我国税收对居民储蓄影响的实证分析（最终版）

第一篇：我国税收对居民储蓄影响的实证分析（最终版）

《我国税收对居民储蓄影响的实证分析》 概括：主要介绍了税收与居民储蓄都是反映我国国民收入和消费水平的重要指标。理论上政府对个人征税,会减少个人的可支配收入,从而导致消费需求与储蓄要求降低 凯恩斯的绝对收入假说:

S= a+ sYd

即居民储蓄(s)取决于当前个人可支配收入Yd 和家庭的边际储蓄倾向(S)。当前可支配收入是指支付直接税后的国民收入,因而可以表示为:

Yd= Y(1-t)

在上式中, Y 为国民收入, t为直接税率, 因而在s与Y既定的情况下,原则上S取决于税率t的大小。税率t下降,则Yd 增加,从而家庭储蓄S增加。

因而税收对家庭储蓄行为的影响主要是通过所得税对个人可支配收入和储蓄收益率的影响来实现的。呈负相关关系，即税收增加，储蓄率降低。

但是通过实证分析,我国的实际情况并非如此。文中分别从税收制度完善，中国储户国情等方面出发寻找原因，并提出建议。

在西方经济学中的凯恩斯绝对收入假说中提到当税收增加，个人的可支配收入减少，那个人的消费需求与储蓄率都会降低，如果增加的税收里面包含对利息的所征税，那税收对储蓄的影响产生了替代效应，降低了储蓄率，增加了替代储蓄的消费需求。因此税收增加对储蓄率是负相关。

然而这个理论在我国却行不通。主要是以下原因：

1.快速发展的经济。我国税收增长是建立在快速发展的经济基础上的，所以税收增加的同时居民的个人收入也在增长，甚至个人的可支配收入不减反增，因此储蓄率也随之提高。

2.税法制度的完善。近年来，我国加大了税收征管力度，同时在偷税漏税方面加强执法力度，收回大量违法的税金，通过这两方面，使得我国税收大大增加。

3.中国储蓄特殊的自身因素。一直以来中国人大多有勤俭持家的传统美德，正是这种原因，中国人对自己的收入往往倾向于储蓄，而外国人则是普遍持提前消费的观念，再加上近几年国际经济环境恶化，国内正处于经济结构转化的不稳定时期，更加坚定了中国储户增加储蓄决心。

然而税收与储蓄率呈正相关同步增加长意味着居民的投资和消费减少，长此以往,不利于我国经济的发展,以下措施促使我国消费和投资的增长。

1.适当调整税制结构。应采取更有利于促进消费和投资的税制结构，如进一步完善增值税，改进消费税，降低总体税负。

2.开创多元化的投资渠道。储蓄率的增加是因为居民日常的投资渠道狭小，政府应联合金融机构给居民提供一些相对安全、利息收入高于银行存款的投资渠道，满足庞大的储户需求。

3.刺激消费，扩大内需。降低存贷款利率，发放消费补贴，鼓励大家消费投资。提高最低工资标准，增加居民可支配收入，同时改善国内消费环境，增强居民消费信心。

4.健全社会保障体系。只有当基本的生活得到保障时，大家才愿意吧储蓄的钱转化为消费和投资，特别是对于老年，残疾或者失业的人群。

第二篇：我国税收增加影响因素的实证分析

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我国税收增加影响因素的实证分析

作者：尹海祝 袁汝华

来源：《沿海企业与科技》2005年第11期

[摘 要]我国的税收增长远远快于GDP的增长速度，让很多人感觉是我国的税赋大高。但事实如何呢?文章通过对税收增长的三个影响因素进行分析，从中找出对我国的税收增长影响最大的影响因素，并提出可能的建议。

[关键词]可比价GDP；当年GDP；国税收入；地税收入

[中图分类号]P275

[文献标识码]A

第三篇：对我国城镇居民储蓄存款影响因素的实证分析

对我国城镇居民储蓄存款影响因素的实证分析

内容摘要：进入90年代以后,我国居民储蓄存款余额始终保持在两位数的增长速 度。我国居民储蓄存款持续增长这一经济现象引起国内理论界的广泛关注。本文首先从理论 角度对影响我国居民储蓄因素进行分析。其次从现实出发，建立多元线形回归模型，将收集 1991～2004年的数据代入模型进行修正检验，剔除不显著因素，并分析原因,从而最终确定 影响我国城镇居民储蓄存款持续的主要因素。

关键词:居民储蓄存款；实证分析；主要因素

改革开放以来,我国经济获得快速发展,人民生活水平普遍提高。进入90年代以后,我国居民

储蓄存款余额始终保持在两位数的增长速度。截至2004年底，我国城镇居民储蓄存款余额为 119555.4亿元，与1991年相比，14年间我国城镇居民储蓄存款余额增长了近17倍。我国居民 储蓄持续增长这一经济现象引起国内理论界的广泛关注。本文将从现实出发对影响居民储蓄

主要因素进行实证分析。

一、对影响我国城镇居民储蓄余额的主要因素分析

现实中，影响我国城镇居民储蓄存款的因素有很多，其中主要的有：

首先，城镇居民的收入水平。根据凯恩斯基本心理定律，边际消费倾向(MPC)是递减的。相 应可推知边际储蓄倾向(MPS)是呈递增的趋势，即随着收入的增加，储蓄以更大的比率增加。

其次，消费品的价格。不同的消费品具有不同的需求价格弹性，因此，价格的变化对消费额

也就有着不同的影响。对于需求价格弹性大的消费品，价格上升会降低消费量，价格下降

则反之。由此可见，居民消费商品的结构会影响居民消费额大小，进而影响居民储蓄额的变

化。

再次，储蓄利率。按照古典经济学的观点：利率对储蓄的作用是单一的、正方的和十分有力的。其中单一和正方向是指利率对储蓄的作用只有一个即利率的提高可以刺激储蓄、抑制消

费；利率的降低则抑制储蓄、刺激消费。然而，现代经济理论提出利率对储蓄的作用可能是

双重的，既有正向作用也有反向作用。但是，不管古典经济学还是现代经济学都指出，利率的变动都会对储蓄额产生影响，是一个影响储蓄的重要因素。

第四，证券市场对资金的吸纳程度。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：我国债券发行主要以国债为主，由于国债发行利率高于目前

银行存款实际利率水平，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的作

用；自1990年底上交所和深交所成立以来，我国股票市场筹资额由1991年的5亿元增长到200 4年的1151亿元，股市的发展客观上也会对居民的储蓄额产生一定影响。

第五,其他因素。居民储蓄行为的决定是一个相当复杂的过程,影响居民储蓄的因素除了以

上所述的一些主要影响因素以外还有很多。例如,在经济改革的过程中,国企改革、产业结构

调整以及政策性等因素都会使居民对未来收入和支出的预期发生很大变化。由于这些因素无

法用数据表达,不易进行定量分析，所以用随机变量(ｕ)来进行处理。

综上所述，我国城镇居民储蓄存款理论函数方程可表示为：

S=f(Y,CPI,R,T,B,u)

>0,<0,>0,<0,<0

式中S表示城镇居民储蓄存款量，CPI表示居民消费物价指数，R表示一年期存款利率，T表示 股票筹资额，B表示国债发行额，u为随机扰动项。其中Y,R的一阶偏导大于0表明和S呈正相 关关系；CPI,T,B的一阶偏导小于0表明和S呈负相关关系；u的符号不确定。

二、城镇居民储蓄的实证分析

根据1991年～2004年我国城镇居民储蓄有关统计数据(如表二)，建立多元线形回归模型，利用计量经济学软件Eviews，采用普通最小二乘法(OLS)，对我国城镇居民储蓄函数进行

多元回归分析，进而分析出影响我国城镇居民储蓄行为的主要因素。

表二：1991年～2004年我国城镇居民储蓄有关统计数据一览表

年份〖〗城镇居民储蓄存款额S(亿元)〖〗城镇居民家庭人均可支配收入Y(亿元)〖 〗居民消费物价指数CPI〖〗一年期存款实际利率R(%)〖〗A股筹资额T(亿元)〖 〗国债发行额B(亿元)

1991〖〗6790.9〖〗1700.6〖〗100.0〖〗3.81〖〗5.00〖〗281.25

〖BH〗1992〖〗8678.1〖〗2026.6〖〗106.4〖〗1.16〖〗50.00〖〗460.78

〖BH〗1993〖〗11627.3〖〗2577.4〖〗122.0〖〗-3.68〖〗194.83〖〗381.31

〖BH〗1994〖〗16702.8〖〗3496.2〖〗151.4〖〗-13.12〖〗49.62〖〗1137.55

〖BH〗1995〖〗23466.7〖〗4283.0〖〗177.3〖〗-6.13〖〗22.68〖〗1510.86

〖BH〗1996〖〗38520.8〖〗4838.9〖〗192.0〖〗-0.73〖〗224.45〖〗1847.77

〖BH〗1997〖〗46289.8〖〗5160.3〖〗197.4〖〗3.46〖〗655.06〖〗2411.79

〖BH〗1998〖〗53407.5〖〗5425.1〖〗195.8〖〗6.03〖〗443.05〖〗3808.77

〖BH〗1999〖〗59621.8〖〗5854.0〖〗193.0〖〗3.68〖〗572.63〖〗4015.00

〖BH〗2000〖〗64332.4〖〗6280.0〖〗193.8〖〗1.84〖〗1007.41〖〗4657.00

〖BH〗2001〖〗71188.7〖〗6859.6〖〗195.1〖〗1.58〖〗751.50〖〗4884.00

〖BH〗2002〖〗86910.7〖〗7702.8〖〗193.6〖〗2.75〖〗723.14〖〗5934.30

〖BH〗2003〖〗103617.7〖〗8472.2〖〗195.9〖〗0.79〖〗744.77〖〗6280.10

〖BH〗2004〖〗119555.4〖〗9421.9〖〗203.5〖〗-1.63〖〗626.68〖〗7022.00〖BG)〗

资料来源：《中国统计年鉴》1991年～2004年；中国人民银行网站http:///。注：1居民消费物价指数是以1991年为基期经过计算得到的。

2一年期存款实际利率R(%)是根据公式：存款实际利率=存款名义利率－通货膨胀率

计算得出

(一)模型建立。建立多元线性回归模型为:S=+Y+CPI+R+T+B+ｕ。式中S是被解释变量，(i=1, 2,…,6)是回归参数，ｕ是随机扰动项，Y、CPI、R、T、B是解释变量，而且随机扰动项ｕ满 足同方差和无自相关的假定。

(二)显著性检验。下面利用多重可决系数Ｒ

2、统计量ｔ服从ｔ(ｎ-ｋ)分布,统计量Ｆ服从 Ｆ(ｋ-1,ｎ-ｋ)分布,分别对模型的拟合优度,回归系数以及回归方程的显著性进行检验。运 用Eviews软件对表二中的具体数据进行回归得出的分析结果整理如下：

Ｓ=-3289.720+18.62651Y-245.4106CPI+723.5842R-0.666275T-0.551063B

(-0.66611)(6.038548)(-3.874749)(3.466079)(-0.198790)(-0.666110)

=0.9962,2=0.9939, Ｆ=421.8471

上式中，括号内的数值为ｔ检验值。首先我们观测到解释变量所对应的参数符号与经济意义

上应变量和解释变量的关系相一致。再次从回归方程的各项数据可以看出,该回归方程对我国居民储蓄行为具有较强的解释能力，居民储蓄中99.4%的部分都可以从该回归方程中得到

说明。取显著性水平为0.05，即置信度为95%,查表得到的统计量ｔ和统计量Ｆ的临界值分别

为(8)=2.3006和(5,8)=3.69。由于Ｆ>(5,8),所以认为回归方程显著成立，拟合优

度比较好。分析t值我们发现解释变量Y、CPI、R所对应的∣t∣均大于(8),说明解释变量

Y、CPI、R对居民储蓄存在显著影响；而解释变量T、B及截据项C所对应的∣t∣小于ｔ的临 界值,说明解释变量T、B及截据项C对居民储蓄影响不显著。因此须剔除解释变量T、B进行回 归，得到如下回归结果：

Ｓ=-2582.307+17.98528Y-242.3026CPI+670.5245R

(-0.618027)(39.20434)(-17.39394)(-3.874749)

Ｒ2=0.9960,2=0.9950,Ｆ=859.2744

从新建立回归方程的各项数据可以看出：Ｒ2接近于1，表明模型的拟合优度较好。

选择显著性水α＝0.05，查表得到的统计量ｔ和统计量Ｆ的临界值分别为(10)=2.228和

(3,10)=3.71。由于Ｆ>(3,10),所以认为回归方程的显著性较强。同时解释变量Y、CP

I、R所对应∣t∣值均大于ｔ的临界值，说明解释变量Y、CPI、R对居民储蓄存在显著影响

。综上所述，可以看出新建方程的拟合优度较好，对应变量城镇居民储蓄额S具有较强的解

释力。

(三)异方差性检验

由于所选用的样本数据为时间序列数据，可利用ARCH方法进行检验,，检验异方差性的核心

问题是判断随机误差项的方差与解释变量观测值之间的相关性。选取滞后期间为3,即ARCH过

程的阶数p=3。利用Eviews软件计算结果：(n-p)R2的值为0.8905。给定α＝0.05的条

件下，查分布表得临界值(3)=7.8147。因为(n-p)R2=1.475<(3),所以接收原假设，表

明模型中不存在异方差。

(四)自相关检验

利用杜宾—瓦特森检验法进行自相关性检验。利用Eviews软件计算得到ＤW的值为1.5945。

在给定显著性水平α＝0.01的条件下，查表得到DW的临界值的上下界分别为=0.547和=1

.490，因为ＤW>，所以认为回归方程的扰动项不存在自相关。

(五)多重共线性检验

利用多元相关分析法,计算各个解释变量之间的相关系数，结果如下：Y和CPI的相关系数为0

.8526；Y和R的相关系数为0.2093；CPI和R相关系数为0.1986。从数据看,认为回归方程的解 释变量间不存在多重共线性，回归方程较为真实地反映了解释变量之间的关系。

(六)样本数据标准化。

在经济分析和决策中，我们需要了解各个解释变量的相对重要性，由于偏回归系数与变量的原来单位都有直接关系，单位不同，彼此不能直接进行比较，这就涉及到对样本数据进行标

准化的问题。下面我们对变量S、Y、CPI、R的样本数据进行标准化，得到如下结果：

SS=0.7495YY+0.1586PP+0.0901RR+0.0740

其中SS、YY、PP、RR分别对应S、Y、CPI、R标准化后的数值。由此可看出在城镇居民储蓄存 款模型中，解释变量对应变量S的影响程度按降序排列依次为：Y、CPI、R。

三、结论

通过以上分析，我们可以得出如下结论：

1目前的城镇居民储蓄持续增长主要是由于城镇居民收入的不断提高所引起的。改革开放

以来，经济快速发展使人民生活日益改善，相应的居民收入水平不断提高。今后随着经济不

断向前发展，收入水平对我国居民储蓄存款的作用将更加显著。

2消费品的价格水平对城镇居民储蓄额具有反向影响。自1992年以来，我国居民消费物价 指数的增幅呈减缓趋势，这客观上对城镇居民储蓄额的不断增加起到了一定的推动作用。

3实际利率对城镇居民储蓄额增加作用也是不可忽视的。虽然2003年以来居民储蓄存款的实际利率较上年略有下降，2004年居民储蓄存款的实际利率曾一度达到负值，但纵观十多年

变化趋势，我们可以看出实际利率总体水平是呈上升趋势的，从而支撑着城镇居民储蓄额的不断增加。

4在检测中我们也发现，A股筹资额和国债发行额对城镇居民储蓄存款的影响并不显著，这 与前面的理

论分析存在不一致。究其原因：由于目前我国的社会福利保障体系还不健全，随 着我国劳动就业、养老、医疗、教育、住房制度改革的深入，个人负担的比例越来越大，加 之社会保险的发展还有待于进一步完善，这些因素使得我国城镇居民的储蓄存款呈现刚性。另外由于我国股市起步较晚，在现实运行中还存在许多问题有待于解决，这使得居民入市的 风险加大，居民个人出于理性考虑，不会轻易将积蓄投入股市。现实中股市筹资额的逐年增 加更多是来自于机构投资者。从国债市场来看，尽管国债发行额逐年上升，但增加额更多体 现为向金融机构发行的记账式国债的增加，而针对居民个人的凭证式国债的发行额增幅并不 十分显著。参考文献：

(1)王丽华、唐五湘.我国居民储蓄行为实证研究.北京机械工业学院学报.2002,(3)

(2)刘巍.对海南省城乡居民储蓄存款总量影响因素的实证分析.海南金融.2003,(9)

(3)李焰.关于利率与我国居民储蓄关系的探讨.经济研究.1999,(11)

(4)蔡则祥、卢亚娟.我国居民储蓄存款高增长的经济学分析.经济问题.2004,(4)

(5)中国统计年鉴.中国统计出版社1991-2004

第四篇：中间业务对商业银行收入影响的实证分析

中间业务对商业银行收入影响的实证分析

2009-4-9

摘要：中间业务对于商业银行收入的影响是依靠其内部作用和外溢作用实现的。本文利用费德模型对某银行机构中间业务对银行收入增长的贡献进行了实证研究。结论显示，中间业务的发展对银行收入的外溢作用显著为正。

关键词：中间业务，外溢作用，商业银行收入

中间业务对于商业银行收入增长的影响是通过其内部作用和外溢作用实现的。内部作用是指中间业务直接带来的收入，这是由于商业银行中间业务收入采用收付实现制；外溢作用则是指中间业务通过作用于非中间业务形成外部效益，从而间接促进银行收入的增长。中间业务长期以来一直被当作商业银行拓展传统业务市场的辅助工具存在着，但是，随着市场经济的发展和企业内部管理的日臻完善，单一的、低档次的中间业务已远远不能满足客户的需要，客户对银行的金融服务提出了更高的要求。因此，顺应客户的需求，大力创新中间业务的种类，不仅可以带来可观的直接收入，其间接收益更是不可估量。

一、基本模型

由于中间业务对商业银行收入增长的促进和成本无法详细计算，不可能具体考察每一分量的外溢作用，因此外溢作用难以精确度量，但可以采用直接测定方法来计算。本文利用费德模型来估计中间业务对商业银行收入增长的贡献1，利用该模型分析中间业务对商业银行收入的影响2，必须作如下三个假定：(1)将国有商业银行产出分为中间业务和非中间业务；(2)非中间业务的产量不仅取决于本部门的劳动力和资本配置，还受同一期中间业务产量的制约；(3)中间业务产量对非中间业务产量的影响是发生在同一时期的，不考虑中间业务对非中间业务影响的时滞性。

费德模型的理论框架为：

其中I和N分别代表中间业务和非中间业务的收入；L和K分别代表劳动力和资本两大要素，下标i和下标n分别代表中间业务和非中间业务；方程2式中存在自变量I，说明中间业务的产量水平会影响非中间业务的产量；Y代表商业银行总产量(收入)，它是由中间业务收入I与非中间业务收入N之和。

将上面(1)-(5)方程变形，可得如下方程：Y=f(Li，Ki)+f(Ln，Kn，I)，将该方程微分，并将两边同时除以Y，可得：

其中a表示银行资本的边际产品，β表示劳动力的弹性系数，γ表示中间业务收入对银行收入增长的贡献率。dY／Y、dL／L和dI／I分别表示商业银行收入、劳动力(用银行从业人员代替)和中间业务产量的增长率；I／Y是中间业务收入占商业银行收入的比例；由于资本存量的增量dK在统计资料中很难获取，且dK与固定资产投资F在概念和数值上比较接近，因此可以用F替代dK。

因此我们可以建立如下计量经济模型：

其中Gy、Gl、Gi分别代表经营收入Y的增长率、劳动力乙增长率和中间业务收入I的增长率。

二、数据与方法

本研究通过某银行机构2004年到2007年的季度数据来进行分析，所有的数据均来自该机构的季度报表。r代表商业银行总收入，它是由中间业务收入I与非中间业务收入N之和；L和K分别代表劳动力和资本两大要素，上由银行职工人数代替，资本存量的增加由固定资产投资F来代替。在将原始数据转换为计量经济模型所需数据的过程中，其中为了避免自由度的减少，2004年第一季度的数据根据2003年第4季度的数据调整计算而得。中间业务量的计算按照：中间业务收入二中间业务量，0.5%来进行计算。

传统的回归方法通常假定所用的时间序列是平稳的，或者是一个确定性趋势加上平稳的部分，但实际经济中许多变量序列是不平稳的，那样利用普通最小二乘法(OLS)所作的回归很可能是伪回归，即模型有很高的R2值和t值，但参数估计却毫无意义。因此，这里我们进行实证分析的思路和步骤为：先对时间序列变量进行单位根检验以考察变量是否平稳或考察其单整阶数，如果变量平稳，我们可以利用OLS进行回归分析，否则将进行协整检验(Cointegration Test)，得出协整方程，考察变量之间的长期均衡关系。因此，我们首先必须进行变量的平稳性检验。

我们先采用应用比较普遍的ADF检验法来检验各变量时间序列季度数据的单位根。

检验结果表明，只有F／Y在不包含时间趋势的情况下，是单位根过程。在这里我们要区分平稳序列和有时间趋势序列，通过上面添加时间趋势的ADF检验，我们可以看出F／Y为包含时间趋势的平稳序列。因此在做回归的过程中，必须增加时间趋势变量，或者可以先将F／Y做去除趋势变换，然后利用所得的残差项进行回归分析。

三、计量模型结果

由于整个ADF检验过程中，上述四个序列都是平稳序列，为零阶单整，因此无须进行协整分析，因为协整分析的第一步就是考察每个变量单整的阶数。如果变量都是平稳时间序列，即它们都是零阶单整的，就没有必要做进一步的检验。所以平稳时间序列满足经典回归模型，可以直接用最小二乘法估计参数。

首先对变量进行去除趋势变换，可得如下回归方程：

R2=0.7814，F值为50.0394，括号内为t值，在1%的水平上显著。

这样我们便得到残差，可用残差即去除趋势后的数据进行回归分析，得到模型(4)，如表2。

首先对模型(4)进行异方差检验，我们采用布劳殊—培甘异方差检验(Breusch-Pagan Test)，BP检验F=1.9780，不能拒绝原假设，即不存在异方差。

然后对模型(4)进行序列相关检验，由于在模型(4)中DW=2.9008，根据DW检验表，说明存在负的序列相关。

为了克服序列相关，可用科克伦—奥克特(Cochrane-Orcutt)迭代法克服。对模型(4)中的残差进行无常数项估计，可得：

括号内为t值，在5%的水平上显著。回归系数显著不为零，说明残差存在自相关，且ρ=-0.5371为负值，说明存在负的序列相关，与上述DW值查表所得结果一致。利用科克伦—奥克特迭代法，可得如下回归方程：

对上述模型进行诊断：(1)各回归系数的t值见表2，F/Y通过10%的显著性水平检验，Gi·I/Y通过5%的显著性水平检验；(2)F=2.6934，整个模型通过了10%的显著性水平检验，说明了整个回归模型整体的有效性；(3)查DW检验表，5%的显著水平上，du=1.76，du≤DW≤4-du，接受H0，即认为随机误差项μt之间不存在序列相关性；(4)同时进行异方差检验，BP检验F=I.2420，不能拒绝原假设，即不存在异方差；(5)截距项的计算必须用上述模型中的截距项除以1-ρ，得到截距项为0.0806。上述结果如表2中模型(5)所示，因此可得回归方程式为：

也可对模型(5)中的残差进行无常数项估计，可得：

回归系数不显著，t=-1.2016，再次表明残差不存在序列相关。因此我们可以认为方程(11)为目前条件下较好的拟合方程。

四、结果分析与解释

根据上述回归的结果，现在主要围绕模型(5)即回归方程式(11)进行分析。

(一)关于劳动力增加对收入增长的贡献。在上述样本条件下，银行收入的劳动力弹性为14.21，劳动力每增长一个百分比单位，收入就可以增加14.21个百分比单位。对于此系数说明如下：1.该弹性系数没有通过显著性水平检验。2.显示了职工人数对收入的贡献比较明显。在目前中间业务产品主要是一些劳动密集型产品、结构上仍以银行卡业务收入、代理保险、代售基金、支付结算等传统中间业务收入为主的情况下，增加职工人数在目前的样本条件推断下可以提高收入。3.由于在利用Feder模型构建计量模型的过程中，利用银行职工人数度量了劳动力对收入增长的贡献，忽视了人力资本的贡献，因此该弹性系数可能包括了人力资本的作用，虽然本文没有将人力资本单独列出来求解其对收入的贡献份额。4.在计量模型中，由于被解释变量是收入的增长率，因此完善的模型应该包括所有能解释银行收入的解释变量，包括技术进步、制度创新和规模报酬等，但是在上文构建的模型中，这些因素对收入的贡献可能只能体现在银行收入的劳动力弹性系数中，比如说节约劳动力的技术进步等。

(二)关于资本增加对收入增长的贡献。在上述样本条件下，资本的边际产品价值为-0.728元，即资本的边际产品为负，资本投入每增加1元，银行的收入就减少0.728元。关于资本增加会减少银行收入，这可能多少与现实有点矛盾。原因可能是该银行机构目前的经营条件下，固定资产投资的边际产品曲线已经向下推移，也即已超过了最优资本量，使得投资形成的资本的边际产品为负。分析该银行机构的中间业务收入结构，我们可以看到，由于该机构的中间业务收入主要来源于银行卡业务，新兴业务品种如网上银行、转账电话、融资顾问、代客理财等业务仍处于市场培育期，目前对中间业务收入贡献度几乎为零；同时现有的传统业务如银行卡业务、结算业务等受到行业新业务品种的挤压，在业务量增长的同时，收益下降，因此部分中间业务品种的投入与产出没有形成配比，收益效率有待提高。例如目前该机构开办的代收费项目18个，其中省分行安排代收费项目12个，市分行安排代收费项目6个，07年上半年，该机构代收代付业务收入仅12.44万元(不含代扣代缴利息税收入)，占整个中间业务收入的0.4%，这与该机构投入的柜台资源、网络资源、人力资源、凭证费用严重不配套。同时资本的边际产品为负，与上述利润的劳动力弹性较大是一致的。

(三)关于中间业务对收入增长的贡献。在上述样本条件下，中间业务收入的增加占经营收入的比例dI／Y每增长1个单位，收入就可以多增加21.73%，即中间业务的边际产品价值为1.2173元，因此中间业务收入每增加1元，银行收入就共可增加1.2173元。中间业务对于商业银行收入的影响是依靠其内部作用和外溢作用实现的。由于商业银行中间业务收入采用收付实现制，因此中间业务收入增加1个单位就意味总收入可增加1个单位；外溢作用则是通过其外部效益间接促进银行收入的增长，比如由于中间业务的开展而网罗了一批客户，而这批客户可能成为商业银行的存款来源，也可能成为商业银行贷款的优质客户，这样就可能对非中间业务发展形成推动，进而增加银行总收入。在本样本推断下，中间业务收入的外溢作用为中间业务收入每增加1元，银行的收入就共可多增加1.2173元，这结果显示了发展银行中间业务对银行收入的贡献和意义。

五、结语

中间业务对于商业银行收入增长的影响是依靠其内部作用和外溢作用实现的。本文以某银行为例，通过收集其中间业务的相关数据信息，运用费德模型估算中间业务对银行收入的影响。结论显示，中间业务的发展对银行收入的外溢作用显著为正，中间业务的边际产品价值为1.2173元，即中间业务收入每增加1元，银行的收入就共可增加1.2173元。这结果体现了中间业务的间接收益及对银行收入的贡献。因此，可以通过改变影响中间业务发展的内外部因素，促进中间业务的发展，进而提高商业银行收入。

注释：

1.费德模型最早是Feder于1982年提出的，主要用于估计进出口对经济增长的作用，后来很多学者将其用于研究某个经济或非经济现象对经济增长的影响。

2.本模型的运用主要是参考：陈智远(2001)；孙林等(2003)。

参考文献：

[1]Feder.G.On Expoas and Economic Growth[J].Joumal of Development Economics，1982,(12)：59-74.[2]陈智远.贸易与增长经验研究[J].世界经济文汇,2001,(05)：46-51.[3]郭红珍，张卉.我国商业银行中间业务的资源配置行为分析[J].国际金融研究,2003,(04)：19-24.[4]连平等.21世纪商业银行中间业务：机遇、策略、管理与实务[M].北京：中国金融出版社,2003.[5]孙林，王启仿.对外贸易对中国经济增长影响——供给角度的分析[J].南京农业大学学报,2003，(03)：35-39.[6]袁春晓.商业银行中间业务的服务特征研究[J].管理世界,2003,(07)：127-135.作者：南京大学商学院2007级博士生 赵永清 农业银行徐州市分行 沈江 来源：

《金融纵横》2009年第2期

责任编辑：李惠杰

第五篇：12.产业结构变动对我国经济增长影响的实证分析

一、原文介绍

题目：产业结构变动对我国经济增长影响的实证分析

作者：王玉娟(福州大学管理学院)

关键字：经济增长；三大产业；最小二乘法；产业结构；可持续发展

二、研究问题

经济发展是以经济增长为前提的，而经济增长与产业结构变动又有着密不可分的关系。本文采用1981年至2010年的统计数据，通过建立多元线性回归模型，运用最小二乘法，研究三大产业增长对我国经济增长的贡献，从而得出调整产业结构对转变经济发展方式，促进我国经济可持续发展的重要性。

三、可能影响因素

各产业部门对经济增长的贡献

第一、二、三产业的年增长率

经济固有增长率

各产业部门在经济增长中的权数

国内生产总值(GDP)的年增长率

四、理论模型

运用eview3.1软件，采用最小二乘法，对数据进行线性回归，对所建模型进行估计

五、结论

由模型可知，当第一产业增长1个百分点时，我国经济增长0.2506个百分点；当第二产业增长1个百分点时，我国经济增长0.4002个百分点；当第三产业增长1个百分点时，我国经济增长0.3852个百分点。

六、感想

1、坚持科学发展观，加快转变经济发展方式，推动产业优化升级，形成以高技术产为先导，基础产业和制造业为支撑、服务业全面发展的产业格局；形成由主要依靠第二产业带动向依靠第一、第二、第三产业协同带动转变的新局面，实现我国经济可全面协调持续发展。

2、加大对农业的投入，调整农业内部产业结构，提高我国农业的科技化、产业化、现代化水平。

3、要坚持走中国特色新兴工业化道路，着重改造提升制造业，培育发展战略性新兴产业，建立创新型国家，提高我国核心竞争力。

4、加快推进服务业发展，把推动服务业大发展作为产业结构优化升级的战略重点。推进服务业发展，不仅能够有效改变我国产业结构现状，更能够提高就业率，稳定民生，提高人们的生活水平和质量。推进服务业发展，重点是建立健全流通和服务部门，提高流通、服务质量；拓展服务业新领域，发展新业态，培育新热点，推进规模化、品牌化、网络化经营。推动特大城市形成以服务经济为主的产业结构。