1035.004 D.W.=0.7145 2)关于Y与X的回归: 2

Y=145222.3 – 12847.95X2 

(7.401750)(-4.175031) 

22R =0.506257 R^ =0.477214 F=17.430 D.W=0.226302 3)关于Y与X的回归: 3

Y = -153724.0+ 1270.734X3 

(-3.404919)(5.266169) 

22R =0.63414 R^ =0.611273 F=27.7325 D.W=0.1627 4)关于Y与X的回归: 4

Y= 488.76 – 0.581257X4 

(4.011344)(4.102604) 

22R =0.497508 R^ =0.467949 F=16.83136 D.W.=1.3010 可见城乡居民储蓄余额(Y)受可支配收入(X)的影响最大，与经验相符合，因此选1

1)为初始的回归模型。 

将其他解释变量分别导入初始回归模型Y=-25825.61 + 15.100X，寻找最佳回归方程。 1

C X1 X2 X3 X4 R2 D.W( Y=f(X1) -29985.95 11.77 0.9838 0.7145 

t值 -7.9575 32.1715 Y=f(X1,X2) -29179.33 11.88217 -419.96 0.9883 0.7901 

t值 -3.8697 27.3884 -0.5693 Y=f(X1,X3) 3657.079 13.82088 290.7931 0.9942 1.8157 

t值 0.5481 31.2741 -5.3769 Y=f(X1,X4) -31762.85 12.1597 -0.03 0.9847 0.3730 

t值 -7.5774 22.6058 -0.9739 Y=f(X1,X2, X3) 13605.4 13.5430 -842.2100 -306.950 0.9953 2.0798 

t值 1.80 30.8244 -1.8355 -5.9910 Y=f(X1, X3，X4) 6595.522 15.11385 -351.0258 -0.082471 0.998549 1.0224 

t值 1.8287 48.4706 -11.5121 -6.3776 

分析: 

第一步:在初始模型中引入X，拟合优度提高，参数符号合理，但变量未通过t检验; 2

第二步:在初始模型中引入X，拟合优度提高，参数符号合理，但变量未通过t检验; 4

第三步:在初始模型中引入X，拟合优度提高，参数符号合理，且变量通过t检验; 3

第四步:在第三步的基础上引入X，拟合优度提高，参数符号合理，但变量未通过t检验; 2

第五步，在第三步的基础上引入X，拟合优度有所提高，参数符号合理，且变量通过t检验; 4

因此最终的城镇居民储蓄函数应与Y=f(X, XX)最优，排除解释变量X 拟合结果如下 ，1342

Y=6595.522 + 15.1139X – 351.0258 X – 0.082471 X 134

(1.8287) (48.4706) (-11.5121) (-6.3776) 

2R =0.998549 D.W.=1.0224 

4、序列相关检验 

利用Durbin-Watson检验法进行自相关检验。从上表可知D.W.值为1.0224，且样本容

k=3。在给定显著性水平α=0(05的条件下，查表得到D.W.的临界值的上下界分量n=19，

别为:d=1.08和d=1.53，所以0用科克伦-奥科特迭代法进行修正，在经过一次迭代可得如下结果: 

Y=195093.6 + 13.34518X– 379.46X–0.0791X+ [AR(1)=0.990074] 1 3 4 

(0.043665)(50.55994) (-2.376216)(-13.35730) (-6.748721) 

22R =0.9985 R^ =0.998579 F=3163.060 D.W.=1.625103 修正后，D.W.=1.625103，且样本容量为19，有3个解释变量，给定显著性水平0.05，查D.W.表得d=1.08和d=1.53，这时d5、异方差检验。 

0bs*R—squared的计算结果是13.25190，由于选用的没有交叉乘积项的方式，所以自由

度为4，在0.05的显著水平下，查表得(4)=11.07<13.25190，所以拒绝同方差性的原假设。

下面采用用加权最小二乘法修正，可得如下结果: 

Y=7327.343 + 15.199X– 359.1263X–0.083680X 1 3 4 

(2.567053)(48.14190)(-13.161496)(-6.171496) 

22R =0.998178 R^ =0.997814 F=35292.484 D.W.=1.023680 

可以看出，加权最小二乘法的结果在拟合优度和参数的T统计量都有了显著改进。 

六、 总结与建议: 

居民储蓄存款的简要结论 

1、收入水平对我国居民储蓄的影响较大且正相关。 

2、利率对居民储蓄存款有不显著的负效应。 

我国居民普遍乐于使用储蓄作为第一投资选择，并不是很在乎利率调整。只要手上有闲置的可支配资金，就会考虑使用储蓄。 

3(商品零售价格指数与居民储蓄存在显著的负相关关系。 

由于我国金融市场落后，个人消费贷款不完善，因此，对于高档消费品的消费，一般是依靠储蓄积累来实现的。仅住房，购车等会使用贷款，但是高首付比例依然对储蓄有着很高

要求。 

4、股票市场价值对居民储蓄有的负效应。 

在大牛市等证券普遍利好的情况下，居民会考虑提出部分储蓄来进行证券投资。 

建议: 

根据现状，我国的居民储蓄比例已经有过高趋势，将降低投资比例并减缓经济发展。所以降低居民储蓄比例是很重要的。而收入水平的增加是经济发展的必须，利率又只能产生不显著的负效应。所以商品零售价格指数和证券市场将使主要手段。平衡高档消费品尤其是住房的价格，将有效化居民储蓄为实物投资，促进GDP增长。而证券市场的大力发展更有利于吸收储户进军股票债券行业，从而有效降低居民储蓄率。 下载本文