新疆地区储蓄模型的建立与分析

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1、新疆地区储蓄模型的建立与分析1模型的设定与变量的选择  储蓄函数的一般形式为S=f(I),S为储蓄,I为收入,S与I同方向变动,即dS/dI>0。最简单的,也是最常用的储蓄函数形式是一元线性回归模型:S=a+b×I+ε,在古典线性回归的假定的到满足的情况下,可以使用普通最小二乘法求解估计量a和b(以下简称OLSE)。  OLSE的求解离不开数据资料,本文采用了时间序列数据,在一些计量经济学教材上出现的储蓄函数实例作法各不相同:有的S用城乡储蓄余额、I用人均国民收入,有的S用个人储蓄,I用个人收入,有的S用家庭年均人储蓄额,I用家庭人均年可支配收入,还有的用

2、国内生产总值(GDP)作I。值得一提的是,现在的国民经济统计中往往把GDP作为国民收入的和国民收入分配的起点,从宏观经济研究的角度来看,把GDP作为居民收入的度量是合理的。考虑到作为变量的经济指标数据的准确性、可得性以及统计口径的一致性,S采用了全国城乡居民储蓄存款年底余额,I采用了GDP1978~2004年的数据,均来自《新疆统计年鉴2005》。2模型的建立和检验  本文以Y=a+b×X+ε(其中,Y为居民储蓄S;X为GDP)为出发点,建立新疆地区居民储蓄模型,从图1中散点可以看出,Y与X线性关系很明显,利用Eviews3.0版进行OLS回归得到:Y=-42.

3、146+0.614×X(1)t=(-5.370)  (69.699)R2=0.995D.W=0.796F=4857.968  这说明(1)的拟合优度,单参数t检验和总显著F检验的结果都非常好。但是OLSE是建立在零期望、同方差、无自相关等假定上的,所以必须进行相应的检验来判断假定是否得到遵守了(1)式中的D.W=0.796,根据Durbin-Watson检验,自相关性很强,“无自相关”的假定被违背了。异方差的检验用Goldfield-Quandt检验(以下简称G-Q检验),先对解释变量排序,再取1978~1987和1995~2004两个子样本,用其数据求得的OL

4、SE:Y=-11.926+0.4099×X;RSS1=45.391(2)Y=-43.032+0.619×X;RSS2=10001.57(3)(2)、(3)式都通过了单参数和总显著性的检验,RSS为残差平方和,F=RSS2/RSS1=220.34>>F0.05(8,8)=3.44,则表明(1)式存在异方差性。考虑到G—Q检验的使用局限性,笔者又进行了怀特(White)检验(见表1)。取显著性水平0.05,由于Obs×R-squared=4.471282<Χ20.05(2)=5.99,得出模型无异方差性。为了更准确的判断其是否存在,笔者又进行了Park—Gle

5、iser检验,得出:LNE2=3.431+0.353×LNX  (4)F=1.694T=1.301IEI=1.383+0.00017×X  (5)F=0.375T=0.612  模型的单参数和总显著性的检验都没能通过,说明具有同方差性。与G—Q检验的结果矛盾,笔者认为可能是使用的局限性问题,比如本文选取的样本容量不够大。综上得出(1)式满足古典的“同方差”假定。3模型的改进与完善  单参数检验和总显著性检验的结果说明了一元线性的形式是不错,问题在于本文使用的数据是1978~2004年的资料,这期间经历了从商品经济到社会主义市场经济,而(1)式并没有考虑这个因素,

6、显然存在误差。图2是新疆地区居民储蓄和GDP的趋势图,从中我们可以看出二者的增长具有明显的阶段性,纠正方法是在(1)式中引入反映不同历史阶段作用的虚拟变量。3.1引入虚拟变量  计量经济模型中的虚拟变量的引入是很灵活的。要反映出不同阶段甚至某些反常年份的情况,可以引入多个虚拟变量,引入的方式也很灵活,可以是加法、乘法、或二者结合使用等。基于前面的分析,本文选定(6)式作为改进形式:Y=a+b0×D+b1×Xt+b2×DXt+εt(6)其中,D=1  1993~2004年0  其他  由于已有文献指出不需要考虑截距项项的单参数检验,这里也不对其进行讨论。与(1)式

7、比较,单参数检验的效果改善,拟合优度也有所提高,这些都说明引入虚拟变量的改进作用是明显的。3.2自相关的检验与修正  对(7)式进行自相关的检验:①D-PS=dS/dI,即本文中的dY/dX)。MPS是单位收入变化引起储蓄的变动,又表明居民的储蓄意愿。本文用GDP代替I,所以这里的MPS实际还反映了经济增长对居民储蓄的影响。1978~1992年MPS=0.474;1993~2004年MPS=0.646,对二者进行比较分析。第一,两阶段的MPS不同:直观来讲,1978~1992年GDP每增加100元,储蓄就会增加47.4元,而在1993~2004年GDP每增加10

8、0元,储蓄就会增加64.

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