徐霞等

[摘要]本文通過(guò)對(duì)現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)理解，運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)分析方法，根據(jù)中國(guó)1990—2013年的人民幣儲(chǔ)蓄存款、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、貨幣供應(yīng)量（M2）數(shù)據(jù)，分析GDP和貨幣供應(yīng)量對(duì)我國(guó)人民幣儲(chǔ)蓄存款的影響。本文在相關(guān)理論研究的基礎(chǔ)上，基于實(shí)證分析的成果，提出有關(guān)對(duì)策建議，相信具有一定的參考價(jià)值。

[關(guān)鍵詞]GDP；貨幣供應(yīng)量M2；人民幣儲(chǔ)蓄；計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型

[DOI]1013939/jcnkizgsc201521.048

1問(wèn)題的提出

國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）指在一定時(shí)期一國(guó)經(jīng)濟(jì)整體生產(chǎn)活動(dòng)的最終成果（產(chǎn)品和服務(wù)）的市場(chǎng)價(jià)值。它是國(guó)民經(jīng)濟(jì)核算的中心指標(biāo)，不但可以一定程度上反映一個(gè)國(guó)家的經(jīng)濟(jì)表現(xiàn)狀況，也是衡量社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的重要指標(biāo)。眾所周知，一國(guó)儲(chǔ)蓄的增加會(huì)增大投資，從而促進(jìn)GDP的增長(zhǎng)，這是儲(chǔ)蓄對(duì)GDP的影響。但同時(shí)我們應(yīng)該認(rèn)識(shí)到除了儲(chǔ)蓄，影響GDP的因素還有很多，而且經(jīng)濟(jì)變量之間往往是相互作用相互影響的。所以，從這個(gè)層面上說(shuō)GDP對(duì)居民儲(chǔ)蓄會(huì)存在一定的影響。貨幣供應(yīng)量這一經(jīng)濟(jì)變量屬于經(jīng)濟(jì)政策中貨幣政策的范圍，貨幣政策是維持一國(guó)經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定的重要手段。一方面，當(dāng)貨幣供應(yīng)量增加時(shí)，利率下降，居民儲(chǔ)蓄存款就會(huì)獲得較少的利息，從而居民儲(chǔ)蓄意愿降低，儲(chǔ)蓄減少；同時(shí)，貨幣供應(yīng)量的增加會(huì)使流動(dòng)性增加，進(jìn)而會(huì)在一定程度上抬高物價(jià)。物價(jià)的增長(zhǎng)會(huì)使居民消費(fèi)增加，所以儲(chǔ)蓄減少。另一方面，當(dāng)貨幣供應(yīng)量減少的時(shí)候，利率就會(huì)隨之上升，即同樣多的存款會(huì)收獲更多的利息，這時(shí)人們就會(huì)有增加儲(chǔ)蓄的意愿，因此人民幣儲(chǔ)蓄增加；同時(shí)較少貨幣供應(yīng)量會(huì)減少流通中的貨幣量，從而促使物價(jià)降低，所以居民用于消費(fèi)貨幣量減少，從而儲(chǔ)蓄增加。

2數(shù)據(jù)的收集（見(jiàn)表1）

3模型的選擇

本研究中，被解釋變量為人民幣儲(chǔ)蓄存款（Y億元），解釋變量的選擇，也就是影響儲(chǔ)蓄的因素，在本文中我們初步考慮選擇國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（X1億元）和貨幣供應(yīng)量（X2億元）。由上文經(jīng)濟(jì)分析可知，本模型宜采用廣義最小二乘法（GLS），在廣義最小二乘法（GLS）的估計(jì)過(guò)程中可以對(duì)可能出現(xiàn)的變量的多重共線性和異方差性進(jìn)行修正。

我們用Eviews3.0做關(guān)于人民幣儲(chǔ)蓄存款分別與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值和貨幣供應(yīng)量M2關(guān)系的趨勢(shì)圖，易知人民幣儲(chǔ)蓄存款分別與二者呈線性相關(guān)關(guān)系。由此我們可以先估計(jì)模型為：Y=0+1X1+2X2+μ，其中0、1、2為待估計(jì)參數(shù)，μ為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

4回歸的結(jié)果及其含義

根據(jù)以上的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，在經(jīng)典回歸分析的5個(gè)基本假設(shè)（零均值，方差，自相關(guān)，解釋變量和干擾是不相關(guān)的，沒(méi)有多重共線性）的條件下得到滿足，我們?yōu)榍蟪?、1、2的估計(jì)量就可以使用普通最小二乘法（OLS）。使用Eviews3.0軟件得到回歸分析結(jié)果如下：

Y=2942960+0329441X1+0234944X2

（2863.875） （0084059）（0043419）

t=（0010276） （3.919176）（5411051）

R2=0998222[AKR-]2=0998052

F=5893.800n=24

通過(guò)檢驗(yàn)，很明顯可以看出截距項(xiàng)t檢驗(yàn)不通過(guò)，不符合經(jīng)濟(jì)意義的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)。所以變換模型形式，重新建立模型。我們對(duì)解釋變量X1稍作變化：

使用對(duì)數(shù)模型：Y=0+1lnX1+2X2+μ，

得到結(jié)果如下：

Y=-1256103+12422.50lnX1+0370174X2

（21664.19） （1992.276）（0006222）

t=-5798060（6235327）（5949303）

R2=0998920[AKR-]2=0998817

F=9712.986n=24

LnX1（GDP）系數(shù)表示，在樣本期間即1990—2013年，在保持其他變量不變的情況下，平均而言，GDP每增加10元，人民幣儲(chǔ)蓄存款量增加1242250元。X2（貨幣供應(yīng)量M2）的系數(shù)表示，在樣本期間即1990—2013年，在保持其他變量不變的情況下，平均而言，貨幣供應(yīng)量每增加100元，人民幣儲(chǔ)蓄存款增加370174元。R2值0998920表示，該模型的解釋變量國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、貨幣供應(yīng)量M2基本解釋了1990年到2013年中國(guó)人民幣儲(chǔ)蓄存款變異的998920%。

5模型的檢驗(yàn)

根據(jù)我們的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，在模型中的參數(shù)進(jìn)行估計(jì)，還需要判斷參數(shù)的計(jì)量模型和估計(jì)，以確定是否在理論和統(tǒng)計(jì)有顯著的有可靠性，該模型能夠揭示多因素的對(duì)象的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象之間的關(guān)系，是不是可以付諸實(shí)踐。

51經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)

通過(guò)模型可以知道，人民幣儲(chǔ)蓄存款與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）呈正相關(guān)，與貨幣供應(yīng)量也呈正相關(guān)，與前面分析相符，即符合經(jīng)濟(jì)學(xué)的一般意義。經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)通過(guò)。

52統(tǒng)計(jì)意義檢驗(yàn)

計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型的統(tǒng)計(jì)推斷檢驗(yàn)，一般包含擬合優(yōu)度檢驗(yàn)、用假設(shè)檢驗(yàn)和方差分析方法對(duì)模型作方程顯著性檢驗(yàn)（F檢驗(yàn)）、變量顯著性檢驗(yàn)（t檢驗(yàn)）等。

首先，因?yàn)榭蓻Q系數(shù)R2=0998920，模型擬合優(yōu)度較好，回歸系數(shù)高度顯著。其次，需要進(jìn)行方程顯著性檢驗(yàn)，給定顯著性水平005，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量的伴隨概率為0000000<005表明我們建立的回歸方程是高度顯著的，也說(shuō)明變量ln（X1）、X2整體上對(duì)Y有高度顯著性影響，所以該模型通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)。最后，變量的顯著性檢驗(yàn)，給定顯著性水平α=005。則ln（X1）的t統(tǒng)計(jì)量的伴隨概率為00004<005；X2的t統(tǒng)計(jì)量的伴隨概率為00000<005；截距項(xiàng)的t統(tǒng)計(jì)量的伴隨概率為00006<005。綜上所述，回歸系數(shù)的顯著性檢驗(yàn)通過(guò)。

53計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)

53.1多重共線性檢驗(yàn)

相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)。第一，利用相關(guān)系數(shù)可以反映解釋變量之間的相關(guān)程度。我們使用Eviews3.0軟件中能夠直接得到相關(guān)系數(shù)矩陣如表2所示。

由表2的相關(guān)系數(shù)矩陣可以看出，我們?cè)O(shè)立的解釋變量之間的相關(guān)系數(shù)均較高，即解釋變量之間是高度相關(guān)。也就說(shuō)明該模型存在嚴(yán)重的多重共線性問(wèn)題。第二，使用逐步回歸法來(lái)修正多重共線性問(wèn)題。

建立基本的一元回歸方程，經(jīng)相關(guān)理論和系數(shù)矩陣的分析，具有最大關(guān)聯(lián)程度的是Y與X2。所以，設(shè)建立的一元回歸方程為：Y=f（X2），得出回歸結(jié)果是R2=0996921<0998920所以模型修正為：

Y=-1256103+12422.50lnX1+0370174X2

（21664.19） （1992.276）（0006222）

t=-5798060（6235327）（5949303）

R2=0998920[AKR-]2=0998817

F=9712.986n=24DW=1.708010

53.2異方差檢驗(yàn)

White檢驗(yàn)。由前面的回歸分析可以知道nR2=24×0640865=1538076 由White檢驗(yàn)知，在給定α=005下，查分布表可知，臨界值為11.0705，小于nR2，而且P<005，是以存在異方差性。下面用加權(quán)最小二乘法（WLS）來(lái)修正異方差。最終得出該模型做WLS操作后nR2所對(duì)應(yīng)的P值的結(jié)果是P=0373062>005，說(shuō)明已修正異方差。

53.3自相關(guān)檢驗(yàn)

使用偏相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)，滯后期為10，

利用Eviews3.0軟件分析則會(huì)得到殘差et與et-1，et-2，…，et-10的各期相關(guān)系數(shù)和偏相關(guān)系數(shù)，其中Autocorrelation和Partial Correlation兩個(gè)指標(biāo)所對(duì)應(yīng)的部分在第一期和第二期并沒(méi)有超過(guò)虛線的部分，別的指標(biāo)也都處于正常范圍內(nèi)。由此我們可以知道該回歸模型不存在自相關(guān)。

所以該模型的最終形式為：

Y=-113844.6+1131094lnX1+0373973X2

（9470905） （853.9566）（0002122）

t=（-12.02046） （13.24533）（1762051）

R2=0999983[AKR-]2=0999981

F=585374.1n=24

6模型的總結(jié)與建議

由以上結(jié)果可以得出在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中，對(duì)我國(guó)的人民幣儲(chǔ)蓄存款的主要影響因素是國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的提高，即國(guó)家經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，促使了儲(chǔ)蓄的不斷增長(zhǎng)。貨幣供應(yīng)量只是貨幣政策的一種調(diào)節(jié)方法，只是對(duì)經(jīng)濟(jì)起到輔助作用，并不能從根本上和實(shí)質(zhì)上影響居民儲(chǔ)蓄情況。所以，居民生活水平的提高，即居民儲(chǔ)蓄的增加更多的要依靠國(guó)民經(jīng)濟(jì)整體的發(fā)展和完善。但在使用時(shí)，要結(jié)合模型和人民幣儲(chǔ)蓄存款這一經(jīng)濟(jì)變量本身的經(jīng)濟(jì)特性，因?yàn)榻鹑诤徒?jīng)濟(jì)形勢(shì)復(fù)雜，且全球經(jīng)濟(jì)一體化不斷加劇，更加增加了我國(guó)經(jīng)濟(jì)的復(fù)雜性。除此之外，模型是動(dòng)態(tài)的，在不同時(shí)期內(nèi)，影響它的主要因素不一定相同。如有可能的話，此模型還能應(yīng)用于對(duì)于某些省市的居民儲(chǔ)蓄存款的預(yù)測(cè)。

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