【正文】 其經(jīng)濟含義如下：平均而言，在其他條件不變的情況下，居民家庭可支配收入變動每變動一個單位，；在其他條件不變的情況下，農(nóng)村居民家庭恩格爾系數(shù)每變動1%，；在其他條件不變的情況下，CPI每變動一個單位，；在其他條件不變的情況下，稅收每變動一個單位。殘差平方和RSS1=殘差平方和RSS2=則統(tǒng)計量F=RSS2/RSS1=；取α= (8,8)=；所以不存在異方差。4） t檢驗：X4,X6,即常數(shù)項和XXX7對于模型均有意義。表1 19902010年我國居民消費水平及其影響因素的統(tǒng)計數(shù)據(jù)年份居民消費水平準(zhǔn)貨幣農(nóng)村居民家庭恩格爾系數(shù)%城鎮(zhèn)居民家庭恩格爾系數(shù)%居民家庭可支配收入CPI（上年=100 )稅收GDP (億元）1990833199193219921116199313933499199418331995235519962789676519973002561691998315919993346200036322001388792262002414420034475200450321235820055573200662634320077255200820099098412010996825028401202我們建立多元回歸模型：Y=B0+B1X1+B2X2+B3X3+B4X4+B5X5+B6X6+B7X7+三、參數(shù)估計利用Eviews軟件，做Y對XXXXXXX7的回歸模型估計的結(jié)果如圖1：Y = *X1 *X2 *X3 + *X4 *X5 *X6 + *X7 + R2＝；F＝；＝四、模型的檢驗及修正經(jīng)濟意義檢驗該模型可初步通過經(jīng)濟意義上的檢驗，系數(shù)符號均符合經(jīng)濟意義。因此，及時把握國民經(jīng)濟發(fā)展格局中居民消費需求變動趨勢，制定符合我國現(xiàn)階段情況的國民消費政策，對于提高我國經(jīng)濟增長速度和質(zhì)量都有重要意義。中國人的傳統(tǒng)觀念還是身邊留點錢養(yǎng)老，提前消費的觀點還沒有形成，那是因為在中國生存凡事都得靠自己，政府給予的保障不夠全面，所以說完善中國的社保機制，控制住房，醫(yī)療，教育費用，降低居民的支出預(yù)期，這是降低居民儲蓄最根本的方法。上述降低利率和縮小收入分配差距的方法是能幫助降低儲蓄率，但這些都只是最終解決過高儲蓄率的暫時手段，能根本解決問題的是完善中國對居民的保障機制。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。 所以本文的最終模型估計結(jié)果為： () () () () ()T = () () () ()R2= F= = =該模型表示，當(dāng)利率變動1%時，并且是利率上升，城鎮(zhèn)居民儲蓄率上升；利率下降，城鎮(zhèn)居民儲蓄率也下降。計量經(jīng)濟學(xué)檢驗： 1）自相關(guān)檢驗：，查DW表，當(dāng)n=18 ,k=4時，得下限值dL=,上限值dU= 位于dL= dU=。先按照逐步回歸原理建立回歸模型。X6 代表居民基尼系數(shù)基于以上數(shù)據(jù)，初步建立模型Y= C+ C1*X1+ C2*X2+ C3*X3+ C4*X4+C5*X5+C6*X6+三 數(shù)據(jù)的收集 本文收集了我國19912008年城鎮(zhèn)居民有關(guān)居民儲蓄的相關(guān)數(shù)據(jù)年份城鎮(zhèn)居民存款額（億元）Y城鎮(zhèn)居民人均可支配收入（元）X1一年期存款名義利率 X2居民消費物價（CPI）X3股票籌資額（億元）X4城鎮(zhèn)居民家庭恩格爾系數(shù)（%）X5基尼系數(shù) X6199110019921993122199419951996192199719981999193200020012002200320042005200620072008 注：以上數(shù)據(jù)來源各年份中國統(tǒng)計年鑒，其中一年期存款名義利率以每年中國人民銀行公布的12月31號的利率計算居民消費物價指數(shù)以1991年的作為100，其他年份以此為基礎(chǔ)計算。由于體制性因素是定性的變量，很難用數(shù)值來衡量，故歸為其他因素。(8) 其他因素1)體制因素。而對于我 國債券市場，雖然我國債券和票據(jù)發(fā)行量比較大，但是主要是財政政策和貨幣政策的工具，而且對象主要是針對金融機構(gòu)發(fā)行，一般居 民很少有機會能夠參與，并且大部分居民也缺少金融理財意識，很少能夠想到去投資債券，故在此不考慮 債券和票據(jù)發(fā)行量為解釋變量。 (3) 居民消費物價水平 對于價格需求彈性低的商品來說，商品價格的變動基本上對商品的需求量沒有什么影響，而對于價格 需求彈性高的商品來說，物價的微小變動會引起對消費品需求的大幅度波動，因此消費品的價格水平對居 民的儲蓄存款也有一定的影響。(2)利率 利率的升降直接影響到存款的收益，但是在考慮到利率時，利率對儲蓄的影響可以分為替代效應(yīng)和收入效應(yīng)。即收入增加，儲蓄增加，收入減少，儲蓄減少 。0s1.，s Yd為引致儲蓄。假定消費函數(shù)為線性，則凱恩斯的消費函數(shù)可表述為C=C0 +c Yd其中，C為消費支出，Yd為可支配收入，C0與c均為常數(shù)，且C00,0c，c Yd為引致消費。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。進入2001年后，儲蓄存款增長勢頭再次加快，到2007你12 ，2006年到2007年我國雖然經(jīng)歷了一輪巨大的牛市，增長幅度有所降低，但是總量依然高居不下。適度的儲蓄是能夠促進國民經(jīng)濟的良性循環(huán)和均衡發(fā)展的，主要表現(xiàn)為居民儲蓄使銀行能夠有足夠的資金來源為企業(yè)提供貸款，有利于國家經(jīng)濟的長期發(fā)展，但是居民儲蓄如果達到適度的點后依然高居不下，說明國家居民的消費欲望和能力不強，需求不足。關(guān)鍵詞：儲蓄水平，計量經(jīng)濟模型，最小二乘法，自相關(guān)性，異方差性一 問題的研究意義 改革開放使我國的經(jīng)濟呈現(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。而利率的變動對消費的影響就基本上不存在了,這就是說安徽省省如果采取降低利率來鼓勵消費的方法是行不通的,貨幣政策失效。后者增加就能帶動前者的增加。人均可支配收入的變動對人均消費支出的影響顯著。因此最后應(yīng)該保留的變量是XX2。圖7圖8圖9類似第一步進行分析，可以看到在X2基礎(chǔ)上加入X1后，可決系數(shù)有了改進，各個參數(shù)的t檢驗都較以前更為顯著。4個方程的回歸結(jié)果詳見圖3—圖6，再結(jié)合經(jīng)濟意義和統(tǒng)計檢驗擬合效果最好的一元線性回歸方程。銀行利率來源三、模型建立與預(yù)測（一）模型建立我們用Eviews軟件逐步回歸法建立對數(shù)線性模型：Y= ，其中：Y: 安徽省人均消費支出(元): 前一期人均消費支出（元）: 城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入(元): 安徽省零售商品價格指數(shù)（定基比）: 中國人民銀行一年期儲蓄存款利率：隨機干擾項（二）OLS估計根據(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)濟學(xué)計算機軟件Eviews，回歸結(jié)果如下：圖1從估計的模型結(jié)果不難看出，解釋變量xxx4的t檢驗都不顯著，所以要進一步的對模型進行檢驗修正。利率對不同人群的影響也是不同的。中國人民銀行一年期儲蓄利率。零售商品物價指數(shù)。人均收入提高，人均消費也會隨之增加。借此來代表城鎮(zhèn)居民的消費支出情況，這是將要建立計量經(jīng)濟學(xué)模型的被解釋變量。二，由儲蓄和消費的替代關(guān)系，可以假定刺激儲蓄的因素，會制約消費。針對這一模型，有以下兩個假定。（2）價格指數(shù)。除此之外，還有其他一些因素也會對消費行為產(chǎn)生影響。這種理論把人生分為三個階段：少年、壯年和老年；在少年與老年階段，消費大于收入；在壯年階段，收入大于消費，壯年階段多余的收入用于償還少年時期的債務(wù)或儲蓄起來用來防老。（2）杜森貝利的相對收入消費理論。西方消費經(jīng)濟學(xué)者們認(rèn)為，收入是影響消費者消費的主要因素，消費是需求的函數(shù)。既農(nóng)村文化素質(zhì)偏低,收入也偏低,由于人均可支配收入是消費的主要因素,為了實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展的中國特色社會主義文化建設(shè),提高農(nóng)民消費水平,(1)努力增加農(nóng)民的收入,收入是消費的主要因素,這就需要加快農(nóng)業(yè)調(diào)整,加快經(jīng)濟發(fā)展(2)加快新農(nóng)村的建設(shè),增加基礎(chǔ)設(shè)施(3)加強社會保障體系(4)減輕居民醫(yī)療等負擔(dān)(5),增加收入。檢驗知Obs*Rsquared=,表明不存在異從White 檢驗知Obs*Rsquared=，,表明不存在異方差性。所以，以Y=a+bX+作為最基本的模型Ls y c x22） 建立二元回歸模型以一元回歸模型為基礎(chǔ)建立二元回歸模型Ls y c x2 x1 Ls y c x2 x3 3) 建立三元回歸模型Ls y c x2 x3 x1 將其余的變量逐個引入模型，估計結(jié)果列入下表（第二行為t檢驗值）模型x1x2x3R2y=f(x2) ()y=f(x2,x1)()()y=f(x2,x3)()()y=f(x2,x3,x1)()()()經(jīng)過以上的逐步引入檢驗過程，最終確定農(nóng)村居民消費函數(shù)為Y= + () () () T = () () ()R2= F= = = p(f)=統(tǒng)計檢驗：判定系數(shù)：R2= 接近于1，表明模型對樣本數(shù)據(jù)擬合優(yōu)度高。假設(shè)其他解釋變量不變，農(nóng)村家庭恩格爾系數(shù)每增長1%。T檢驗（解釋變量顯著性檢驗）： ，表明居民消費價格指數(shù)對Y沒有顯著影響；，表明農(nóng)村居民人均可支配收入對Y有顯著影響。 2)人口結(jié)構(gòu)因素。(4)其他因素 1)體制因素。對于價格需求彈性低的商品（生活必需品）來說，商品價格的變動基本上對商品的需求量沒有什么影響，而對于價格 需求彈性高的商品（奢侈品）來說，物價的微小變動會引起對消費品需求的大幅度波動，因此消費品的價格水平對居 民的消費水平也有一定的影響。按照經(jīng)典經(jīng)濟學(xué)理論，收入是影響消費的主要因素，如果收入為0時，居民的消費支出是最低的，隨著收入的增加，人們才會拿出多余的錢買奢侈品，去娛樂。弗里德曼認(rèn)為居民消費不取決于現(xiàn)期收入的絕對水平，也不取決于現(xiàn)期收入和以前最高收入的關(guān)系，而是取決于居民的持久收入，即在相當(dāng)長時間里可以得到的收入。莫迪利安尼提出消費不取決于現(xiàn)期收入，而取決于一生的收入和財產(chǎn)收入，其消費函數(shù)公式為：C＝a?WR＋b?YL，式中WR為財產(chǎn)收入，YL為勞動收入，a、b分別為財產(chǎn)收入、勞動收入的邊際消費傾向。可支配收入等于零時的消費支出，來源于從前的儲蓄或現(xiàn)在的借債，這部分的消費支出與可支配收入無關(guān)，稱為自發(fā)消費；（2）隨著可支配收入的增加，消費支出也增加。二、理論綜述.凱恩斯的絕對收入理論。一般，通過消費的物質(zhì)產(chǎn)品和勞務(wù)的數(shù)量和質(zhì)量反映出來的。六、參考文獻[1]中國統(tǒng)計年鑒. 2010[2]趙衛(wèi)亞. 計量經(jīng)濟學(xué)[M].上海：上海財經(jīng)大學(xué)出版社，2003年.我國農(nóng)村居民消費水平影響因素實例研究 一、提出問題 近年來，我國的經(jīng)濟在迅速的發(fā)展，國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）也在增長。表明人口數(shù)量越多的地區(qū)，政府財政醫(yī)療衛(wèi)生支出越高，相應(yīng)的效率也越高。偏相關(guān)系數(shù)檢驗：從上圖可知，表明回歸模型存在一階二階，三階，自相關(guān)性 從White檢驗知Obs*Rsquared=。先按照逐步回歸原理建立回歸模型。所以財政收入高地地區(qū)政府財政衛(wèi)生醫(yī)療支出也高。本文主要以人口密度、人均GDP和文盲率作為人口、經(jīng)濟和社會三個方面的效率影響因素。從絕對量上看，雖然增長了4倍多，但直到2003年SARS的爆發(fā)，政府才更加重視衛(wèi)生領(lǐng)域的投入，政府預(yù)算支出的增長開始慢慢地與財政支出的增長相協(xié)調(diào)。而許多地方“看病難、看病貴”等現(xiàn)象似乎并沒有得以解決，這個歷史遺留的民生問題牽涉的方方面面是在太多，要一次性完全解決妥當(dāng)似乎不是那么件容易的事。石油是工業(yè)的血液。3Y與全國能源生產(chǎn)總量(X2)的之間存在著明顯正的線性相關(guān)關(guān)系,說明能源生產(chǎn)總量對國民經(jīng)濟的發(fā)展水平也有明顯的推動作用。第一產(chǎn)業(yè)作為完整的國民經(jīng)濟體系的重要組成部分,特別是我國正朝著全面建成小康社會的目標(biāo)奮進的時刻,要緊緊把握住發(fā)展這一主題，農(nóng)業(yè)從業(yè)