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《城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄影響因素實(shí)證分析 》由會(huì)員上傳分享，免費(fèi)在線(xiàn)閱讀，更多相關(guān)內(nèi)容在學(xué)術(shù)論文-天天文庫(kù)。
1、城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄影響因素實(shí)證分析摘要：儲(chǔ)蓄率是影響一國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一大重要因素，它的高低會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平有著直接的影響。以城鎮(zhèn)居民的數(shù)據(jù)為樣本，引入可支配收入、利率、社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)等變量建立回歸方程，分析了各大因素對(duì)儲(chǔ)蓄率的影響，從而得出相應(yīng)的結(jié)論。 關(guān)鍵詞：儲(chǔ)蓄率；可支配收入；利率；社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn) 1研究背景 自1949年以來(lái)，中國(guó)儲(chǔ)蓄率隨著經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和收入水平提高呈不斷上升趨勢(shì)，因而高儲(chǔ)蓄率也被認(rèn)為是解釋中國(guó)經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)的一個(gè)主要因素。雖然高儲(chǔ)蓄率總是會(huì)導(dǎo)致更高的收入及較高的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率，但并非儲(chǔ)蓄率越
2、高越好，必然會(huì)存在一個(gè)最優(yōu)的儲(chǔ)蓄率。 據(jù)統(tǒng)計(jì)，我國(guó)近年來(lái)的實(shí)際ＧＤＰ平均每年增長(zhǎng)９％左右，而資本的凈邊際產(chǎn)量即ＭＰＫ－δ，約為0.9%。我國(guó)的資本收益ＭＰＫ－δ＝每年０.９％，大大低于經(jīng)濟(jì)的平均增長(zhǎng)率（ｎ＋ｇ＝９％）?？梢?jiàn)，我國(guó)的資本存量已經(jīng)遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過(guò)了黃金律水平。也就是說(shuō)，當(dāng)前我國(guó)的儲(chǔ)蓄率和投資水平已經(jīng)偏高，而消費(fèi)率則偏低。所以我們應(yīng)該降低儲(chǔ)蓄率，減少投資，把收入的更大份額用于消費(fèi)，這樣就會(huì)立即提高消費(fèi)水平，并最終達(dá)到更高消費(fèi)水平的穩(wěn)定狀態(tài)。 那應(yīng)該如何降低我國(guó)的儲(chǔ)蓄率呢？下面我們將以城鎮(zhèn)居民的數(shù)據(jù)為例進(jìn)
3、行分析。 2實(shí)證分析 先選定城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄S作為解釋變量，選定城鎮(zhèn)居民可支配收入Y，實(shí)際利率R，名義利率，社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)作為主要的解釋變量，建立城鎮(zhèn)儲(chǔ)蓄回歸模型S=a+bY+cR+dW+ε,利用我國(guó)1980-2006年的相關(guān)樣本數(shù)據(jù)及EVIEWS軟件進(jìn)行回歸分析，得到多個(gè)包含不同個(gè)數(shù)解釋變量的回歸方程。 首先，先檢驗(yàn)名義利率和實(shí)際利率對(duì)于儲(chǔ)蓄的影響。因此，我們先僅對(duì)收入與儲(chǔ)蓄作回歸，然后在收入的基礎(chǔ)上分別加上名義利率和實(shí)際利率，得到以下結(jié)果： 從表2中可以看出，各個(gè)回歸方程的R2值均較大，
4、說(shuō)明樣本擬合優(yōu)度較好；F值均大于檢驗(yàn)臨界值F0.01(K,23-K),說(shuō)明回歸方程均在99%的水平上顯著成立，回歸效果良好。具體分析如下： ?。?）從回歸模型的方程1中可以看出，收入對(duì)城鎮(zhèn)儲(chǔ)蓄的邊際貢獻(xiàn)高達(dá)95.9867%，系數(shù)為正并且在99.9%的水平上顯著，說(shuō)明收入是決定儲(chǔ)蓄的一個(gè)最為重要的因素，并且它對(duì)儲(chǔ)蓄有著非常明顯的正效應(yīng)。 （2）從在收入的基礎(chǔ)上加入名義利率解釋變量的城鎮(zhèn)儲(chǔ)蓄回歸方程2中可以看出，R2值增加了0.0523%，名義利率的系數(shù)為負(fù)，說(shuō)明名義利率對(duì)城鎮(zhèn)儲(chǔ)蓄有著較為微弱的負(fù)效應(yīng)（邊際貢獻(xiàn)
5、僅為0.0523%）。 （3）從在收入的基礎(chǔ)上加入實(shí)際利率解釋變量的回歸方程3中可以看出R2值增加了0.0622%，實(shí)際利率的系數(shù)為正，說(shuō)明實(shí)際利率對(duì)城鎮(zhèn)儲(chǔ)蓄有著較微弱的正效應(yīng)（邊際貢獻(xiàn)為0.0622%）。 從上面的分析中，我們可以看出，名義利率對(duì)儲(chǔ)蓄的影響要小于實(shí)際利率對(duì)儲(chǔ)蓄的影響，這是由于通脹率的存在，在一定程度上起了抵消的作用。所以下面分析社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)于儲(chǔ)蓄的影響時(shí)，將直接采用實(shí)際利率作為方程的其中一個(gè)解釋變量。于是，對(duì)城鎮(zhèn)儲(chǔ)蓄回歸模型S=a+bY+cR+dW+ε進(jìn)行計(jì)量檢驗(yàn)，這又得到以下結(jié)果：
6、 從相關(guān)性檢驗(yàn)的表格中，我們可以看出，居民可支配收入與儲(chǔ)蓄的相關(guān)性系數(shù)最大，其次是社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)，再次為利率。 而在最小二乘法對(duì)模型進(jìn)行回歸檢驗(yàn)的表格中，我們可以看到，該回歸方程的擬合優(yōu)度良好，R2=0.961601,并且該方程都通過(guò)了F檢驗(yàn)和T檢驗(yàn)，說(shuō)明總體回歸方程顯著，即檢驗(yàn)變量S與解釋變量Y,R,W之間線(xiàn)性關(guān)系較為顯著，并且每個(gè)變量Y,R,W都對(duì)S有顯著影響。表格中D-W=1.866120，根據(jù)k=3,n=27,查得，dl=1.16,du=1.65,du=1.65＜DW=2.337＜4-du=3.
7、35,所以方程不存在自相關(guān)。 從以上兩個(gè)檢驗(yàn)結(jié)果，我們可以做出以下分析： ?。?）收入城鎮(zhèn)儲(chǔ)蓄的邊際率高達(dá)96%，系數(shù)均為正，說(shuō)明收入是決定儲(chǔ)蓄的最重要的因素，其對(duì)儲(chǔ)蓄有著非常明顯的正效應(yīng)。我國(guó)改革開(kāi)放以來(lái)居民儲(chǔ)蓄大幅度增長(zhǎng)的主要原因是居民收入的穩(wěn)定增長(zhǎng)的主要原因是居民收入的穩(wěn)定增長(zhǎng)。 ?。?）實(shí)際利率的相關(guān)系數(shù)為正，且顯著性較強(qiáng)，說(shuō)明實(shí)際利率對(duì)城鎮(zhèn)儲(chǔ)蓄有著較微弱的正效應(yīng)。 ?。?）社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)的相關(guān)系數(shù)為負(fù)，說(shuō)明養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)城鎮(zhèn)儲(chǔ)蓄有一定的負(fù)效應(yīng)，即社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)居民儲(chǔ)蓄有抑制作用，且該相關(guān)系數(shù)的絕對(duì)值
8、大于實(shí)際利率的相關(guān)系數(shù)，說(shuō)明比起實(shí)際利率，社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)于居民儲(chǔ)蓄的影響更大。 3結(jié)論與政策啟示 （1）影響儲(chǔ)蓄的應(yīng)該是實(shí)際利率，而并非名義利率，由于通脹率的存在，使得名義利率的作用變得十分的微弱。所以我們更應(yīng)關(guān)注實(shí)際利率而非名義利率，而這也部分解釋了為何我國(guó)試圖通過(guò)一再地降低存款利率來(lái)減少儲(chǔ)蓄，卻無(wú)法得到預(yù)期的效果，存款額卻仍然不停攀升的原因。 ?。?
