我國(guó)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄存款模型的分析-資料下載頁(yè)
【導(dǎo)讀】通過(guò)對(duì)該模型的經(jīng)濟(jì)含義分析可以得出可支配收入率對(duì)儲(chǔ)蓄率的影響不大，還有利率。對(duì)儲(chǔ)蓄率的影響很小，值得注意的是，模型中的基尼系數(shù)對(duì)城鎮(zhèn)居民的儲(chǔ)蓄影響是相當(dāng)大的。其他條件不變的情況下，儲(chǔ)蓄與可支配收入之間存在著正方向的變化關(guān)系，即居民的可支配收入增加，儲(chǔ)蓄量增加；個(gè)人可支配收入減少，儲(chǔ)蓄量減少?？芍涫杖胧侵妇用駪粼谥Ц秱€(gè)人所得稅之后，余下的全部實(shí)際現(xiàn)金收入。在本文中，我們選用當(dāng)年的收入增長(zhǎng)率來(lái)考察收入因數(shù)對(duì)儲(chǔ)蓄率的影響。傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)學(xué)認(rèn)為，在收入即定的條件下，較高的利息率會(huì)使儲(chǔ)蓄增加。本文用通貨膨脹率來(lái)考察物價(jià)水平對(duì)儲(chǔ)蓄率的影響。高，社會(huì)的儲(chǔ)蓄傾向就會(huì)越低。在國(guó)際上，衡量收入分配平均狀況最常用的。蓄率=當(dāng)年城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄增量/當(dāng)年城鎮(zhèn)居民總可支配收入。b3度量了當(dāng)通貨膨脹率變動(dòng)一個(gè)單位，儲(chǔ)蓄增量的變動(dòng)。該模型可以通過(guò)初步的經(jīng)濟(jì)意義的檢驗(yàn)，系數(shù)的符號(hào)符合經(jīng)濟(jì)理論。值為，整個(gè)模型對(duì)儲(chǔ)蓄率的增長(zhǎng)影響是顯著的。
【正文】 入普遍不能滿足消費(fèi)需求，用以前的積蓄或靠政府補(bǔ)貼生活的原因。 在此去掉截距項(xiàng)重新進(jìn)行回歸，得： Variable Coefficient Std. Error tStatistic Prob. X 我國(guó)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄存款模型的分析 11 Rsquared Mean dependent var Adjusted Rsquared . dependent var . of regression Akaike info criterion Sum squared resid 1373347. Schwarz criterion Log likelihood DurbinWatson stat 得回歸方程為： ? ，與有截距時(shí)比較可看出：雖然可決系數(shù)降低了，但解釋變量的 t 值顯著提高了。 利用 Glejser 檢驗(yàn)異方差性：建立如下函數(shù)形式： 12||ex? ? ?? ? ?， 12||ex? ? ?? ? ? 121||e x? ? ?? ? ?等，均未發(fā)現(xiàn)有很強(qiáng)的異方差性。 ②．對(duì)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(xiàng)統(tǒng)計(jì)值可以看出回歸的結(jié)果比較好。 利用 Glejser 檢驗(yàn)異方差性：建立如下函數(shù)形式： 12||ex? ? ?? ? ?， 12||ex? ? ?? ? ? 121||e x? ? ?? ? ?等，也均未發(fā)現(xiàn)有很強(qiáng)的異方差性。 所以西部地區(qū)的消費(fèi)函數(shù)為 ? ，東部地區(qū)的消費(fèi)函數(shù)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(fèi)傾向小于西部地區(qū)，這與東部生活水平比西部高這一點(diǎn)是相符的。 4. 鄒氏檢驗(yàn)： 在此利用鄒氏檢驗(yàn)對(duì)東西部的差異進(jìn)行驗(yàn)證。因?yàn)闁|西部數(shù)據(jù)都沒(méi)有顯著的異方差性，故可利用鄒氏檢驗(yàn)法。 ① ． 合并上面東西部地區(qū)的數(shù)據(jù)，利用軟件回歸得： Included observations: 20 Variable Coefficient Std. Error tStatistic Prob. 我國(guó)城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄存款模型的分析 12 C X Rsquared Mean dependent var Adjusted Rsquared . dependent var . of regression Akaike info criterion Sum squared resid 3582038. Schwarz criterion Log likelihood Fstatistic DurbinWatson stat Prob(Fstatistic) 令 1S =RSS=3582038，自由度為 18 又已知西部地區(qū)的 1RSS =1373347，自由度為 8；東部地區(qū)的 2RSS =1141097，自由度為 8。 2S = 1RSS + 2RSS =2514444， 2S 的自由度為 16 令 3S = 1S 2S =1067594，自由度為 2 構(gòu)造 F 統(tǒng)計(jì)量 ：16/ 2/23SSF?= 533797 ? ＞ 2,16 ? （ 10%的顯著性水平），所以認(rèn)為東西部的消費(fèi)在 10%的顯著性水平下是有顯著差異的。 三． 結(jié)論 通過(guò)以上的計(jì)量回歸分析，我們從中可以發(fā)現(xiàn)以下幾點(diǎn)： 1. 我國(guó)東西部間的確存在著消費(fèi)差異，且通過(guò)它們各自的回歸方程可看出東部地區(qū)的 邊際消費(fèi)傾向較小，這說(shuō)明東部地區(qū)人們除了消費(fèi)外用于其它方面（如儲(chǔ)蓄，投資）的錢要多些。而西部由于經(jīng)濟(jì)發(fā)展相對(duì)落后，收入中的絕大多數(shù)都用于消費(fèi)了。同時(shí)也說(shuō)明了收入越多人們的邊際消費(fèi)傾向就越低。 2. 由引入截距的西部消費(fèi)函數(shù)可以 看出我國(guó)西部地區(qū)因?yàn)槭杖胨降?，以?邊際消費(fèi)傾向出現(xiàn)大于 1 的數(shù)。這說(shuō)明要提高西部地區(qū)的消費(fèi)水平，還是要靠增加收入來(lái)實(shí)現(xiàn)。
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