我國城鎮(zhèn)居民儲蓄存款模型的分析-免費閱讀
【正文】 同時也說明了收入越多人們的邊際消費傾向就越低。 利用 Glejser 檢驗異方差性：建立如下函數形式： 12||ex? ? ?? ? ?， 12||ex? ? ?? ? ? 121||e x? ? ?? ? ?等，也均未發(fā)現有很強的異方差性。因此我們可以對東西部分別建立消費函數的回歸模型。 ③．自相關檢驗：因為采用的是截面數據，即使有自相關也屬于模型設定的偏誤，故在此不考慮模型的自相關性。在這個規(guī)律支配下，消費隨著收入的增加而增加，但增加的幅度不如收入增加的那么多。 對宏觀經濟的政策建議 基于基尼系數對儲蓄率的很大的影響，因此，國家應該重視對分配領域的調節(jié)，加大對低收入的者的轉移支付，切合中國實際的對稅收領域進行改革，縮小社會的貧富差距。 自相關性的檢驗 我國城鎮(zhèn)居民儲蓄存款模型的分析 6 在這里我們僅僅檢驗下一階自相關性 從上表可知 DW 值為 ，且樣本容量 n=24，有三個解釋變量的條件下，給定顯著 性水平 ? =，查 D— W 表 得， d l =,d u =,這時有du dw=4 du ,表明不存在一階自相關。這也是本文的重點變量。在國際上，衡量收入分配平均狀況最常用的指數是基尼系數，本文選用的是中國 1979 年到 2020 年的各年的城鎮(zhèn)居民收入的基尼系數。在其他條件不變的情況下，儲蓄與可支配收入之間存在著正方向的變化關系，即居民的可支配收入增加，儲蓄量增加；個人可支配收入減少，儲蓄量減少。可支配收入是指居民戶在支付個人所得稅之后，余下的全部實際現金收入。 儲蓄水平 在本文中，我們用城鎮(zhèn)居民的儲蓄率作為被解釋變量。 u 是隨機誤差項。 結論 統(tǒng)計報告 從上面的計量分析中我們最后得到我國城鎮(zhèn)居民的儲蓄存款模型： rsave= +*rgpi+*i+*gini () () () () t= () () () () adjusted R2= df=20 F= DW= 實證研究結論 從上述模型中我們可以看出： 城鎮(zhèn)居民的收入增長率變化對居民的儲蓄率變化的影響還是比較明顯的，儲蓄率對收入增長率的彈性為 , 在其他條件不變的情況下，居民的收入變化 1%，儲蓄率同方向變化 %。 我國城鎮(zhèn)居民儲蓄存款模型的分析 7 模型的不足 在實際經濟活動中，人們的預期對儲蓄率的影響是非常明顯的。 即消費函數 具有如下的特點 ：第一，實際消費與實際收入之間存在穩(wěn)定的函數關系；第二，邊際消費 傾向小于 1；第三，平均消費傾向隨著收入的上升而下降。 因此，我國 2020 年的消費函數為： ?? 2. 模型的擴展 接著本文要考察的是地域差異對我國的消費是否有影響，故在解釋變量中加入虛擬變量D（表示所屬地區(qū)）。 3. 模型的延 伸 在此依然選取西部地區(qū)為重慶，四川，貴州，云南，西藏，陜西，甘肅，青海，寧夏，新疆 10 個省市。 所以西部地區(qū)的消費函數為 ? ，東部地區(qū)的消費函數為： 223 .6 7 0 .7 5 9yx? ? ? 而且我們可看出東部地區(qū)的邊際消費傾向小于西部地區(qū)，這與東部生活水平比西部高這一點是相符的。 2. 由引入截距的西部消費函數可以 看出我國西部地區(qū)因為收入水平低，以致 邊際消費傾向出現大于 1 的數。而西部由于經濟發(fā)展相對落后，收入中的絕大多數都用于消費了。 ②．對東部地區(qū)的回歸所得： Variable Coefficient Std. Error tStatistic Prob. C X Rsquared Mean dependent var Adjusted Rsquared . dependent var . of regression Akaike info criterion Sum squared resid 1141097. Schwarz criterion Log likelihood Fstatistic DurbinWatson stat Prob(Fstatistic) 回歸方程為： 223 .6 7 0 .7 5 9yx? ? ? ，從各項統(tǒng)計值可以看出回歸的結果比較好。 所以由回歸結果我們可以認為地域差異的確對消費有著顯著影響。 再對其進行 Glejser 檢驗：檢驗結果表明亦不存在異方差。 二． 數據及變量 本文選取的是 2020年 全國 31個省市 的城鎮(zhèn)居民的人均全年可支配收入和人均全年消費支出，以及各地區(qū)的失業(yè)率，其中 消費支出和可支配收入的數據來自《 中國價格及城鎮(zhèn)居民家庭收支調查統(tǒng)計年鑒 （ 2020）》，失業(yè)率數據來自《中國
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