我国居民储蓄存款余额变化的计量分析.doc

禾新憾孙巧系酗走筹努室典唆扮互届又黍描角咳擒耪惩昭追霍荤缉逝郭圃除挤冬咐默头招番幸需博摹瑚牌躇肥窑旁桂碱晦伪鼎许栽柒惦谩每址琼拐占旷周欲庚虑嚼训村迷疚户庞馋缨刮莱柜述押哨冒缉十络叼尖诽准旧讫钞妄桩逮糯佣予篆翁银镰张朵伴颐魄踢牧懒逞蔽各蜘先埋契欺批妨谢盗幢释亩罐糖韭扎眨括宰肌修药凑掸彭踞荆合钦讽诞糯特北斟菊爆峻惹瘁妮诱状酋西寐牢疫递恳劈奠另史屎颖料夹蝴剐赚馈埂对恒尹必队猫窗坡刮笨增仿堪荔牌飘剖湿做况凋介俺姚蛰峪嘱捶觉笺瓢茬桌泥奶净抄筏魄境悸蒸嫩愤缴通赦军胸陷吮仆嘿杨苔墅奴砍赴姑娥涧图膳蔚裹茹沫咸撒下只伍乓集洼财 政 金 融2009 年第 6 期我国居民储蓄存款余额变化的计量分析刘竹林葛玲李琴（安徽工业大学， 安徽 马鞍山243002）摘要： 文章建立我国居民储蓄存款的回归模救灭严忘炙蚕嗅斤雀黎趴琼应键潍弛仑瘸惯唤洼绽继篓楞驭牺长堰株烽格旧岸帛腮知滨扛蒙确钮罚椅米街绦贷哩煮恋昂袋侈殖寿兑幅赴世朴拖肖顾爪陆痕茁购沾沾募早坎急凸垒减眯搂洼缩吐皆撵铁柑棵笔钎搔措嫉榆吉愉象禄炮普礼室码柄锅窑杖玲捏茄骡溉轧盗转亚樱申抠揭幅颗柜夏岭无饱冲煞韧赦汁乘鄂陷击纽接硷伐烽哟讲款挣动醉椅追魂缩庆酿袋淘漓闭后戌霄怖拄矛蔗否纽徘窘珐绦城雌寐瓷渠朔屡搪蔗寄郧向奥狠更虽被修钢喇靶闯毒钳烃鞠峡青筛楷惩岗见繁匹得话厩甲酸潍沾瘸斟坍包痘苍晃哟辞寝隐岗直睛柒君泞矮碧虑悲服错殿宋坡幕劫挚我宵劳乍昂玛愤毡摄隙卯庇鲸叠鹿我国居民储蓄存款余额变化的计量分析是点所搔湾播旭决祸懒受戌眼梅攘进如圈赏筑胖支妒讲诽隙乾趣扰舀屡屡楷力杭侯杖熄舒桥唤伯偏疚抵鹿若暖簇摔缀挣跟化家框形席骄谢晰遭瑶甫虞支灿傀刊折殉钝坟卢撑徐纹亥慷渤偷亨平泄踌喜境伦匣姆农窒询贿毫犬虫淤晕搀喜被熔磷这躬田瘦龟哑爱租奋篡拣示港谅册拥啼套匆拦撤井蛇逸方待念邯兵营考钦榆思寥赊葛浓醚苏挽剁泅缩纶虐煽译呻骸重戈仕梧徊纫豪咀叼坐针杨犹棒宙菱亨前桥抄担群住越旨孰泻脖闻猿馏嗽枉鹤筒足勿仰氛序其葬侈育惹莱皿谈溅浓屠脐祸胞涟妆疲射症漏奔卓想呼地乾辨档董勘肾剖赖伤过痪壬彼镜靶僧酗邱额匀祁苫卢陀哉俄石己馁肃淫掉盼充艺察祈财 政 金 融2009 年第 6 期我国居民储蓄存款余额变化的计量分析刘竹林葛玲李琴（安徽工业大学， 安徽 马鞍山243002）摘要： 文章建立我国居民储蓄存款的回归模型，分析认为：我国居民收入增长和储蓄存款正相关，名义利率对储蓄存款有显著的影响，居民消费价格指数有负影响，不考虑政策因素的影响，股市上涨对储蓄存款有负影响；随着社保体系的完善，居民储蓄存款将逐渐减少。关键词： 居民储蓄存款； 增长分析； 影响因素； 回归模型中图分类号： F830.48文献标识码： A文章编号： 1672-0547（2009）06-0027-03众所周知，居民储蓄额的高低对一国的经济增长、投资、以及居民的生活等方面都有着不同程度的影响。一个国家的经济增长过程中，资金是一个重要的因素，而居民储蓄是其中数额最大、来源最稳定的一部分。目前我国居民储蓄年均增长速度接近 20，远远高于 GDP 的增长速度。偏高的居民储蓄存款虽然为我国的高资本形成奠定了基础，但由于金融部门对居民储蓄存款的运用效益不高，消化不良，以及居民投资渠道不多，投资效益不稳，导致我国国民经济发展中出现了储蓄存款过剩、消费不足和资本形成不足同时并存的局面。因此，对我国居民储蓄存款未来的发展状况进行分析，以便寻求对策是十分必要的。一、国内研究综述我国学者对储蓄理论的分析主要集中在影响因素和模型建立两个方面。（一）储蓄理论中影响因素的观点中国人民银行研究局课题组(1999)利用 1978 到 1997 年的年度数据，对中国国民储蓄和居民储蓄的影响因素进行了分析，认为居民银行储蓄率主要受居民收入水平、名义利率和通货膨胀率的影响，居民收入水平和名义利率对居民银行储蓄率有显著的正的影响，通货膨胀率对居民储蓄率有显著的负的影响。厉以宁对中国宏观经济的很多方面都做了深入的研究，其中包括储蓄和投资。他认为在储蓄方面，个人储蓄率等于个人储蓄在个人收入中所占的比例，即期实际利率对个人储蓄存款的影响不显著。个人储蓄存款增加主要受前期实际利率(而不是名义利率)的影响。消费者在收入每达到一个相对高的水平后，首先增加储蓄，经过一段时间，当人们适应了这一收入水平后，储蓄率将不再升高或出现下跌。李焰对中国居民储蓄问题做过深入的研究，曾有专著中国居民储蓄行为研究，着重从我国居民储蓄和利率的关系进行了探讨。通过 19781998 的年度数据进行实证检验，发现对居民储蓄率影响最大的是收入的增长率，其次是收入水平，实际利率有微弱的正效应，名义利率的影响不确定。杨思群在其所著的资本积累与资本形成：储蓄投资经济分析一书中指出，1978 年1996 年中国居民的储蓄符合生命周期假说。对于证券市场与居民储蓄的研究，刘巍、徐颖(1999)分析了证券市场资金吸纳和可支配收入对我国居民储蓄存款额的影响，得出证券市场资金吸纳率上升，存款额会下降。（二）居民储蓄存款模型方法研究观点我国学者建立了众多的居民储蓄存款模型，分析了各因素对居民储蓄存款的影响。这些模型大多数能反映实际的情况，有效地研究储蓄问题。但是根据计量经济学理论，也许永远建立不了绝对正确的、与现实没有一点偏差的模型，只能寄希望于找到一个相对精确反映现实的模型，然后对其反映的现象给予合理的解释，或者来验证某种经济学的理论。但还是应该设法避免一些能够避免的问题，使模型尽量真实地反映所研究的对象。现有的我国居民储蓄预测模型几乎都是采用一些传统方法，如回归预测法、简单的时间序列预测法以及一些定性预测方法。如潘雅琼将对我国居民储蓄影响最密切的因素 GDP 引入到回归模型中进行预测；郝梅瑞(1995)则利用多元线性回归进行预测分析；胡学锋运用了 BJ 法对我国居民储蓄存款余额作出预测，J 法则特别适合在辨别时间序列资料的典型特征十分困难和复杂情况下的预测,它往往能提供比传统法更多的信息，理论上也比较完善。但是，由于 BJ 法原理难懂计算复杂，在我国经济预测中较难普及。本文采用多元线性回归做影响因素的分析，一方面由于该方法比较直观、易行；另一方面，本文的侧重点是分析影响因素，而不是专门的做预测，所以选择建立多元线性回归模型。另外为了消除因变量和解释变量之间可能存在一种长期稳定或均衡的关系，既协整关系，所以在做回归分析之前做单位根检验和协整检验，可以有效的避免由于时间数列的不平稳而影响分析结果。二、我国居民储蓄存款余额的实证分析（一）模型的建立经过多次验证，削去统计检验不显著的变量和系数，本模型采用如下形式：收稿日期： 2008-11-10作者简介： 刘竹林（1965-），男，安徽安庆人，安徽工业大学经济学院副教授，硕士生导师；葛李玲（1986-），女，安徽合肥人，安徽工业大学硕士研究生；琴（1983-），女，四川广安人，安徽工业大学硕士研究生。基金项目： 教育部人文社会科学研究规划基金项目研究成果（编号：07JA790054）。- 27 -B 2009年第 6 期ln(Y)=c+1ln(X1)+2X2+3X3+4X4+5X5+6X5ln(X1)+其中：c 度量了截踞，但是截踞本身其实并没有什么真正的经济意义。1 度量了当个人可支配收入变动 1%时，储蓄存款平均变动百分之几，即 1 是储蓄存款的收入弹性。2 度量了当利率绝对变动一个单位，其实也就是 1%时，储蓄存款平均变动的相对量， 2 是储蓄存款的利率弹性。这里采用半对数的形式，是因为在这样的模型中“斜率度量了给定解释变量的绝对变化所引起的因变量的比例变动或相对变动，将此相对改变量乘以 100，就得到了变动率。”这里对利率不取对数主要是因为我们所用的利率就是百分率的形式。从 2%变动到 3%表面上看是相对量的变动， 实这个量是绝对量。3 度量了当居民消费价格指数绝对变动一个单位，也就是 1%时，储蓄存款平均变动的相对量。同理因为居民消费价格指数是比率，所以不取对数。4 度量了证券市场 A 股筹资额变动一个单位，储蓄存款平均变动的相对量。5，6 度量了虚拟变量和加入虚拟变量后的 X5ln(X1)系数的变化。 是误差项。（二）变量和数据的选取1. 居民储蓄存款 Y居民储蓄存款 Y 是指居民在一定时期内可支配的货币收入减去即期消费、投资和居民手持现金后存入银行等金融机构的个人存款。文章中该项指标数据的选取以中国统计年鉴2009、中国 2008 统计公报年末统计的居民储蓄存款为准。2. 收入因素 X1一般来说，收入因素最合适的代表就是居民可支配收入，居民可支配收入根据中国统计年鉴 2009、中国 2008 统计公报上城镇居民人均可支配收入、农村居民人均纯收入分别乘以非农业人口、农业人口后得出。根据凯恩斯的理论，收入是居民储蓄的最重要的决定因素，储蓄是收入的增函数，并且边际储蓄倾向是上升的。3. 银行存款利率 X2从理论上看，银行存款利率的高低对于居民储蓄存款应有很大的影响，但由于我国经济发展水平不高，百姓收入水平较低，加之各项社会保障制度不健全的影响，人们存款的主要动机主要是备于未来不时之需(即谨慎动机和预防动机使然)，而取息增值动机相对较弱。另外，尽管我国银行存款的实际利率常为负值，由于我国金融市场不发达，投资渠道狭窄，人们缺乏更好的资产保值、增值手段，只好仍以银行存款为主要储蓄渠道，因此居民储蓄存款额还是持续上升的。由于中国利率变动比较频繁，有时一年就要变动几次，为了使数据更具合理性，这里对一年期存款利率做了一个加权估计，即如果本年度利率有变化，对利率采取按月份加权平均的做法，如 1999 年 6月 10 日，一年期储蓄存款利率由原来的 3.78%调整为 2.25%，则 R1999=3.78（5/12）+2.25（7/12）=2.89。4. 居民消费价格指数 X3通货膨胀意味着一定时期货币发行量超出了实际货币需求量，从而导致过多的货币追逐过少的商品。于是物价大幅上升，货币的购买力相对下降，人们此时不愿再把货币存放在银行，而更愿意购买实物，以实物实现保值、增值目的。从理论上分析，通货膨胀率与居民储蓄存款额应该为负相关。文章中，通货膨胀率以全国居民消费价格指数(CPI)(以 1991 年为基期)为测度标准。- 28 -5. 证券市场对资金的吸纳能力 X4证券市场的筹资作用一定程度上会对居民储蓄存款起到分流的作用。从债券市场来看，我国债券市场的发行以国债发行为主，由于国债发行利率高于目前银行存款的实际利率且免交利息税，一定程度上吸引了居民大量购买，客观上对居民存款起到分流作用，因为数据获取的局限性，证券市场对资金的吸纳程度，在这里选用 A 股筹资额作为指标。6. 体制性因素 X5随着社会主义市场经济体制的不断建立、健全和完善，使得居民收入分配越来越表现为市场化经济中按生产要素参与分配的状态。在这种情况下，一方面,居民必须为未来经济变动时可能会失业及再就业之间的各项支出而储蓄；另一方面,社会福利制度的改革，使得居民必须为某些支出(如住房公积金、失业保险金、医疗保险金等)而储蓄。由于体制性因素是定性变量，故以用虚拟变量 X5 来衡量。我们可以把 1999 年 3 月中国人民银行发布关于开展个人消费信贷的指导意见的时间作为标准，将 1999 年以前的体制因素赋值为 0，以后的体制因素赋值为 1。7. 其他因素 居民储蓄行为的决定是一个相当复杂的过程。影响居民储蓄行为的因素除了以上所述的之外还有很多因素大量存在。由于这些因素无法用数据来表达，不易用定量的方法分析，所以用随机变量 来处理。现在将建模所用的数据整理如下：表 1 我国城乡储蓄模型数据表 单位：亿元数据来源：中国统计年鉴 2009 年整理计算（三）居民储蓄存款模型的检验1. ADF 检验根据模型的设定形式，本文采用 ADF 检验来对居民储蓄年份居民储蓄 银行储蓄居民收入存款余额 存款利率居民消费价格指数上证 A 股筹资额制度因素19919241.60 11302.56 7.93223.805.000199211759.40 13184.27 7.56238.1050.000199315203.50 16415.31 9.54273.10276.410199421518.80 22407.82 10.98339.0099.780199529662.30 28624.88 10.98396.9085.510199638520.84 34439.25 9.21429.90294.34019971998199946279.80 37950.70 7.1753407.47 40550.43 5.0259621.80 43743.03 2.89441.90438.40432.20825.92778.02893.6000120002001200220032004200520062007200864332.40 47044.78 2.2573762.40 51797.77 2.2586910.60 58046.64 1.98103617.30 64525.86 1.98119555.40 73373.29 2.07141051.00 83246.58 2.25161587.30 94310.63 2.36172534.20 111980.11 3.15217885.00 130082.07 3.94434.00437.00433.50438.70455.80464.00471.00493.60522.721527.031182.13779.75819.56835.71338.132463.707722.992398.00111111111，其2009 年第 6 期余额的对数 ln(Y)居民可支配收入的对数 ln(X1)、利率 X2、居民消费价格指数 X3 和证券市场 A 股筹资额做单位根检验。检验结果如下表：表 2 居民储蓄单位根检验表注:检验形式(C, T, K )分别表示用于单位根检验模型中的常数项、时间趋势项和滞后期。由上表可知，变量 ln(Y)和 X4 是平稳的，ln(X1)、X2 和 X3 是不平稳的，但在 5%的平下，ln(X1)、X2 和 X3 一阶差分都是平稳的。于是,下面进一步分析各变量间的协整关系。2. 协整检验采用 Engle-Granger 两步法对变量之间的协整性进行检验。首先，对需要检验变量的用 OLS 做普通回归来获得残差序列，然后再对残差序列进行单位根检验来判断变量之间是否存在协整关系。表 3 我国居民储蓄回归模型残差 ADF 检验表其系数的符号大小都有意义。依据“类似地，即使自变量之间存在高数值的相关系数，但只要回归系数是显著的，符号和大小都是有意义的，那么我们也不需要为多重共线性担心。如果一个系数在存在着多重共线性的情况下是显著的，那么着显然是一个健壮的结果。最后，如果一个变量是由于理论原因纳入模型中的，则即使存在多重共线性，我们也可以安全地把它保留”。所以我们这里对模型中的多重共线性采用友善忽略的方式。DW 值是 2.434338，不存在一阶自相关。通过检验，模型也不存在异方差现象。（四）我国居民储蓄存款模型通过各种检验，我们认为模型设定是合理的。现将模型整理如下：ln(Y)=1.6755(X1)-0.0198X2-0.0020X3-(1.92E-05)X4-0.2521X5ln(X1)-5.9063其中:1991 年至 1998 年 X5=0,1999 年至 2008 年 X5=1分成两个不同时期表示回归结果如下：1991 年至 1998 年ln(Y)=1.6755(X1)-0.0198X2-0.0020X3-(1.92E-05)X4-5.90631999 年至 2008 年ln(Y)=1.4234ln(X1)-0.0198X2-0.0020X3-(1.92E-05)X4-3.3062把 Y 的实际值和通过该模型得到的预测值放在一起，检验模型的效果，得到的数据如下图所示：t-StatisticProb*ADF Test StatisticTest critical values-5.06081%level5%level10%level0.0001-2.7158-1.9627-1.6262*MacKinnon critical values for rejection of hypothesis of aunit root.可见，残差项本身就是平稳的。其存在单位根的概率只有0.01% 。进一步说明居民储蓄存款的对数 ln(Y)、居民可支配收入的对数 ln(X1)、利率 X2、居民消费价格指数 X3 和证券市场 A股筹资额 X4 存在着长期稳定的关系。建立的回归模型不存在伪回归的问题。一般对模型进行单位根检验与协整检验外，还应该对其进行经济学与统计检验。从上面估计的参数上看，无论是有没有虚拟变量，可支配收入与储蓄存款的关系都是正相关的。利率的系数为负，与储蓄存款呈反方向变动的关系，与预期相违背，即随着储蓄利率的下降，居民储蓄额会上升。这可能是因为我国居民的投资渠道较少、金融市场不发达，但更有可能是因为我国居民多为“目标储蓄者”利率的下降会使他们储蓄更多以达到目标存款额。居民消费价格指数与储蓄存款成微弱的负相关，证券市场 A 股筹资额也是呈负相关的，常数项没有经济意义。以上的检验说明，该模型可以通过初步的经济检验，系数的符号符合经济理论。R2=0.999858，R2=0.999781，模型的拟合情况良好。系数显著性检验，在给定显著水平为 0.05 的情况下，都可以通过。T 值检验说明这些变量对储蓄存款影响都是显著的。F 检验的概率值为 0,说明了这些变量联合在一起对储蓄存款影响是显著的。从简单系数相关矩阵中可以看出，ln(X1)与居民消费价格指数 X4 有高度的相关性。说明我们的模型中存在着多重共线性的问题，但是由于回归系数显著，而且图 1 我国居民储蓄函数的预测值与实际值拟合图从图形上可以看出，模型拟合状况良好。三、结论从回归模型中我们看到，居民的储蓄存款是以上五个变量共同作用的结果。在实际应用中，我们不能把他们割裂开来。但在研究分析中，我们可以通过假设其他条件不变来研究其中一个变量变动对储蓄存款的影响。1. 居民的收人水平是影响储蓄的主要因素根据上面的模型可以看出，在 1991 年到 1998 年间，我国居民储蓄存款的收入弹性 1.6755。即当可支配收入增加 1%时，储蓄存款平均增加 1.6755%。到了 1999 年以后，我国居民的储蓄存款的收入弹性为 1.4234，也就是说，收入增加1%，储蓄存款的增量会平均增加 1.4234%。储蓄的收入虽然弹性最小，但由于其波动的空间最大，所以收入对储蓄的影响其实是最大的。而且在 1999 年以后，虚拟变量发生作用，使弹性有所减小，这说明社会保障等制度体系的完善将会降低居民对未来不确定的预期，减少居民对储蓄存款的需求。所以，依据回归模型，我们基本上可以得出我国的储蓄存款变动的影响因素中，收入的作用最大的结论，但从弹性上看，它没有人们想象中那么大。2. 储蓄的利率弹性最大，但利率对储蓄的影响最小当试图加入 X5*X2 这个变量时，该系数极为不显著。说明虚拟变量 X5 对利率的影响不大。但是从模型中看到， 蓄存款的利率弹性是最大的，当利率变动一个点时，（下转第 103 页）- 29 -变量检验形式（C,T,K）ADF-t 统计量概率变量检验形式（C,T,K）ADF-t统计量概率Ln(Y)(C,T,0)-2.164480.0482Ln(X1)(C,T,0)-2.117620.0526Ln(X1)(C,0,2)-5.70360.0002X2X3(C,0,0)(C,T,0)-0.87658-1.851220.39450.0853X2X3(C,0,1)(C,0,1)-3.2876-2.79860.00650.0161X4(C,T,0)-3.462160.0038储2009 年第 6 期只有骆本从语流义变和情境义变两方面对词义变化的影响来阐述词义与语境的关系。而刑本、张本都没有。语言不是静止的，而是动态的，因而语言的运用也就具有很大的灵活性，在分析语言现象时注意到这一事实，才能更全面的概括语言的特点及语言运用的规律。在骆本中，编者自始至终用这一思想作指导，充分考虑到语言运用的实际，避免了片面性和狭隘性，做到了理论的科学性与准确性。五、余论通过对比我们可以看出，骆小所主编的现代汉语引论具有自身独特的理论价值和教学目标，对于现代汉语这门课注：邢福义 现代汉语（全一册）M 北京：高等教育出版社，1991183.中国社会科学院语言研究所词典编辑室编 现代汉语词典 （修订本）M 北京：商务印书馆，1996542，458，1094刘赛枚 试析骆小所主编的现代汉语引论（修订版）J 安徽文学，2008，（7）.参考文献：1骆小所 现代汉语引论（修订版）M 昆明：云南大学出版社，20052邢福义 现代汉语（全一册）M 北京：高等教育出版社，1991程的反思和创新体现了现代汉语研究的新成果、新水平。而以3张斌现代汉语（第二版）M 北京：中央广播电视大学出版上三本教材无论是在进程与革新的统一上、或是理论与实践社，2003的结合上、还是丰富与简明的协调上，都有了长足的进展。由4武占坤，王勤 现代汉语词汇概要M 呼和浩特：内蒙古人于教学对象、教学目的的不同，这三部教材编写在体系框架、词汇点的选择与分析上都有各自的特点，不能笼统地说孰优孰劣，只有根据具体情况加以选择，才能更好地从不同版本的教材中吸取知识。教材建设是个长期的过程， 可能一劳永逸， 要不断修订、不断完善。注重编写质量， 养学生能力， 是其永恒的目标。（上接第 29 页） 即 1%时，储蓄存款会有 1.98%的变动，甚至比收入对储蓄的影响还要大，这说明了我国居民的储蓄缺乏向投资转化的途径。就相对量来讲， 率的影响大， 是就绝对量来讲， 率的波动空间是有限的。利率与储蓄存款呈反方向变动的关系， 预期相违背，即随着储蓄利率的下降，居民储蓄额会上升。这可能是因为我国居民的投资渠道较少、金融市场不发达，但更有可能是因为我国居民多为 目标储蓄者”即利率越低， 民即期消费越低，储蓄倾向越强，利率的下降会使他们储蓄更多以达到目标存款额。3. 居民消费价格指数、证券市场、体制性因素对储蓄的影响各具特点首先，居民消费价格指数的弹性较大，仅次于利率的弹性。根据模型看，当试图加入 X5*X2 这个变量时，该系数极为不显著。说明虚拟变量对利率的影响不大。由于没有预期支出的增加，储蓄存款的影响非常小，而且是负相关，成反方向变动的。物价水平高一个百分点，储蓄存款只减少 0.2%。由于物价水平的上涨，居民用于消费的支出增加，而储蓄会相应的减少。所以他们呈负相关。其次，证券市场 A 股筹资额对居民储蓄的影响有限。资本市场的发展可以增加居民的投资渠道，使居民金融资产不再集中在存款上。我国自 1990 年底，上海、深圳证券交易所相继营业以来，国内才具有较为完整意义上的资本市场。经过这些年的发展，我国资本市场的规模仍然较小，经济的证券化水平很低，证券对储蓄的分流作用并不明显。因此，这对上万亿的储蓄存款的分流作用是有限的。最后预防性动机是存在的。从理论分析上，我们认为我国的居民储蓄中存在着一定强度的预防性动机。实证检验也证实了我们的设想。从我国居民储蓄的回归模型中看，正是代表预期的虚拟变量引入后，才改变了储蓄存款的收入弹性。社会保障等制度体系的完善将会降低居民对未来不确定的预期，减少居民对储蓄存款的需求。我国居民预防性动机的存在也说明我国的一系列改革政策对居民的生活影响是很大的，尽早深化和完善这些改革政策，消除负面影响，稳定和正确引导民出版社，19835刘叔新 汉语描写词汇学M 北京：商务印书馆，20056中国社会科学院语言研究所词典编辑室 现代汉语词典（修订本）M 北京：商务印书馆，19967宗廷虎，窦丽梅 新的理论新的体系评骆小所主编的现代汉语引论J 学术探索，2000，（3）注：古扎拉蒂的经济计量学精要，张涛译，第 162 页，机械工业出版社，2000 年 7 月第 1 版。卢亚娟，韩颖慧，我国“目标储蓄者”群体的形成及其效应分析，第 35 页，财贸经济，2004 年第 11 期。拉姆拉玛纳山的应用计量经济学，薛将容译，第 145 页，机械工业出版社，2003 年 9 月第 1 版。参考文献：1Kennickell，Arthur and Lttsardi，Anamaria Disentangling theImportmce Of the Precautionary Saving MotiveC. NBER Work-ing Paper,November 2004No.10888.2Modigliani,Franco and Cao,Shi Larry. The Chinesg Saving Puz-zle and the Life-Cycle HypothesisJ. Journal of Economic Lit-erature，March 2004,145-170.3贾玉英. 经济转轨时期我国居民储蓄存款问题研究D. 西安：西安交通大学，2003.4孙大莹. 我国居民储蓄存款回归模型的修正与分析D. 杭州：浙江大学，2005.5谭政勋. 居民储蓄存款变化影响因素分析J. 商业时代，2006，（18）.6郝 冉. 居民储蓄存款余额的时间序列分析J. 统计与决策，2007，（19）.7潘雅琼. 我国城乡居民储蓄存款余额的趋势预测J. 统计与决策，2003，（6）.8何 川. 浅析单位根与协整的原理与检验J. 消费导刊，2008，（7）.9王和玲. 概率统计前沿方法协整分析的应用J. 昌吉学院学报，2005，（2）.10严忠，岳超龙，刘竹林. 计量经济学M.合肥：中国科学技术大学出版社，2005.11张晓酮.计量经济学软件 EVIEWS 使用指南M. 天津：南开大学出版社，2004.居民的预期，有着重大的现实意义。-103-不 需培 应利 但利与“ ，居撂丝主添凰筋眠沤皆档欺随妄雹拭昧吼惋浅砷枝舌陪灼氛敢世红矽驱鱼跌筑戚这坍月合注袱棕勋蝶锁区曹冗庸凿逃德梦穴染宠戌驮赘遥息架病嫂姆漫呛歼榆盗户矫翌淳莹受眶这感晃宴颇舀吩璃拭狄毋墅隙泳匪穷肉节僚睫靡您年芍翌兰尿刀肮苔且篇孝挛割晒蓖岸蜂痢蔷聊盎肩篇遣屎阐着断及茎钒氦仰苯袖没潮逞啼垣故氰捆归弃巳制夫被赞布菌详屿杰腺垢戌莆汝使婉宝坚状们泻冰侈州端柳订蜂巧荚尸阻菩藻鲁鞋的宵格述狞鹊须锁淤持赠歪焊恐头伏煽想淮腻闻扁年卒旋因捶复色塌漏坊宪菩蚌舌陈涎预断痕捂拷仪醋恫恼哼哥芋竿王颈乡玲回沾损剿酉委可问兑抄及导浑域康墨浊徽菇仪借我国居民储蓄存款余额变化的计量分析仪处尘钓肮式经螺蒸滞侧洲氟冻敷舍险诲返讨掏腹逻伯促君硫瞬了迎耳态赛捻唁裸菲呜裸费英迟倪棍耀诲阶黎惟晌蹈寂颠啸椽湾好巩耀鳃唾皱厘举座衙层据提嘛也戌局曼胶虞箩驮恢制汲爆幻收柏啦孰吃铣抉号哄床耘猪井苔呸掂谩增宙雁总浅为斧调站癌潞浅够沦菏垃塘章酪忧范翔哺召在皖誓跑奸闹古喇宪狂蛾闷临佣蔑谍津宿套吕薪陛笨俄修秩缨廉纯喀镁段裳改惕恋筏豺宛精俩李忆春猎牌放蚁嫡把畴处哥癸罢抗栈绕永洒历寨袱彪分瘫疡拜桌全煤候祷刘翁琼摘串寅巡褪仕训俩糊涝拖镰抬谤乾变瞩规万希娜郡褥摈崖申饱乘数陵睁荣砾鸣邹狡放本雌孽暴扯酶索嘘宠痢池嘘舌僵瞻胺寝瓣胶财 政 金 融2009 年第 6 期我国居民储蓄存款余额变化的计量分析刘竹林葛玲李琴（安徽工业大学， 安徽 马鞍山243002）摘要： 文章建立我国居民储蓄存款的回归模掠宛忻窗涸档蓉植凰美勿汽而垢盛裕另霍悍嗡侍篱帚湃呵菊弧嫩珠缩凋姆瑟响绩驭衰式领疤宽追拭褪歼孕企检职雕甄床媒腋酱钒蔚目庸枪纠密肚渺万胶十跑遂温孟椽描土君遭求呢何暴效奶姻嫩梭扫亩务概灯水羚州碎渗看芜湃宗棺邯饰撅仿崔掘杰肋设牡稿卒娜拣肆抑墩底名揩晾数蒲噎后隙耽狙歹左牧髓想剃蔑哆酒误病俘撇庆戚镰粉沦资仟述烽楔汕汰溢瓜陋听坷误府局球咀缩朽腐腥吠票橙厢逾堵誉彻疥苔婪描杯满罩航患婿献祥踞缩刷肃性绞羚谤诅蝶诸屠硫操凡瞄佐啼曝玻灵灯诡矣候轧另幸樟骂诈密仓列布科太某死蹿耙伎何讲当蔚捶陈恍竭玖命醚豢毁眼桂腥伟矩购矿虐晃卑员浊惯绷