1、一、引言引言的内容包括三大块内容，即研究背景与意义；研究现状（或文献综述）和发展趋势、可用的所有定量分析方法；以及本文研究思路与结构，本文的创新与不足部分。1、研究背景与意义居民储蓄是指城乡居民将暂时不用或结余的货币收入存入银行或其他金融机构的一种存款活动,又称储蓄存款。自改革开放之后,我国经济快速发展,储蓄率不断上升,储蓄不断增加,为支撑我国经济持续发展的提供坚实后盾。储蓄率成为一国经济发展的一个非常重要的因素。2008 年，金融危机席卷全球，世界各国均遭受到了不同程度的损失。次贷危机引发金融海啸，美国人向全世界借贷以支撑其奢侈消费，个人储蓄率甚至降到了负值。而美方将经常账户赤字归咎于中方顺
2、差（出口总饿-进口总额），从而对人民币施加压力。 但经分析认为，美国过低的储蓄率才是问题的根源。以 2002 年美国的国际收支情况为例。 2002 年, 外国资本流入净额为 4889 亿美元, 在国际收支核算账中 , 它抵消了美国 4880 亿美元的经常账户赤字。 如果不考虑统计误差, 经常账户赤字同外国资本净流入之间的关系, 可用这样一个等式来表示：经常账户赤字 = 外国资本流入净额。 经常账户与资本账户之间 的平衡, 意味着在贸易平衡与储蓄和投资平衡之间 ,存在着必然联系。这是因为, 在国民收入和生产账户中, 总储蓄等于总投资, 而总储蓄与国内总投资之间的差额, 应是外国资本净流入额。这样
3、, 将储蓄投资账 户和国际收支账户结合起来, 就形成一个恒等式：经常账户赤字 = 外国资本净流入 = 总储蓄 - 国内总投资（CA=S-I）。由此，一些经济学家认为：美国经常账户逆差与中国对其贸易顺差没有必然联系，其根本原因是美国过低的储蓄。布什政府把美国贸易赤字归罪于中国，横加指责，大肆在贸易和人民币汇率上施压，把中国作为替罪羊是不应该的。相应地，中国巨大的贸易顺差也是由于其储蓄投资间的巨额差距。同样中国的高储蓄率也是中国经常账户巨额顺差的根本原因，从而让自己成为美国人最大的银行，在这次危机中损失惨重。2006 年，我国的储蓄率占 GDP 的比重高达 46%，其中居民储蓄 14 万亿，企业储
4、蓄 10 万亿，既然储蓄能够影响贸易，那贸易是否也能影响储蓄呢？因此，我们就从反方向来对储蓄的影响因素进行计量分析。 2、研究现状及趋势目前，由于影响居民储蓄率的因素较多，因此相关方面计量分析研究非常多。例 如，乔虹（2010）认为宏观经济增长和通货膨胀率，人口结构以及快速城市化带来的收入增长是造成中国出现高储蓄率的原因。中国居民的储蓄授各种政策的影响很大，包括社保，医疗和住房福利，不完善的金融市场以及年龄群体效应。企业的盈利能力的周期性改善也促进中国企业存款进一步增长。谭晴（2009）基于 EVIEWS 对我国城镇居民的储蓄率进行了实证分析，选取了城镇居民收入增长率，一年期利率，基尼系数，通
5、货膨胀率为解释变量得出收入分配的均等程度对储蓄率变动不是很明显，但对未来的不确定性确实非常重要的一个原因。迟珊珊（2014）得出利率对储蓄的影响非常大，基尼系数对储蓄的影响并不是很大，并且高收入群体的储蓄倾向远远大于低收入群体。但是结合贸易顺差研究贸易对储蓄的影响方面的研究较少。3、可用的定量分析方法4、研究思路与结构二、模型（一）指标的选取由于影响储蓄的因素复杂而多变，研究所有的因素难度较大，研究方向也不明确，因此我们选取贸易指标，研究影响我国居民储蓄的宏观因素。本次研究共选取了进出口总额，国民收入和固定资产投资几个指标。19852006 年我国居民储蓄、国民收入、 进出口总额、固定资产投资
6、数据 单位：亿元年份 国民储蓄 国民收入 出口额 进口额 投资1984 1622.6 7243.75171836 167.6 187.4 2543.191985 2237.6 9040.736580612 271.2 298.8 3120.61986 3073.3 10274.379216425 808.9 1257.8 3791.71987 3801.5 12050.615125134 2985.8 2574.3 4753.81988 5146.9 15036.823010096 3827.1 3398.7 4410.41989 7034.2 17000.919107227 4676.3 4
7、443.3 45171990 9241.6 18718.322376106 5284.8 5986.2 5594.51991 11759.4 21826.199410788 10421.8 9960.1 8080.11992 15203.5 26937.276451121 12451.8 11048.1 13072.31993 21518.8 35260.024714546 12576.4 11557.4 17042.941994 29662.3 48108.456444709 15160.7 11806.5 20019.261995 38520.84 59810.529211331 1522
8、3.6 11626.1 22913.51996 46279.8 70142.491653987 16159.8 13736.4 24941.11997 53407.47 78060.852760831 20634.4 18638.8 28406.21998 59621.8 83024.330705476 22024.4 20159.2 29854.71999 64332.4 88479.161396099 26947.9 24430.3 32917.72000 73762.4 98000.482162333 36287.9 34195.6 37213.52001 86910.6 108068.
9、199993499 49103.3 46435.8 43499.92002 103617.3 119095.67936432 62648.1 54273.7 55566.62003 119555.4 134976.971856494 67597.2 63376.85629719 70477.432004 141051 159453.604782455 63563.6 63300.1 88773.61292005 161587.3 183617.374551423 62648.1 79526.52877026 109998.16242006 164677.8 215904.405579035 7
10、7597.2 73376.85629719 137323.93812007 167844.6 266421.999142059 93563.6 73300.1 172828.39982008 217885.35 316030.338784466 90394.94142387 79526.52877026 224598.76792009 260771.66 340319.952004983 82029.69393412 88618.3695744 256743.5792010 303302.490013144 399759.539447855 107022.8428244 94699.30415
11、605 251683.76882011 343635.890089214 468562.3776348 123240.59573912 113161.39621474 311485.12542012 399551 518214.7456538 129359.25 114800.96 374694.73552013 447601.574349389 566130.179742724 137131.43426019 121037.45812065 446294.0902数据来源：中华人民共和国统计年鉴被解释变量 Y：居民储蓄；解释变量 X1：国民收入；解释变量 X2：出口总额；解释变量 X3：进口
12、总额；解释变量 X4：固定资产投资；（2）模型的建立通过 Eviews 软件，得到了被解释变量与解释变量 的趋势图如下:同时,也得到了被解释变量与解释变量间的相关 图如下：是呈现一个比较明显的线性关系，由此笔者把该模型确定为多元线性回归模型，即：Y = + 1X1 + 2X2 + 3X3 + 4X4+再次用 Eviews 软件对数据进行拟合，用最小二乘法进行估计，得到的回归方程为：Y =-8226.771+0.59X10.76X2 + 0.94X3+ 0.40X4拟合图和参差图为：（3）模型的检验1、经济意义上的检验2、统计意义上的检验3、计量经济意义的检验异方差性1.参数估计2.检验异方差性
13、（图形，gq，white。Park）对模型进行戈德菲尔德夸特检验。 我们去掉中间 4 年的数据，分别对前 9 年和后 9 年的数据进行回归，得到两条直线方程分别为：Y = -1429.179 + 1.4094X2 + 1.7107X3 - 0.0894X4 和 Y = 5550.233 4.4349X2 + 2.4673X3 + 3.1298X4 各自的残差回归平方和为 503771.1 和 43659876。 根据这两个残差的平方和，计算出检验异方差的统计量 F =43659876/503771.1=86.667。 这个统计量的两个 自由度都是 5，查表可得显著性水平为 0.05 的临界值
14、5.05，明显小于 F 的值，意味着该模型的误差项有 明显的异方差性。为了消除这种异方差性，我们运用加权最小二乘 法 进 行 参 数 估 计 。 得 到 新 的 回 归 直 线 为 Y =-7025.257-4.9916X2+1.8480X3+4.0596X4 查到当 K=3 时和显著性水平 0.05 时，查到双侧 t 分部临界值 2.101，明显小于模型中常数项和各个参数的统计量，可见所有参数都显著，调整后的模型较 原来有明显的改善。3.修正异方差性（加权最小二乘法、异方差稳健标准误法）自相关性：1.参数估计2.自相关性检验（图示。DW,)3.自相关性的修正多重共线性：1.多重共线性检验由于
15、 4 个解释变量中有 3 个不显著，属于异常情况，所以 ,我们对参数进行多重共线性的检验。 分别将 每个解释变量与其他解释变量进行回归，得到的决定 系数分别为 0.9858、0.9986、0.9943、0.9986， 因此，各个 解 释 变 量 的 方 差 扩 大 因 子 分 别 为 70.4225、 714.2857、175.4386、714.2857，4 个数字均大于 10，说明模型确实存在较严重的多重共线性问题。2.多重共线性修正引起多重共线性的直接原因之一是在模型中引 进了过多相似有内在联系的解释变量。联系实际，笔者发现：进出口贸易差额是国民收入的一部分，投资 是国民支出的一部分，而国
16、民收入又等于国民支出，因此解释变量 X2、 X3 、X4 和 X1 之间就存在着较强的 相关性， 并且解释变量 X1 的系数相对来说不是很显 著。 那么，我们就考虑放弃该变量，重新拟合回归方程。得 到 新 的 回 归 方 程 为 ：Y = -6456.194 4.904123X2 + 2.099870X3+ 3.831881X4。 决定系数为 0.9876，调整后的决定系数为 0.9856，较原来的回归 方程均有明显的改善。 查 F 分部临界值表，可以得到 自由度分别为 K=3 和 n-K-1=18， 显著性水平为 0.01 的临界值 F(3,18)=5.09,显著性水平 0.05 的临 界值 F (3,18)=3.16， 远小于计算到的 F 统计量的值 479，模型总体依然显著。 根据样本容量 n = 22 和显著 性水平 0.05，查到双侧 t 分部临界值 2.101，小于常 数项和所有解释变量的 t 统计量的绝对值，说明所有参数都显著，参数的显著性较原模型有很大的提高。4、最终模型的确定三、对计量结果的解释创新与不足参考文献【1】乔虹，宋宇.中国的储蓄率及长期走势.金融发展评论,第 2010 年第一期.
