第一篇：2009241067张杰影响城镇居民储蓄存款的主要因素分析
影响城镇居民储蓄存款的主要因素分析
姓名：张杰学号：2009241067班级：09金融（2）班 摘要：改革开放以来我国经济快速发展，基于我国1991年至2008年的统计数字建立起城镇居民储蓄存款的模型，运用相关计量经济学理论及回归分析知识建模并进行统计以及经济意义上的检验，并对影响居民储蓄存款的主要因素分析揭示中国城镇居民储蓄水平的现状及问题和提出自己的看法和意见。
关键词：城镇居民储蓄存款消费价格水平名义利率 异方差性 自相关性多重共线性
一、经济背景及研究的意义
改革开放以来，我国的经济呈现蓬勃发展趋势，与此同时我国居民的储蓄也随之快速增长。储蓄的增长对我国经济的进一步增长有着有利的一面，但也会带来一定程度的负面影响。凡事都有两面，尤其是出现好的迹象时，政府就更应该关注到其中隐藏的弊端。所以国家制定并实施了一系列相关财政及货币政策来控制我国的居民储蓄存款的增长态势，虽说这些政策都起到一些刺激消费，增加居民投资的作用，但是居民存款额依然居高不下。不管从宏观还是微观来分析，我国居民存款额都直接影响到我国的国民经济运行及整个经济的发展，所以对我国居民存款的问题进行研究是必不可少的，而且十分重要。我们可以运用研究的结果来分析现状并制定正确的应对方针。虽然我在这方面算不上研究的很深入及透彻，但是我将我所学的所有知识运用到这次建模当中，并且用心的进行每一个分析阶段.二、因素分析与回归模型的建立
这里的被解释变量是我国城镇居民储蓄存款（Y), 解释变量是城市居民人均可支配收入（X1）、居民消费价格指数（X2)、一年期存款名义利率（X3）。下表是1991年到2008年各年我国城镇居民储蓄存款年底余额（Y）与影响它的各因素。数据如下：
城乡居民
人民币储城市居民人均可蓄存款年一年期存款名义利率时间 支配收入CPI(X2)底余额(X3)(元)(X1)(亿
元)(Y)
19919244.9 1700.6 100 7.56 年
199211757.3 2026.6 108.6 7.56 年
199315203.5 2577.4 116.1 10.98 年
199421518.8 3496.2 125 10.98 年
199529662.3 4283 116.8 10.98 年
199638520.8 4838.9 108.8 7.47 年
199746279.8 5160.3 103.1 5.67 年
199853407.5 5425.1 99.4 3.78 年
199959621.8 5854 98.7 年 2.25 200064332.4 6280 100.8 2.25 年
200173762.4 6860 100.7 2.3 年
200286910.7 7702.8 99 1.98 年
2003103617.7 8472.2 100.9 1.98 年
2004119555.4 9421.6 103.3 2.3 年
2005141051 10493 101.6 2.25 年
2006161587.3 11759.5 101.5 2.52 年
2007172534.2 13785.8 104.5 4.14 年
2008217885.4 15780.8 105.6 2.25 年
资料来源：中国统计年鉴数据库，居民消费物价指数是以1991年为基期计算得到的。
1、建立回归方程及显著性检验。
（1）模型假设 S=c+aX1+bX2+cX3+U
（2）OLS分析：
根据上表数据，运用OLS方法估计模型的参数，利用计量经济学计算机软件Eviews计算，回归结果如下：
Dependent Variable: Y
Method: Least Squares
Date: 12/10/11Time: 22:52
Sample: 1991 2008
X1 15.31680.685166 22.35496 0.0000
X2-354.116534.7928-0.662150.51866
X3 407.6841433.533 0.284391 0.7803
0 var
Adjusted 0.98717S.D.dependent 61452.48
R-squared 7 var
S.E.of regression 6958.66Akaike info 20.72649criterion
Sum squared resid 6.78E+0Schwarz 20.92435 8 criterion
Log likelihood-182.538F-statistic 437.26
42Durbin-Watson 1.16886Prob(F-statistic)0.000000
根据样本数据建立模型估计的结果整理如下：
Y =7347.844 + 15.31685X1-354.1164X2+407.6842X3
t=(0.153901)(22.35496)(-0.662156)(0.284391)
R^2=0.989440修正的R^2=0.987177F=437.2642
由回归式可看出，判定系数高，F检验显著，模型拟合较好，但是解释变量X2、X3的t统计值相对较小。
2、自相关检验
取α=0.05时，dL=0.933，dU=1.696，dL Autocorrelation PartialAC Correlation PAQ-StPro | | 31 31 3 9 .*|..*|.2-0.0-0.11.1740.55 | | 66 27 0 6 .|..|.3 0.02-0.01.1850.75 | | 3 26 9 6 .*|..*|.4-0.1-0.11.6610.79 | | 38 58 3 8 .|..|.5 0.04-0.01.7210.88 | | 7 30 2 6 .|..*|.6-0.0-0.01.7820.93 | | 46 78 9 9 .|..|.7-0.0-0.01.7930.97 | | 18 56 3 0 .|..*|.8-0.0-0.01.7980.98 | | 12 71 7 7 .*|..**|.9-0.1-0.23.0680.96 | | 77 32 4 2 .|..**|.1-0.0-0.23.1680.97 | | 0 47 20 9 7 .|..*|.10.05-0.13.3390.98 | | 1 6 13 4 5 .|..*|.1-0.0-0.13.3660.99所以不存在自相关性，即不存在一阶和二阶自相关性。 3、异方差检验 利用White检验，对模型进行异方差检验。 415299 872 Obs*R-squared 15.0272Probability 0.090189107 Test Equation: Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Date: 12/11/11Time: 13:12 Sample: 1991 2008 262.51 34.66 989763 133 X1 372028.126157.62.9489200.018456139 715127 15191 00426 6373 X1^2 1.642360.8534121.9244740.090488909 941475 075035 07624 1406 X1*X2-4034.431416.952-2.847260.021569645 755865 82159 315313 7169 X1*X3 6840.693373.5802.0277250.077128896 533619 53599 51691 597 -85429564378108-1.326990.221132316 92.18.4773 754933 226 X2^2 634040.408853.41.5507770.159552722 583441 25506 23185 436 X2*X3-5249142833223.-1.8527110.101055275 3.63676 02971 05794 14 X3 ***1.9612560.085491814 25.297 3.906 54706 1982 X3^2 61089504335965.1.4089010.196525617 9406754 var 72 Adjusted 0.64905S.D.dependent 31883265.69 R-squared 4989353 var 76 S.E.of regression 1888784Akaike info 36.64611584 1.715 criterion 99 Sum squared resid 2.85400Schwarz 37.14076682 45172e+criterion 66 Log likelihood-319.815F-statistic 4.493404152 042649 99 Durbin-Watson 1.94412Prob(F-statistic)0.0228732694、多重共线性检验 X1 X2 X3 X11.000000-0.340727-0.662513 X2-0.3407271.0000000.850984 X3-0.6625130.8509841.000000 X2和X3的相关系数为 0.850984，可能因为储蓄利率的下降使得消费机会成本降低,人们会把钱拿出来进行投资或者消费,这样会刺激消费,形成供不应求,导致物价水平上升，属于正常现象。其他多重共线性并不严重，能够很好的反映解释变量之间关系。 二、该模型表示: 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口益改善．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．我国的消费品的价格水平递增水平有减缓的趋势，并且在一些阶段物价水平还有下降的现象。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比较显著。虽然2003年以来居X 2民储蓄存款的实际利率较上年略有下降．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。 三、政策上的建议：在中国，大部分人都有着有钱不敢花的观念，有钱都往银行存，所以长期以来导致中国储蓄率居高不下。高储蓄率虽然为银行提供了充足的贷款资金，但同时也隐藏着巨大的隐患，高储蓄率表明居民消费不多，需求也随着下降，导致国内内需不足。从宏观角度看，居民可支配收入中扣除投资部分后的支出结构由消费和储蓄两部分组成，消费指当期消费，储蓄指未来消费，两者之间此消彼长。居民储蓄额过高必然导致消费的不足，对经济发展很不利。从模型看出利率对储蓄存款的影响很大，表示若想要降低储蓄一项很有效的措施就是降低银行的存款利率，这样居民手头有余钱就会更趋向于投资或消费，增加投资或消费需求。所以在金融市场中可以提供多样化金融工具，规范股票市场，积极引导民间投资，给予无息贷款等都是帮助中层阶级居民赚取利润，增加收入的可行方法，而且这在增加居民收入提高机会的同时还给居民提供了很好的投资渠道及信息。 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 毕业设计（论文） 题告开报 影响我国城镇居民消费水平的因素分析选题的背景和目的1.1 居民消费现状 改革开放以来，我国经济高速增长。我国居民消费在规模、水平和结构上与发达国家和世界平均水平比较，也存在较大差距，同样说明提高我国居民消费的空间和潜力仍然很大。a.城乡居民消费水平和消费结构差距不断扩大。b.发展中国家随着经济发展和居民收入的增长，会出现一个居民消费倾向递减的趋势。c.我国目前城镇居民与农村居民由于各自所处消费环境、收入水平、消费观念及消费偏好不同，因而在消费结构上存在显著差异。 1.2 研究的目的消费支出是由居民的可支配收入来决定的,而收入则是消费的根本基础.同时,也是影响消费的主要因素。提高居民的可支配收入就可以相对提高居民的消费支出,促进我国经济实体的快速发展。消费是生产的目的,是国民经济循环、发展的重要环节，研究消费结构的运动规律及其发展趋势,不仅是经济理论的重要内容,而且也是政府调节经济、制定经济政策的重要依据。消费作为社会经济活动的重要环节,在不同的历史时期和不同的社会经济制度下,对国民经济发展的作用和贡献存在一定的差异,消费行为受重视程度也明显不同。居民消费是构成社会商品总需求的主体部分,而城镇居民的消费又是整个居民总消费中的最重要部分,若想增加消费,保持国民经济稳定、持久的增长,就必须对城镇居民消费现状和整体消费水平以及消费结构的特征、演变规律和发展趋势进行研究。研究的基本内容 2.1影响我国的城镇居民消费的主要因素: 2.1.1居民可支配的收入决定了其消费支出，收入是消费的根本基础，也是主要的消费影响因素。居民的可支配收入得以提高，则其消费支出亦将相对地得以提高，进而很好地促进我国经济实体的发展 2.1.2流动性约束影响城镇居民消费需求.目前，我国的社会保障体制建设仍处于初期，其各方面均未健全，某些领域仍未有社会保障机制。此情况之下，居民对收入风险意识尤其是持久收入，逐渐得到加强。人们凭借以往经验难以确定其当前收入是持 久性的抑或是暂时性的，使得大部分人将当前收入当成是暂时性收入，故而收入的边际消费倾向有所下降。同时，人们对其未来收入预期降低，导致持久收入下降。最终使得储蓄增长，可用资产减少。 2.1.3 随着教育体制的改革，居民教育支出的费用逐渐增大。教育改革一个直接的结果是促进了我国居民教育支出迅速增加。以及我国房价出现飞速上涨的现象，使得了居民购房压力日益增长。 2.2 研究的重点和难点 本文主要通过对城镇居民消费水平的变动进行多因素分析，建立以城镇居民消费水平为因变量，以其他可量化影响因素为自变量的多元线性回归模型，并利用模型对城镇居民消费水平这一社会现象进行数量化分析，并给出相应的政策评价和政策建议。研究的方法及措施 3.1研究我国城镇居民消费水平的方法 本课题核心方法为理论研究法，同时伴有文献研究，调查法，访问法和网络调查法等。充分利用学校图书馆，电子资源和所学的相应专业课本。借助互联网的便利条件，逐步完成毕业论文。 3.2提高我国城镇居民消费水平的可能性措施： 3.2.1 加强收入结构性调控，缩小收入差距，刺激消费.毋庸置疑，收入为主要的消费影响因素。 3.2.2加强社会保障体系的完善，改善城镇居民的消费.加强失业保险制度的完善，充分地利用好失业保险基金，促进失业人群的再就业；加强基本医疗保险制度的完善，合理地确定医疗费用的个人负担比例，扩大受保人群的覆盖面，改善城镇居民的“看病难，看病贵”、因病返贫致贫现象；加强基本养老保险制度的完善.3.2.3大力调控房地产市场，抑制房价的过快增长.国家应该切实地调控好房地产市场，充分利用物业税等的政策手段，促使房价快速地回落到合理区间，避免房价回落缓慢对城镇居民消费心理负面抑制，扩大对自住房的需求，充分发挥好房地产业在拉动内需的积极作用。 3.2.4 相应规范我国现有的社会分配制度，以实现城镇居民的共同富裕.目前，我国 近些年来，在不同地区的收入分配出现不平衡的现象。某些不合法因素的出现直接造成城镇居民收入的差距拉大。因此，应采取不同的措施，将收入分配的距离控制在适当的范围内。预期成果 通过搜集数据和分析出来的结果大体上符合我国的实际情况，并且对我国居民的消费水平及软件的使用有更深入的理解。 参考文献 食品安全主要影响因素分析 [摘要]各类食品安全事件频发，探究食品安全影响因素，并具体探究事物本质，是保障食品安全的重要方面。总体来说，制约食品安全的因素主要有种植养殖遗留食物安全隐患、食品经营者败德行为、消费者消费心理以及政府监管失效等。 [关键词]食品安全;消费;监管 中图分类号：D035 文献标识码：A 文章编号：1009-914X（2016）24-0321-01 一、种植养殖遗留食物安全隐患 在产品种植和养殖过程中，易遗留食品安全隐患。不难理解，在种植养殖过程中，人为或者非人为的使食物携带对人体，易给人造成健康或者亚健康的伤害，引发的食品安全事故造成的食品安全问题不可忽视。在种植过程中，农户为经济利益，使用廉价催熟剂和有毒有害的肥料，将农产品快速催熟。一些打着有机食品、绿色食品招牌的农户或者不法商贩，公然滥用催熟剂，这对消费者的健康造成潜在威胁和影响。比如廉价的“座果灵”就可以催熟大量的果实，而催熟剂是国家允许生产的一种植物生长调节剂，如若使用不当，则很可能对人体造成健康威胁。比如过量使用催熟剂，就会使有毒物质残留在果实中，食用后对人体造成健康隐患。 在养殖环节，抗生素滥用导致的食品安全问题并不少见。然而畜牧行业抗生素的使用增加的趋势比较明显，猪、鸡鸭、奶牛等大型养殖场抗生素的使用都比较普遍。因为现代养殖业在市场经济发展过程中，为了快速培育出体积大的猪禽等，需要供给大量的蛋白质，这就需要给猪禽等动物注射抗生素，以防动物生病。简而言之，养殖场为了快速牟利，减少成本，就在动物饲养过程中使用抗生素，引致细菌产生耐药性，这种耐药性随即通过环境、食用养殖的动物肉制品等方式传播至人体，从而给人体健康和生命安全带来危害。 二、食品经营者败德行为加大食品安全风险 截至2015年12月末，全国规模以上食品企业仅仅有3.9万余家，中小型食品企业特别多，有些企业虽然取得了生产和经营许可，但质量差，有的企业违法经营成本较低，存在较大的安全风险。而在食品生产环节的食品安全风险是不可低估的，但是，由于目前对于中小企业的监管仍存在粗放性特点，对于违法企业的惩罚力度不够，在这种情况下，企业的自律性对于确保食品安全供给就显得尤为关键。而现实情况是，很多食品企业，特别是小型食品企业缺乏社会责任感，遵守《食品安全法》意识薄弱，未切实将食品安全摆在生产经营的第一位，公然生产经营不符合国家标准的假劣食品。这种食品经营者的败德行为加大了食品安全风险。在乡村，食品经营者就更倾向于经营品质低劣的食品，以低价销售，这也在农村形成了良好的市场供求状态。塑料米、老鼠羊肉串、化学豆腐、甲醛鸭血、掺假蜂蜜、被污染的瓶装水、烂米粉、瘦肉精等假劣食品，曾经长期被消费者食用，食品经营者为了个人私利，在明知假劣食品对人体会存在潜在安全风险的情况下，仍然制售这样的食品，在社会上产生了极其恶劣的影响。有些黑心厂商地址比较隐蔽，也存在一定的流动性，对其监管存在较大难度。 三、消费者消费心理与消费过程影响食品安全 消费者消费心理使食品安全问题的存在成为常态。普通消费者在无法辨别食品安全性的情况下，存在购买廉价食品的倾向。特别是在农村，农民食品安全意识薄弱，缺乏食品安全知识，对“三无”食品不但不抗拒，而是图便宜，更无暇了解食品法律法规和食品卫生知识。尽管如今网络、电视等媒体宣传食品安全知识，相关部门也对农村食品安全乱象进行了整治，关闭了一批农村违法食品小型企业和小作坊然而，农村食品安全问题依然很严重。 消费者消费过程中维权越来越难。史上最严食品安全法的出台，表面上是对消费者的维权越来越有利，但实际情况是，消费者因为取证和食品检测难以攻克技术难题，无法有效维权。比如对于食品中非法添加的情况，消费者维权需要找到相关专业机构进行鉴定，一旦鉴定结果是食品不存在安全问题，那么消费者就会增加了维权成本。加上在消费者维权过程中，经营者没有举证责任，在消费者维权证据不足的情况下，维权就很难实现。 四、监管失效与监管盲区并存影响食品安全效果 长期以来，我国食品安全监管实行多头管理模式，多头交叉的管理格局必然导致全责错位、资源配置低，而新的监管体制并不能在短期内很好地调整各职能部门之间的关系，受旧体制的制约，人员、权限、机构等各要素的调整和优化也难以一步到位。这就不可避免的造成在实际的监管过程中的监管失效。目前，我国食品安全监管体制决定了食品安全监管中存在着分段监管，各个部门各负其责实际上就暴露出食品安全监管过程的漏洞和监管盲区。各监管部门各管一段也容易造成其职能错位，进而造成监管盲区。这种分段监管的模式最终导致整个监管失效。特别是在广大农村，随着网络的普及，农村在享受发达的现代网络带来的便利的同时，也同时承担着由此带来的不安全风险。网络食品安全监管这一块原本就属于较薄弱环节，山寨食品更是在农村泛滥成灾。囿于监管资源有限，农村食品安全取证难，对其监管更是难上加难。总的来说，监管体制的不完善，监管力量薄弱以及监管能力差导致监管失效的现象经常存在。这是影响食品安全的比较关键的因素之一。 针对以上影响食品安全的因素，拟通过加强政府监管、培养企业社会责任、消费者个人消费维权以及加强社会监督等角度，保障食品安全。具体来说，监管要从农田到餐桌全过程无缝监管，在种植过程的监管应该强化;针对性消费者维权难的问题，有关部门应为消费者提供取证和食品安全监测等服务;企业要自觉尚德守法，主动承担主体责任，树立良好相信，打造精良品牌，供给优质产品;消费者维护自身健康权益，消费过程中应有主动保留维权证据的意识;社会各界广泛参与监督，特别是要针对农村监管盲区，加强社会监管力度，以逐步实现食品安全社会共治格局。 本文作为辽宁社科规划基金一般项目：“辽宁省食品安全管理现状及对策研究”（编号：L14BGL022）阶段性成果之一。 作者简介： 王淑娟（1979―），女，辽宁社会科学院经济研究所助理研究员，研究方向为：公共经济、公共管理。 关于我国城镇居民储蓄存款模型的计量经济分析 内容摘要本文利用我国1978年以来的统计数字建立了可以通过各种检验的城镇居民储蓄率的模型，对我国城镇居民储蓄存款情况进行实证分析。通过对该模型的经济含义分析得出各种主要因素对我国城镇居民储蓄存款数量的影响程度，影响着货币的供给量，宏观调控的力度和效果，因此，这有助于帮助大家认清现状，但对此问题的探索有利于我们更好的掌握专业知识，了解国情，根据经典西方宏观经济学理论，收入的变化会直接决定着储蓄的变化。在其他条件不变的情况下，即居民的可支配收入增加，储蓄量减少。可支配收入是指居民户在支付个人所得税之后，在收入即定的条件下，我们选用的利息率是根据当年变动月份加权平均后的一年期储蓄存款加权利率。 3.物价水平 物价水平会导致居民户的消费倾向的改变，收入分配的均等化程度越高，社会的储蓄倾向就会越低，在国际上各种不确定性因素很多，因而必须立足于中国的国情。 1998年后出现了明显的供给过剩，投资、消费膨胀的内在动力明显不足，同时市场经济发育不成熟，从而不能形成一种有效地传导机制，市场化的改革对人们的经济行为、心理行为带来了很大影响。 投资者开始考虑投资回报，我们的微观经济层面已生长出一种内在的约束机制，微观主体内在约束机制较强与宏观经济市场传导机制不畅之间的矛盾，概括起来有以下几点居民对社会经济形势的预期、可选择的投资渠道、信贷消费的发展、利率因素的影响、假性存款的影响、消费领域的信用等级、高收入阶层消费状况、就业形势压力、体制改革、居民收入水平等。 由于我现在的时间和能力有限，选取一部分变量进行研究，只建立我国城镇居民储蓄存款模型进行研究。本文选用当年的收入增长率来考察收入因数对储蓄率的影响。用城镇居民的储蓄率作为被解释变量。另外还选取了中国1979年到2002年的各年的城镇居民收入的基尼系数、一年期储蓄利率和通货膨胀率作为解释变量。 四、数据及处理 本文模型数据样本为从1979-2002年。 年份 城镇居民储蓄率 城镇居民收入增长率 一年期储蓄利率 通货膨胀率 城镇居民基尼系数 1979 0.06368087 0.264869934 3.78 0.02 0.16 1980 0.08740586 0.220385089 5.04 0.059804 0.15 1981 0.07093626 0.104176446 5.4 0.024052 0.15 1982 0.08105586 0.139165412 5.67 0.01897 0.15 1983 0.09963501 0.093723563 5.76 0.015071 0.16 1984 0.13025584 0.245357008 5.76 0.027948 0.19 1985 0.15161502 0.184241122 6.72 0.08836 0.19 1986 0.17454542 0.280700971 7.2 0.060109 0.2 1987 0.2175453 0.167515864 7.2 0.072901 0.23 1988 0.17862152 0.219728929 7.68 0.185312 0.23 1989 0.2721202 0.199827095 11.12 0.177765 0.23 1990 0.32760614 0.123579703 9.92 0.021141 0.24 1991 0.31032443 0.163667824 7.92 0.028888 0.25 1992 0.3016907 0.228819425 7.56 0.053814 0.27 1993 0.3199061 0.311233327 9.26 0.131883 0.3 1994 0.42486435 0.397210898 10.98 0.216948 0.28 1995 0.44898036 0.261076104 10.98 0.147969 0.28 1996 0.40903477 0.198208003 9.21 0.060938 0.29 1997 0.30935015 0.127739779 7.17 0.007941 0.3 1998 0.25777978 0.108852141 5.02-0.026 0.295 1999 0.21234608 0.134557035 2.89-0.02993 0.3 2000 0.1239205 0.125688358 2.25-0.01501 0.32 2001 0.24155306 0.14364071 2.25-0.0079 0.33 2002 0.29897822 0.173106495 2.03-0.01308 0.319 数据来源各年份的《中国统计年鉴》 注Y代表城镇居民储蓄率 X1代表城镇居民收入增长率 X2代表一年期储蓄利率 X3代表通货膨胀率 X4代表城镇居民基尼系数 五、模型及处理 基于以上数据，它表示在没有收入的时候人们也要花钱消费，储蓄增长率的变动。β3度量了当利率变动一个单位，储蓄的增量的变动。 β4度量了当通货膨胀率变动一个单位，初步得出的模型为 Y=-0.264646+0.317426X1+0.024054X2 +0.024476X3+1.127523X4.1.经济意义的检。 该模型可以通过初步的经济意义的检验，显然通货膨胀率的系数通不过T检验，2值为0.875298，整个模型对储蓄率的增长影响是显著的。 3.多重共线性的检。 从F值可知此模型整体显著，可能存在多重共线性，重新做回归分析得到 Y=β1+β2X1+β3X2+β5X4+u Variable Coefficient Std.Error t-Statistic Prob.C-0.271487 0.041322-6.570056 0.0000 X1 0.314787 0.113799 2.766177 0.0119 X2 0.024487 0.003178 7.704986 0.0000 X4 1.145280 0.137886 8.305987 0.0000 R-squared 0.897094 Mean dependent var 0.229740 Adjusted R-squared 0.881658 S.D.dependent var 0.115517 S.E.of regression 0.039739 Akaike info criterion-3.461967 Sum squared resid 0.031583 Schwarz criterion-3.265624 Log likelihood 45.54360 F-statistic 58.11739 Durbin-Watson stat 1.556309 Prob(F-statistic)0.000000 从新模型的整体效果来看，而且各个变量的t统计量也表明各个变量对储蓄率的增长都有显著影响。 因此模型可设为Y=-0.271487+0.314787X1+0.024487X2+1.145280X4 4.异方差性检。 对新模型进行异方差性的检验，得到如下结果 White Heteroskedasticity Test F-statistic 2.669433 Probability 0.054505 ObsR-squared的计算结果是11.50596，所以自由度为7，查表得 =12.59〉11.50596，即该模型不存在异方差性。 5.自相关性的检。 从上表可知DW值为1.556309，有三个解释变量的条件下，查D-W表得，储蓄率对收入增长率的弹性为0.314787, 在其他条件不变的情况下，储蓄率同方向变化0.314787%。利率变动对实际的储蓄率变动的影响并不是十分的重要，其中对未来预期的不确定性是一个很重要的原因，随着住房、医疗、教育等方面的改革，但是效果并不明显也可以看出来。基尼系数对储蓄率的影响非常大，收入分配的均等程度对储蓄的影响非常明显。这是由于收入高的群体的储蓄倾向要明显的高于收入低的群体。 2.对宏观经济的政策建议 基于基尼系数对储蓄率的很大的影响，因此，加大对低收入的者的转移支付，缩小社会的贫富差距 1不要逼老百姓花钱，采取不同对策，增加中低收入居民的个人相对收入，大力提高人们的收入预期；控制教育和医疗费用，减少公众的焦虑；积极发展消费信贷，减少人们为教育而储蓄的需要，引导高收入居民向更高层次的消费过渡，增加消费供给，从而抑制储蓄倾向的进一步提高。 2不要逼老百姓投资，努力改善投资环境，充分暴露出我国经济架构的严重失衡。因此，并积极引导储蓄向投资转化 第一，不断开发新的金融产品，拓宽居民投资渠道，进一步发展和完善股票市场，逐步建立完善的、公开的信息披露制度，大力发展债券市场，充分发挥债券融资的优势，积极引导民间投资，人们的预期对储蓄率的影响是非常明显的。由于这方面的影响很难用数据来描述以及碍于本文作者水平有限，.2.屈宏斌居民储蓄高增长堪忧。经济观察报，.4.郭树清深化投融资体制改革与完善货币政策传导机制.金融研究，2002，保证经济持续快速增长.金融研究，2003，2003 7.刘隽亭,乔瑞红我国居民储蓄持续增长的原因及特点分析.天津商学院学报，1999(11)9韩汉君中国的居民储蓄存款及其利率弹性上海经济研究，2008-1第二篇：对我国城镇居民储蓄存款影响因素的实证分析
第三篇：影响我国城镇居民消费水平的因素分析
第四篇：食品安全主要影响因素分析
第五篇：关于我国城镇居民储蓄存款模型的计量经济分析
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