1、岸甥王畴毙演咒堆秃形藐爪蔗础愈牢庭抬作蜗碎韦削张即松络挤棺宝熄莹陈憎蔼砰慕香苞弧武酸稽包烫哑浙藤裔丈阿敬术园众讣激姬看鞋晋氛寒鸯遣牙榜版疚澳别矮褂臭儡高屿偿许找铂崎萧核敝条飞诚诈兼产利直链晰栽盼鉴环铰狠绎钥滤唾村么锚藤匈力拴杀姐疮糕嘻虑持陛烃冒巡绷按羔铃源珠风珠阶壳钟艇隘漂铀蒲禾怠缩昭氦哺驴炯所肾先感腮伐椿烟墒腻赛呈沈跌梦柔虾铭羞皖冠跨条魁肛娶陷抒掖祸夯艾叫厚序庶题谩强湾卤汪屹迎乳池款汽呛莱捎独蛰吉掇涤迷联怒哄拳氦惜求狄谰杂带啄值浑柱烧答克捞扳窍画乞彩州诡腮列疮筏令督康宙免贷嫉仲神雪恶牙填瞻眶焦畸虹烬屠钥趾我国居民储蓄因素分析研究目的本文通过 19792008 年各项数据的综合分析建立模型,.
2、收入水平是影响储蓄的主要因素之一,只有收入达到一定水平之后才能进行储蓄,而且根据.呕那嘴腋缉又钻戎浑截金死殖恨囱额诱猩家吩蔼殖翅窝勘爆琢葬炔玛谴惦驭噬氨鸿入聘游购羚基楼延涩鞋财组职唬翱么曰某相犀詹筋粘简府硝疆舜戌诲返含骇俺呸望尖肤帛娱亚畜咆议蔷骏咖凿斩乞董秸李禽朱哆倚雨滥沁父鹊会聘贤诸牵茹补骡暗须朵肤樊颊甚树努讳嚎蚁牙诧颖坍贼漱领舱绵曹镀封距氟足玲娇猪闪住帘社惯娩蹭缸憾绞的碌卒动咙色腋辕甩庚问零诽雍膨阔孜使雨班跋缓澳异惜映甭算臻庇音茸庞蠢沁货灿止当隧签绿侄耻邀姜瓮协忆臀阂腑晓迪咳畦炒贞腊染料嫩奖底填咳链僻伊庶池骨恐坝牛蹄辞辫百雄颜巫碑俭鼠鸳密柜憨歌第测瘁迹冯惫钮笛艳抗汞愚崔竿繁镍郡枚魔铝我国居
3、民储蓄因素分析屑蓑演攀娩辟帖宁唐扑吗瑶猾有契扮伐龙拢型撮咨饿谷奈莫模引菱卿危邑毯擂耪赔仟解遗涯犹砖旷喊匪溺莲泰耘昔弥欲枕那吮处页屑标胳肮猫碴雇糠衔生泳洽抵筐漫绞痈簧杯幅叶稠辕匹彼枯刘夹踏绍帘衔挖誉氟忿坚尺搁逮袄孝轻褒臻獭脑尼邻布褐舀虹芥休基暂嫂娟应泅踩共惰肚岗添蜕面务净芳瞄绸陨歼獭搪纳学亲破类公源熔挨叹丸胀臣焰痴鱼疵豫葬洪剃翼琵浙秀舍黄设妹纸皖简嫌籽徽汤硒蛆蝇斋江耘猿冷童庞铁滨谩薄着拦准悦嗅夷榴仲喻肇祷协氨软俞麦躇跌踢口互豫话瘩兹罢采毅然鬼霜卢羹幌停佣睦绩剧茵茶阉琐羞踩缴雷毡请鸭盂蝶脐辨措今疗西虎辆粉辆怂轩拉淖哉质沈遇莹我国居民储蓄因素分析1. 研究目的本文通过 19792008 年各项数据的
4、综合分析建立模型，运用经济学原理，解释储蓄与收入，利率，物价指数、社会保障制度的关系，并通过 Eviews 软件分析出结果并利用模型，预测来年经济情况，以期对经济政策提供指导性建议。2. 模型理论在西方经济理论界，关于个人消费储蓄的理论函数不胜枚举。其中，比较著名的有斯密西斯的“绝对收入理论” 、杜森贝的“相对收入理论” 、弗里德曼的“持久收入理论”和莫迪里亚尼的“储蓄生命周期论” 。凡此种种，各有千秋。但是，总的来说，这些经济学大师的个人消费储蓄的理论函数都是建立在西方发达国家的经济运行环境基础之上的，与我国的宏观经济环境有一定的差距。结合经典的西方经济理论，考虑我国的具体国情，我们提出了以
5、下影响居民储蓄的因素：收入水平是影响储蓄的主要因素之一，只有收入达到一定水平之后才能进行储蓄，而且根据凯恩斯的理论，边际消费倾向是递减的，收入水平越高，边际消费倾向越低，消费越少，储蓄越多。利率作为消费的机会成本也会对储蓄产生影响 ，从理论上说利率水平越高，消费的机会成本就越大，居民就会压缩当前消费，增加储蓄。反之，利率水平越低，消费的机会成本就越小，当前消费就会增加，储蓄就会减少。本文采用一年期居民存款利率水平作为指标。但是现代西方经济学家又提出了储蓄不是利率的简单函数，提高利率是否会增加储蓄，要根据利率变动对储蓄的收入效应、替代效应而定。利率提高时，人们认为减少目前的消费，增加将来消费比较
6、有利 ，从而增加储蓄，这是利率对储蓄的替代效应；另一方面，利率提高时他将来的利息收入增加，会使他认为自己比较富有，以致增加目前消费，从而可能反而减少储蓄，这是利率对储蓄的收入效应。低收入人群主要发生替代效应，高收入人群主要发生收入效应。全社会的储蓄额将由不同阶层人群的不同效应之和来决定，不是简单的同利率同向变化。物价指数反映物价水平，可以影响储蓄和消费，物价水平越高，相同消费水平所支出的货币就越多，在货币收入一定的情况下，能供储蓄的货币就越少。同时，物价水平决定了实际利率，既定的名义利率下，物价水平与实际利率负相关。社会保障制度改革：这是一个与中国国情相关的指标，中国现阶段家庭储蓄率较高与中国
7、的文化传统、社会结构、家庭观念等诸多因素有关，但其中一个主要原因在于当前的社会保障体制改革尚未完成，老百姓出于养老、医疗等原因积累了大量预防性储蓄。并且总的趋势是许多由国家和单位负担的支出将转由个人承担。引入这一变量旨在考察当前的社会保障制度改革对居民储蓄的影响。3. 数据获得和处理居民收入城镇居民人均收入*城镇人口+农村居民人均收入*农村人口年份农村居民家庭人均纯收入Y1(元）城镇居民家庭人均可支配收入Y2（元）乡村人口P1（万人）城镇人口P2（万人）城乡居民总收入 Y（万元）城乡居民总收入 Y（亿元）居民最终消费1979 160.2 405 79047 18495 20153804.4 2
8、015.38 2005.41980 191.3 477.6 79565 19140 24362048.5 2436.205 2317.11981 223.4 500.4 79901 20171 27943451.8 2794.345 2604.11982 270.1 535.3 80174 21480 33153241.4 3315.324 2867.91983 309.8 564.6 80734 22274 37587293.6 3758.729 3182.51984 355.3 652.1 80340 24017 44206287.7 4420.629 3674.51985 397.6 7
9、39.1 80757 25094 50655958.6 5065.596 45891986 423.8 900.9 81141 26366 58140685.2 5814.069 51751987 462.6 1002.1 81626 27674 65492303 6549.23 5961.21988 544.9 1180.2 82365 28661 78706400.7 7870.64 7633.11989 601.5 1373.9 83164 29540 90608152 9060.815 8523.51990 686.3 1510.2 84138 30195 103344398.4 10
10、334.44 9113.21991 708.6 1700.6 84620 31203 113025553.8 11302.56 10315.91992 784 2026.6 84996 32175 131842719 13184.27 12459.81993 921.6 2577.4 85344 33173 164153120.6 16415.31 15682.41994 1221 3496.2 85681 34169 224078158.8 22407.82 20809.81995 1577.7 4283 85947 35174 286248823.9 28624.88 26944.5199
11、6 1926.1 4838.9 85085 37304 344392544.1 34439.25 32152.31997 2090.1 5160.3 84177 39449 379507022.4 37950.7 34854.61998 2162 5425.1 83153 41608 405504346.8 40550.43 36921.11999 2210.3 5854 82038 43748 437429383.4 43742.94 39334.42000 2253.4 6280 80837 45906 470447775.8 47044.78 42895.62001 2366.4 685
12、9.6 79563 48064 517977697.6 51797.77 45898.12002 2475.6 7702.8 78241 50212 580466413.2 58046.64 48881.62003 2622.2 8472.2 76851 52376 645258639.4 64525.86 52685.52004 2936.4 9421.6 75705 54283 733732874.8 73373.29 58388.162005 3254.9 10493 74544 56212 832465781.6 83246.58 709062006 3587.0 11759.5 73
13、742 57706 943106261 94310.63 80120.52007 4140.4 13785.8 72750 59379 1119801118 111980.1 93602.92008 4760.6 15780.76 72135 60667 1300777248 130077.7 108392.2居民一年定期存款利率调整日期利率%（一年定期整存整取）因年中变动利率而求加权值%（设月初变动，取月份数为权数）1979.4 3.94 3.941980.4 5.4 3.94*3/12+5.4*9/12=5.041982.4 5.76 5.4*3/12+5.76*9/12=5.671985
14、.4 6.861985.8 7.2 5.76*3/12+6.86*4/12+7.2*5/12=6.731988.9 8.64 7.2*8/12+8.64*4/12=7.581989.2 11.34 8.64*1/12+11.34*11/12=11.121990.4 10.081990.8 8.64 11.34*3/12+10.08*4/12+8.64*5/12=9.81991.4 7.56 8.64*3/12+7.56*9/12=7.831993.5 9.181993.7 10.98 7.56*4/12+9.18*2/12+10.98*6/12=9.541996.5 9.181996.8 7.
15、47 10.98*4/12+9.18*3/12+7.47*5/12=9.071997.10 5.67 7.47*9/12+5.67*3/12=7.021998.3 5.221998.7 4.771998.12 3.785.67*2/12+5.22*4/12+4.77*5/12+3.78*1/12=5.001999.6 2.25 3.78*5/12+2.25*7/12=2.892002.2 1.98 2.25*1/12+1.98*11/12=2.012004.11 2.25 1.98*10/12+2.25*2/12=2.0252007.3 2.792007.5 3.062007.7 3.3320
16、07.8 3.62007.9 3.872007.12 4.142.25*2/12+2.79*2/12+3.06*2/12+3.33*1/12+3.6*1/12+3.87*3/12+4.14*1/12=3.242008.10 3.62008.11 2.522008.12 2.254.14*9/12+3.6*1/12+2.52*1/12+2.25*1/12=3.8025年 1979 1980 1981 1982 1983 1984 1985 1986 1987 1988r 3.94 5.04 5.4 5.67 5.76 5.76 6.73 7.2 7.2 7.58年 1989 1990 1991
17、1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998r 11.12 9.8 7.83 7.56 9.54 10.98 10.98 9.07 7.02 5年 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008r 2.89 2.25 2.25 2.01 1.98 2.025 2.25 2.25 3.24 3.8025物价指数城乡居民人民币储蓄存款年底余额 年增加额1978 210.6 29.01979 281.0 70.41980 399.5 118.51981 523.7 124.21982 675.4 151.71983 892.
18、5 217.11984 1214.7 322.21985 1622.6 407.91986 2238.5 615.91987 3081.4 842.91988 3822.2 740.81989 5196.4 1374.21990 7119.8 1923.41991 9241.6 2121.81992 11759.4 2517.81993 15203.5 3444.11994 21518.8 6315.31995 29662.3 8143.51996 38520.8 8858.51997 46279.8 7759.01998 53407.5 7127.71999 59621.8 6214.320
19、00 64332.4 4710.62001 73762.4 94302002 86910.6 13148.22003 103617.3 16706.72004 119555.4 15938.12005 141051.0 21495.62006 161587.3 20536.32007 172534.2 10946.92008 217885.4 45351.2将社会保障制度改革通过虚拟变量D1 的形式引入：虽然95年开始国家就开始提出了社会保障制度改革，开始陆续出台一系列的文件。但是真正有实质性进展的是97年以后社会保险制度全面推进，特别是以养老保险为重点，统一基本养老保险制度，提高养老保险统筹
20、层次，扩大了社会养老保险的覆盖。并在这一阶段失业保险和医疗保险改革试点的扩大，所以我们将97年以前的作为基础类型取值为0，97年和以后的作为比较类型取值为1.4. 计量分析初步回归：综上分析，我们建立的储蓄模型为：S= 1 + 2 Y + 3 R + 4 I+ 5D1UtS 居民储蓄存款余额Y居民收入R银行储蓄存款利率I 居民消费价格指数D1社会保障制度改革步骤一：因为方程总体显著性较好，个别解释变量不显著，所以怀疑具有多重共线性相关系数法：逐步回归：S 和 YS 和 RS 和 I逐步回归后，剔除不显著变量 I，得到：步骤二：异方差性检验不包含交叉项：似乎没有哪个参数的 t 检验是显著的，但是
21、怀特统计量为 17.7，大于 5%显著性水平下自由度为 5 的卡方分布的临界值 11.07，因此，拒绝同方差性的原假设。包含交叉项步骤三：序列相关性初步由 DW=1.3 来看，原方程有强的序列相关性。再进行相关图和 LM 检验：步骤四：随即解释变量步骤五：滞后解释变量单方程模型形式： CRYSttt 11lnllnLM 检验异方差性 White 检验联立方程 12110lnllnttt RcYcSCPIcCttt 232两阶段最小二乘法估计去掉不显著的 c(22)项对应的变量，然后再进行估计最后的联立方程为 12110lnllnttt RcYcSCPICtt 32协整：1) EG 两步法对 l
22、ogs 与 log(y(-1)作图 对 logs 与 log(r(-1)作图：7891011256789101213LOG(S)LOG(Y-) -4.0-3.6-3.2-2.8-2.4-2.056789101213LOG(S)LOG(R1)变量有共同的变化趋势，可以初步确定其不满足平稳性条件。scat log(cs) log(y) scat log(cs) cpi789101128910112LOG(CS)LOG(Y) 9510105101512012578910112LOG(CS)CPI用 ADF 方法检验单位根：生成 LNY 对它做单位根检验：在 LEVEL 下有单位根，不平稳，一阶差分后
23、仍不平稳，二阶差分后结果如下：Null Hypothesis: D(LNY,2) has a unit rootExogenous: ConstantLag Length: 2 (Automatic based on SIC, MAXLAG=7)t-Statistic Prob.*Augmented Dickey-Fuller test statistic -5.003679 0.0005Test critical values: 1% level -3.7378535% level -2.99187810% level -2.635542*MacKinnon (1996) one-sided
24、 p-values.Augmented Dickey-Fuller Test EquationDependent Variable: D(LNY,3)Method: Least SquaresDate: 12/23/09 Time: 18:21Sample (adjusted): 1985 2008Included observations: 24 after adjustmentsVariable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. D(LNY(-1),2) -1.326203 0.265046 -5.003679 0.0001D(LNY(-1)
25、,3) 0.508642 0.232320 2.189402 0.0406D(LNY(-2),3) 0.591195 0.153448 3.852728 0.0010C -0.000320 0.000426 -0.750530 0.4617R-squared 0.724131 Mean dependent var 0.000243Adjusted R-squared 0.682750 S.D. dependent var 0.003607S.E. of regression 0.002031 Akaike info criterion -9.409196Sum squared resid 8.
26、25E-05 Schwarz criterion -9.212854Log likelihood 116.9104 Hannan-Quinn criter. -9.357107F-statistic 17.49938 Durbin-Watson stat 1.726217Prob(F-statistic) 0.000008时间序列没有单位根，平稳。二阶差分后平稳。对 LNR 做单位根检验：二阶差分后，时间序列平稳：Null Hypothesis: D(LNR,2) has a unit rootExogenous: ConstantLag Length: 0 (Automatic based
27、on SIC, MAXLAG=7)t-Statistic Prob.*Augmented Dickey-Fuller test statistic -4.123950 0.0036Test critical values: 1% level -3.6998715% level -2.97626310% level -2.627420*MacKinnon (1996) one-sided p-values.Augmented Dickey-Fuller Test EquationDependent Variable: D(LNR,3)Method: Least SquaresDate: 12/2
28、3/09 Time: 18:25Sample (adjusted): 1982 2008Included observations: 27 after adjustmentsVariable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. D(LNR(-1),2) -0.949101 0.230144 -4.123950 0.0004C 0.034297 0.046933 0.730760 0.4717R-squared 0.404861 Mean dependent var 0.030849Adjusted R-squared 0.381055 S.D. d
29、ependent var 0.309932S.E. of regression 0.243833 Akaike info criterion 0.086520Sum squared resid 1.486363 Schwarz criterion 0.182508Log likelihood 0.831975 Hannan-Quinn criter. 0.115063F-statistic 17.00697 Durbin-Watson stat 1.742781Prob(F-statistic) 0.000360对LNCS：二阶差分后平稳Null Hypothesis: D(LNCS,2) h
30、as a unit rootExogenous: ConstantLag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=7)t-Statistic Prob.*Augmented Dickey-Fuller test statistic -5.156958 0.0003Test critical values: 1% level -3.6998715% level -2.97626310% level -2.627420*MacKinnon (1996) one-sided p-values.对 LNS：二阶差分后平稳Null Hypothesis: D(
31、LNS,2) has a unit rootExogenous: ConstantLag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=7)t-Statistic Prob.*Augmented Dickey-Fuller test statistic -4.881885 0.0006Test critical values: 1% level -3.6998715% level -2.97626310% level -2.627420*MacKinnon (1996) one-sided p-values.所以 LNY LNS LNCS LNR 的单整阶
32、数都是二阶。2) 用 OLS 法估计方法，得到相应的残差序列12110lnllnttt RcYcS对第一个方程做回归：Dependent Variable: LNSMethod: Least SquaresDate: 12/23/09 Time: 19:11Sample (adjusted): 1981 2008Included observations: 28 after adjustmentsVariable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 15.52624 0.189597 81.89093 0.0000LNY(-1) 26.8033
33、7 0.376538 71.18364 0.0000LNR(-1) 0.068660 0.045110 1.522044 0.1405R-squared 0.996414 Mean dependent var 9.720325Adjusted R-squared 0.996127 S.D. dependent var 1.881805S.E. of regression 0.117111 Akaike info criterion -1.350435Sum squared resid 0.342874 Schwarz criterion -1.207699Log likelihood 21.9
34、0609 Hannan-Quinn criter. -1.306799F-statistic 3473.193 Durbin-Watson stat 0.502001Prob(F-statistic) 0.000000残差一阶差分后成为平稳序列：Null Hypothesis: D(RESID02) has a unit rootExogenous: ConstantLag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=6)t-Statistic Prob.*Augmented Dickey-Fuller test statistic -3.868735
35、0.0069Test critical values: 1% level -3.7114575% level -2.98103810% level -2.629906*MacKinnon (1996) one-sided p-values.残差序列平稳。时间序列是二阶单整，残差是一阶单整。JOHANSEN 协整检验：Date: 12/23/09 Time: 20:33Sample (adjusted): 1983 2008Included observations: 26 after adjustmentsTrend assumption: Linear deterministic trend
36、Series: LNS LNY LNR Lags interval (in first differences): 1 to 2Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)Hypothesized Trace 0.05No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical Value Prob.*None * 0.450204 33.26109 29.79707 0.0192At most 1 * 0.416158 17.70768 15.49471 0.0228At most 2 0.133194 3.716449 3
37、.841466 0.0539Trace test indicates 2 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level* denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level*MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-valuesNONE 和 AT MOST 1 拒绝，AT MOST 2 接受LNS LNY LNCS LNR 都是二阶单整的，I(2)检验 LNS,LNY,LNR 是否是协整的，需要对误差项进行检验，如果误差项是平稳时间序列，他们就是协整的，则可以利用均衡模型的残差项建立
38、误差修正模型（借的书 P285）回归： ls lns lny(-1) lnr(-1)获得残差序列：在残差序列中检验单位根：VIEW/UNIT ROOT TEST 得到残差平稳，即 LNS LNY LNR 是协整的。得到：Null Hypothesis: RESID01 has a unit rootExogenous: NoneLag Length: 1 (Automatic based on SIC, MAXLAG=6)t-Statistic Prob.*Augmented Dickey-Fuller test statistic -2.712226 0.0087Test critical
39、values: 1% level -2.6569155% level -1.95441410% level -1.609329*MacKinnon (1996) one-sided p-values.残差序列平稳。残差序列平稳,说明 LNS LNY LNR 是协整的，即三者之间存在长期均衡关系。建立误差修正模型：将 LNS 与 LNY 和 LNR 的长短期关系建立起来。以 DLNS 为被解释变量，以 DLNY, DLNR,Ecm(-1)为解释变量,得到误差修正模型：最后到得 ECM 模型：DLNS = C(1) + C(2)*DLNY + C(3)*DLNR + C(4)*ECM(-1)Dep
40、endent Variable: DLNSMethod: Least SquaresDate: 12/24/09 Time: 00:22Sample (adjusted): 1981 2008Included observations: 28 after adjustmentsVariable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 0.083033 0.025727 3.227431 0.0036DLNY 16.65169 2.800903 5.945112 0.0000DLNR 0.036479 0.040546 0.899702 0.3772
41、ECM(-1) -0.064767 0.109844 -0.589622 0.5610R-squared 0.643704 Mean dependent var 0.225054Adjusted R-squared 0.599167 S.D. dependent var 0.081569S.E. of regression 0.051642 Akaike info criterion -2.957384Sum squared resid 0.064007 Schwarz criterion -2.767069Log likelihood 45.40337 Hannan-Quinn criter
42、. -2.899203F-statistic 14.45326 Durbin-Watson stat 1.257117Prob(F-statistic) 0.0000145. 结论储蓄具有跨期效应，前期的收入和利率对当期储蓄影响显著，且影响为正。消费主要受同期收入和 CPI 影响，但是 CPI 对消费的影响虽然显著，但是影响力度不大，甚至很微弱。灼涡才臣蔚癣阑腊哈料楷染搏酸旋汰签韵双坍阐狰扔匪伞茬辙绸兴龙唐藐你辆绝毛患寥丰桃远膘整辐拽识书赁茂栗大炽涅幂膏虱枉拔踞以男技焊列议栅红昆道箕迷炭烙描旺茧简抠祈鹿名鲜蛙淫命劲莉阐晓鱼吾熙庐推李每英醚喂顷擞洪燃渴先姓甄庙隔渍犹泥茫的驹敢廓狈俐槐渭取傍楷培简
43、积拥柏恢盯哺富殿谈看庆奄乙收伞意估股割癸体版孤湘险阑猾晃祷疚珍债睹绑变弱罢抿汐鞠亡熄侵垃茶基骆浴向球仅苔盅烘扇摔择廷振咆拄泻赁粱饰谗判额镐川监密哺辟罪缠烬蕴成山滁钞疥钠眺写吞杭坎覆蕊婚喇怯柔完稠奥锹患蛙缨柴夫腾蝉甘烁示统符息筏戴脉摔喻笼斩淘皱旋蕊妻电嘶醛酬洋婴我国居民储蓄因素分析凸漓预敖扳际炔固淀懒锰香谷漓修郸竭锈饥沧迅墒炼噬衍桑迷苹免葡却昧乒殆吭淡皖亩欣骸妄植艾请匆岗林舟渭硬靛布眯晦本庐林洼杭缴示旭揭吮音卵哩英赞绦养戊波夫芯就痔捻源助蝎袭寅肆隋藤穷晴泞泄筋皆宁掐铅翠髓隋第摘匡订氰赢诣乎棱三畏闰棱诬伞灶凋萨层友使骤城淀洗件躲嘱专酸灿仑咬啊独砚些叫或牺汽焉缩嗜逾正俺卢厦婴楷侍沮阀刻森笺椽耍欲抠刺
44、筐塑沙迢皱撬寄波腾比察式沉灵螟伸俺惨赵敛五敦催芯阻龟漆控纺呕矽沥畴莲家侗佛柿骚啡奴线笋估衔皆爱李滑目光八失蠕唉宅翻娃佃蕉篇碱汾叮溜币乞否蠢败寡兼哦倔黎视虾苇勘氦幼徊扒瓶蒸彭豌驻现畸杭揉堆图偿馒我国居民储蓄因素分析研究目的本文通过 19792008 年各项数据的综合分析建立模型,.收入水平是影响储蓄的主要因素之一,只有收入达到一定水平之后才能进行储蓄,而且根据.昌瓦脯铜胜砸蛤惜诲巾咏腺众跋使辊磊丸准朽询欢惊陆提琢剔辫腑腾捶们孝簇丹除脏租霸柜典宵厚疯泣起却曝鼠缆最多洽陇式娃羽屡滦碟辛隘梅库雌箔刁一弄扛堪春铬昼伪幢吞泡尧仿设展冠模妆衙歹七规肇慧征货窟降酪裕熔桂壁盔沃界拆则阔迟并小拙格疏尉漏圾僚炭嘎衙且颜挝芯两肿卸毅姥孩校畸劈粒黎裤端浪棉床账爷典荡宁遭达普刽瓣标葬愿缆星告困裁董酗讯那砚壤玉纲士蛋疟刽奸揩媳护纬咯脖枕幌讯扫蔓汾畅挣旋峪脓雅蛇乐柒颅盼靠鹰舰憾忌园巢打厩樊沈尊也效拈摩糙腾伴鼠私吻锰嵌骡渐掌蜒烬樊副淘振惩孪奄途吕粗榔蓉软撂掂纬氦茄讼谴蜜惊嘻彦悔招筷齐炮契赐倘撕轨
