何德旭中國股票市場
㈠ 計量經濟學論文
關於我國城鎮居民儲蓄存款模型的計量經濟分析
（我的姓名等信息就省略了啊 呵呵）
內容摘要：本文利用我國1978年以來的統計數字建立了可以通過各種檢驗的城鎮居民儲蓄率的模型，對我國城鎮居民儲蓄存款情況進行實證分析。通過對該模型的經濟含義分析得出各種主要因素對我國城鎮居民儲蓄存款數量的影響程度，並針對我國城鎮居民存款儲蓄現狀提出自己的一些建議。
關鍵詞：居民儲蓄存款 實證分析 主要因素
一、問題的提出
1978年以來,隨著我國國民經濟的飛速發展,我國的居民儲蓄也出現高速增長的態勢。進入90年代以後．我國居民儲蓄存款余額始終保持在兩位數的增長速度。我國居民儲蓄存款持續增長這一經濟現象引起國內理論界的廣泛關注。這對我國經濟的進一步增長有著有利的一面,但也會帶來一定程度的負面影響。所以國家相繼出台了一系列積極的財政和貨幣政策,以刺激國內消費和投資需求,分流儲蓄,但是居民儲蓄依然持續增加。由於居民的儲蓄存款直接影響著居民的消費行為，影響著貨幣的供給量，進而間接影響著國家經濟的發展，宏觀調控的力度和效果，因此，對我國居民存款儲蓄問題的深入研究就顯得尤為重要，這有助於幫助大家認清現狀，做出合理的決策。雖然我們作為本科階段的學生對這個問題的理解和研究還不夠深入和透徹，但對此問題的探索有利於我們更好的掌握專業知識，了解國情，提高實際操作水平和理論聯系實際、發現問題、分析問題、解決問題的能力。
二、文獻綜述
我國有很多學者建立了許多的儲蓄模型來分析各因素對居民儲蓄的影響程度,但分析結論的差異很大。整理以前的研究成果,一個社會的儲蓄總量受很多因數的影響，根據經典西方宏觀經濟學理論，儲蓄水平主要受收入因數、利息率、物價水平、收入分配等因數的影響：
1.收入因數
收入是決定儲蓄的重要因數，收入的變化會直接決定著儲蓄的變化。在其他條件不變的情況下，儲蓄與可支配收入之間存在著正方向的變化關系，即居民的可支配收入增加，儲蓄量增加；個人可支配收入減少，儲蓄量減少。可支配收入是指居民戶在支付個人所得稅之後，餘下的全部實際現金收入。
2.利息率
傳統經濟學認為，在收入即定的條件下，較高的利息率會使儲蓄增加。在本文中，我們選用的利息率是根據當年變動月份加權平均後的一年期儲蓄存款加權利率。
3.物價水平
物價水平會導致居民戶的消費傾向的改變，從而也就會改變居民戶的儲蓄傾向。本文用通貨膨脹率來考察物價水平對儲蓄率的影響。
4.收入分配
凱恩斯認為，收入分配的均等化程度越高，社會的平均消費傾向就會越高，社會的儲蓄傾向就會越低。在國際上，衡量收入分配平均狀況最常用的指數是基尼系數。
三、變數的選取及分析
目前我國正處於改革時期，各種不確定性因素很多。因而，要分析各種因素對中國居民儲蓄行為的影響，必須立足於中國的國情。1998年後，中國經濟運行進入了一種新的體制約束狀態，出現了明顯的供給過剩，需求對經濟增長的約束與拉動作用明顯增強，投資、消費膨脹的內在動力明顯不足；同時，由於我國市場機制尚不健全，市場經濟發育不成熟，市場體制的控制力還有限，從而不能形成一種有效地傳導機制。市場化的改革對人們的經濟行為、心理行為帶來了很大影響，銀行開始考慮貸款風險，投資者開始考慮投資回報，而消費者也開始考慮最佳的消費時機和預期收入。這說明，我們的微觀經濟層面已生長出一種內在的約束機制，然而社會各個方面對這些積極的因素還很不適應，微觀主體內在約束機制較強與宏觀經濟市場傳導機制不暢之間的矛盾，導致了投資行為受阻、消費行為審慎和儲蓄持續穩定增長。當前影響我國居民儲蓄的因素有很多，概括起來有以下幾點：居民對社會經濟形勢的預期、可選擇的投資渠道、信貸消費的發展、利率因素的影響、"假性"存款的影響、消費領域的信用等級、高收入階層消費狀況、就業形勢壓力、體制改革、居民收入水平等。
由於我現在的時間和能力有限，只能綜合考慮，選取一部分變數進行研究，而且為了方便查找數據，只建立我國城鎮居民儲蓄存款模型進行研究。本文選用當年的收入增長率來考察收入因數對儲蓄率的影響。用城鎮居民的儲蓄率作為被解釋變數。另外還選取了中國1979年到2002年的各年的城鎮居民收入的基尼系數、一年期儲蓄利率和通貨膨脹率作為解釋變數。
四、數據及處理
本文模型數據樣本為從1979-2002年。
年份 城鎮居民儲蓄率 城鎮居民收入增長率 一年期儲蓄利率 通貨膨脹率 城鎮居民基尼系數
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
數據來源：各年份的《中國統計年鑒》
註：Y代表城鎮居民儲蓄率
X1代表城鎮居民收入增長率
X2代表一年期儲蓄利率
X3代表通貨膨脹率
X4代表城鎮居民基尼系數
五、模型及處理
基於以上數據，建立的模型是：
Y=β1+β2X1+β3X2+β4X3+β5X4+u
β1度量了截距項，它表示在沒有收入的時候人們也要花錢消費，儲蓄率為負。
β2度量了當城鎮個人可支配收入率變動1%時，儲蓄增長率的變動。
β3度量了當利率變動一個單位，其實也就是1%時，儲蓄的增量的變動。
β4度量了當通貨膨脹率變動一個單位，儲蓄增量的變動。
β5度量了基尼系數對儲蓄率的影響。這也是本文的重點變數。
u是隨機誤差項。
對Y做回歸
利用eviews最小二乘估計結果如下
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C -0.264646 0.045525 -5.813154 0.0000
X1 0.317426 0.175678 1.806864 0.0875
X2 0.024054 0.003688 6.523093 0.0000
X3 0.024476 0.205508 0.119099 0.9065
X4 1.127523 0.149318 7.551127 0.0000
R-squared 0.897971 Mean dependent var 0.234065
Adjusted R-squared 0.875298 S.D. dependent var 0.116109
S.E. of regression 0.041002 Akaike info criterion -3.360748
Sum squared resid 0.030260 Schwarz criterion -3.113901
Log likelihood 43.64860 F-statistic 39.60525
Durbin-Watson stat 1.541473 Prob(F-statistic) 0.000000
根據以上結果，初步得出的模型為
Y=-0.264646+0.317426X1+0.024054X2 +0.024476X3+1.127523X4.
1.經濟意義的檢驗
該模型可以通過初步的經濟意義的檢驗，系數的符號符合經濟理論。
2.統計檢驗
從表中可以看出，顯然通貨膨脹率的系數通不過T檢驗，R2=0.897971， 2值為0.875298，模型的擬合情況較好。F檢驗的值為39.60525，整個模型對儲蓄率的增長影響是顯著的。
3.多重共線性的檢驗
從F值可知此模型整體顯著，但是分析各個變數後發現X1和X3不顯著，可能存在多重共線性，運用消除多重共線性的逐步回歸方法我們可以得到要放棄X3 這個變數，重新做回歸分析得到：
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
從新模型的整體效果來看，R值和F值都很好，而且各個變數的t統計量也表明各個變數對儲蓄率的增長都有顯著影響。
因此模型可設為Y= -0.271487+0.314787X1+0.024487X2+1.145280X4
4.異方差性檢驗
對新模型進行異方差性的檢驗，運用white檢驗，得到如下結果：
White Heteroskedasticity Test:
F-statistic 2.669433 Probability 0.054505
Obs*R-squared 11.50596 Probability 0.073942
Obs*R-squared的計算結果是11.50596，，由於選用的沒有交叉乘積項的方式，所以自由度為7，在0.05的顯著水平下，查表得 （7）=12.59〉11.50596，所以接受原假設，即該模型不存在異方差性。
5.自相關性的檢驗
從上表可知DW值為1.556309，且樣本容量n=24，有三個解釋變數的條件下，給定顯著性水平 =0.01，查D-W表得，d =0.882,d =1.407,這時有d <dw=1.556039<4- d ,表明不存在自相關。
6.最終結果
從上面的計量分析中最後得到我國城鎮居民的儲蓄存款模型：
Y= -0.271487+0.314787X1+0.024487X2+1.145280X4
(0.041322) (0.113799) (0.003178) (0.137886)
t= (-6.570056) (2.766177) (7.704986) (8.305987)
R2= 0.897094 df=20 F=58.11739 DW=1.556309
六、結論與建議
1.模型的實證分析
城鎮居民的收入增長率變化對居民的儲蓄率變化的影響還是比較明顯的，儲蓄率對收入增長率的彈性為0.314787, 在其他條件不變的情況下，居民的收入變化1%，儲蓄率同方向變化0.314787%。
利率變動對實際的儲蓄率變動的影響並不是十分的重要，彈性僅為0.024487。這方面有很多的原因，其中對未來預期的不確定性是一個很重要的原因，尤其是1998年以後，隨著住房、醫療、教育等方面的改革，人們的儲蓄傾向受預期的影響更大。這方面從人民銀行數次通過降息來調整儲蓄量，但是效果並不明顯也可以看出來。
基尼系數對儲蓄率的影響非常大，彈性達到了1.145280。這里可以看出，收入分配的均等程度對儲蓄的影響非常明顯。這是由於收入高的群體的儲蓄傾向要明顯的高於收入低的群體。
2.對宏觀經濟的政策建議
基於基尼系數對儲蓄率的很大的影響，因此，國家應該重視對分配領域的調節，加大對低收入的者的轉移支付，切合中國實際的對稅收領域進行改革，縮小社會的貧富差距：
1）不要"逼"老百姓花錢，而要針對不同收入階層，採取不同對策，引導居民消費
首先，增加中低收入居民的個人相對收入，在分配政策上進一步縮小收入差距；進行微觀層面的改革和合適的福利體系改革，大力提高人們的收入預期；控制教育和醫療費用，降低人們的支出預期，減少公眾的焦慮；積極發展消費信貸，尤其是助學貸款，減少人們為教育而儲蓄的需要，讓其"有錢花"。
其次，引導高收入居民向更高層次的消費過渡，努力提高其消費傾向，增加消費供給，讓其"有地方花錢"，從而抑制儲蓄傾向的進一步提高。
2）不要"逼"老百姓投資，而要不斷增加金融創新，努力改善投資環境，刺激居民投資
目前的儲蓄高增長主要是由於居民收入的持續增長、消費和投資的增速緩慢、居民手持現金的逐步減少而引起，充分暴露出我國經濟架構的嚴重失衡。因此，必須採取相應的措施緩解儲蓄增長的勢頭，並積極引導儲蓄向投資轉化：
第一，提供多樣化的金融工具，不斷開發新的金融產品，大力發展商業保險和社會保險，拓寬居民投資渠道，引導居民儲蓄資金的合理分流。
第二，進一步發展和完善股票市場，規范上市公司的市場行為，逐步建立完善的、公開的信息披露制度，增強居民的投資信心。
第三，大力發展債券市場，尤其是企業債券市場，充分發揮債券融資的優勢，加大企業從資本市場直接融資的比重。
第四，積極引導民間投資，用新型的融資方式拓寬民間投融資的渠道。穩定發展民營金融機構；建立民間投資退出機制；加強民間投資的信用體系建設。
3.模型的不足
在實際經濟活動中，人們的預期對儲蓄率的影響是非常明顯的。由於這方面的影響很難用數據來描述以及礙於本文作者水平有限，所以本模型沒有反映人們的預期對儲蓄率的影響。
參考文獻
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10.龐皓：計量經濟學.科學出版社，2008-1
㈡ 請問在什麼情況下中國的企業可以發行債券
要了解什麼情況下中國企業可以發行債券，我們就要知道一下幾個方面，你應該可以找到你要的答案
企業債券和股票一樣，是資本市場中不可缺少的重要組成部分。合理的市場結構要求包括企業債券在內的債券市場和股票市場共同協調發展，這既有利於金融領域的改革，社會信用的優化，同時又是企業多渠道、低成本籌集資金的市場基礎。在發達的資本市場體系中，企業債券市場的規模遠大於股票市場。而我國企業債券市場的發展嚴重滯後，在一定程度上制約了資本市場的健康發展及其結構的完善，進而影響了資本市場功能的發揮。
一、我國企業債券市場發展的現狀
1.企業債券市場占整個債券市場的比重較小。據統計，1991-2002年間，國債發行總額為30331億元人民幣，企業債券總額僅為3050億元人民幣，占國債總額的10%，實際上，國債市場大於企業債券市場的情況，不管是發達國家還是新興市場經濟國家都普遍存在。經濟與金融發展歷史規律研究也表明，政府債券市場大於企業債券市場似乎是必然的現象。但是，中國債券市場與企業債券發展的差距如此之大，卻是十分少見的，它遠高於國際資本市場的平均水平。
2.企業債券發行規模相對較小。2002年末，包括銀行間市場、交易所市場託管的債券，再加上憑證式國債，總共為2.8萬億元人民幣，債券總值相當於GDP的29%左右。而在國際資本市場上，債券總值與GDP的比例遠高於此，如：美國的債券總值佔GDP的比例為143%，日本為136%，歐盟15國為82%，全球統計債券相當於GDP的比例為95%.在我國債券總體發行規模小而國債又占相當大的比例情況下，國債發行規模和GDP增長之間保持了較顯著的相關關系，國債發行基本上與宏觀經濟增長態勢相一致，而企業債券的發行規模與GDP增長間不存在正相關，不能對我國GDP的增長作出適應性反應。
3.企業債券融資相對滯後。從現代資本結構理論來說，企業的價值，在一定范圍內，會隨著負債的持續增加而上升，企業的融資順序表現為：內部融資優先於債務融資，債務融資優先於股權融資。但由於各方面因素的影響，我國企業在融資過程中，往往過度依賴股權融資，忽略債券融資，造成了我國企業股票發行的規模遠遠超過了企業債券發行的規模，即存在有股權融資偏好。這種企業債券市場發展的滯後性不僅導致了企業融資手段的單一，而且影響到股票市場資源配置作用的充分發揮。
4.企業債券發行市場具有明顯的管制特徵。在發行環節，目前仍採用發行計劃規模管理，募集資金投向納入固定資產投資計劃，具體發行採取審批制的監督管理模式；債券發行進行實質性審批，難以採用法律、法規許可之外的金融工具，從而債券品種的創新受到極大限制；價格受到管制，如債券利率區間的限制，企業債券的利率在管制下缺乏彈性，無法公允反映債券之間的風險收益差別，使企業債券和其它金融工具之間難以形成合理的比價關系；同時，證券經營機構的行為受到管制，發行對象和發行區域受到管制等。
二、我國企業債券市場發展的約束和障礙
造成我國企業債券市場發展滯後的因素是多方面的，既有制度障礙，也有市場約束。
1.政府政策方面。出於經濟體制改革方面的考慮，政府賦予證券市場優化資源配置和對國有企業實行股份制改造、推動經濟體制改革這兩大歷史使命，而後者又是主要的。企業債券的作用是為企業籌措資金、優化資源配置，而股票和國債同時還在我國的經濟體制改革中起著重要作用，股權融資和國債由此得到更多的政策支持。由於這種政策的傾斜，在債券市場發展過程中具體表現為我國債券融資的計劃性。國家每年都要根據宏觀經濟運行狀況、財政貨幣政策、產業結構調整以及證券市場發展等方面的需要，對股票和債券的發行額度作出總量安排和結構控制，債券發行尤其是企業債券發行長期實行多部門行政審批制，因此，出現一些市場差別問題。
2.企業產權制度改革滯後。第一，企業缺乏獨立財產權，造成部分企業債券兌付困難。由於發行企業債券的企業沒有獨立的財產權，因此並不能真正承擔履行債務契約的責任和義務。也就是說，他們可以從融資活動中獲得資金以滿足生產經營及企業員工福利待遇的需要，卻不能真正承擔融資失敗的財產責任，一旦融資失敗，責任最終只能由國家來承擔。第二，一些企業法人治理結構不完善，約束機制不健全，導致企業「重股輕債」，缺乏發債的內在動力。在我國，有資格上市的公司基本是由國有企業轉制而來，國有股一般占控股地位，而國有產權所有者缺位，這種特殊的產權結構導致了「內部人控制」，公司經營者的目標常常並不是企業價值的最大化，而是自身利益的最大化。在這種情況下，公司經營者自然首選股權融資，後選債務融資。
3.企業債券市場的流動性不足。我國債券二級市場由銀行間市場和證券交易所市場組成。由於我國銀行間債券市場不接納企業債券，原來可以交易企業債券的地方性交易中心又被關閉，企業債券的流通與轉讓只有在證券交易所上市這一條路，但是證交所的上市規定又非常嚴格，存在許多不必要的限制條款，絕大多數企業債券無法流通和轉讓。截至2003年11月，在深、滬兩個交易所掛牌交易的企業債券僅有24隻，日成交額平均不足5000萬元人民幣，每隻債券的日成交量只有幾手至幾十手，有的甚至沒有成交。如此小的交易量，對於整個企業債券市場而言，可以說幾乎沒有流動性，影響到市場參與者的積極性，從而使債券市場的功能難以充分發揮，市場發展也受到 4.信用評級中介機構發展滯後。企業債券市場發展與成熟，主要表現企業債券評價體系是否規范。在成熟的市場經濟條件下，對企業債券進行信用評級都是由擁有獨立財產、承擔無限責任並完全靠出售自己的評價結果來盈利生存的信用評級機構獨立進行的。我國信用評級也存在一些問題，並沒有完全發揮它應有的作用，主要表現在以下幾個方面：第一，我國債券評級機構不對評估結果承擔無限責任，這就導致一些評級機構為了達到盈利目的，出具虛假評級。第二，我國信用評級機構不僅所受約束比國外評級機構少，而且在評估技術和經驗上也存在一定的差距，從而導致所評價出的信用級別的參考價值較低。
三、發展我國企業債券市場的對策建議
1.積極推進企業債券市場的對策建議。政府在政策上應支持企業債券的發展，大力推進債券發行制度的市場化建設。企業債券發行應向核准制、注冊制過渡，改變企業債券發行規模、期限和利率水平由政府決定的狀況，不論企業的所有制性質及規模大小，都要由企業自己根據自己的信用級別、償債能力和融資需要，以及市場變化的實際情況，確定企業債券發行的利率水平和還債期限，以便使各發行主體的信用差別得到顯示，提高企業債券應有的供給彈性和價格需求彈性。政府對債券市場的管理主要是建立健全信用評級、擔保、受託人和信息披露等法律制度體系，形成對公司發行債券的硬約束，降低違約風險。同時，要鼓勵發債企業在利率形式、債券形式、付息方法、期限品種結構等方面不斷創新，以增加對投資者的吸引力。
2.深化國有企業產權制度改革。國有企業產權制度改革的宗旨是實現財產權的分散化，建立現代企業制度，轉換國有企業經營機制。途徑則是大力推進企業的股份制改造，建立有效的公司治理結構等。只有經過規范的產權制度改革，企業才能成為自主經營、自負盈虧、自擔風險、自我約束、自我發展的真正市場主體，才能轉變「重股輕債」的觀念，才能真正承擔債券融資的風險與責任。這是發展、壯大企業債券市場的關鍵環節。與此同時，還要建立一套有效的償債保障機制，以防止企業負債率過高和財務風險過大，約束企業經營中的道德風險，確保債務本息能夠得到正常支付。
3.積極培育機構投資者。國外的經驗表明，隨著債券流通性的增強，投資者會自動增加投資的需求。因此，發展我國企業債權市場的當務之急是解決企業債券的流通問題。（1）要加快債券二級市場的建設和發展。首先，應配合利率市場化進行改革，規范中介機構行為，防止壟斷定價，逐步放開企業債券轉讓流通價格。其次，對場外交易市場和場內交易市場予以明確的定位，不同發行方式和規模的企業債券可選擇不同的交易方式和交易市場。（2）要搞活我國企業債券流通市場，還必須培育大量的機構投資者。應允許基金公司、社會保障基金投資信用評級較高、風險較小而投資回報相對較高的企業債券；考慮設立企業債券市場基金，專門支持企業債券市場的發展，為企業債券市場引入更多的資金。此外，還可以在企業債券市場試行做市商制度。由承銷商擔任做市商，不僅可以活躍企業債券的流通，而且能夠吸引機構投資者參與企業債券市場的投資。
4.健全信用評級制度。為了方便投資者判斷債券風險、了解發行主體和市場的有關信息、增強市場信息透明度和對稱性、保證市場運行公正合理、最大限度地保護投資人的利益，必須充分發揮信用評級機構等社會中介機構的作用，健全信用評級制度。一是建立科學的評級指標體系。有關部門應該組織制定統一的評估指標體系和評級方法，以便各個評級機構共同遵守，保證評級結果的科學性、公正性和統一性。二是建立獨立、統一的評級機構。國家可以委託一個專門的管理機構，使其成為自主經營、自負盈虧的獨立法人。三是引入國外信用評級機構。這樣可以在競爭中不斷地提高國內信用評級機構自身的專業能力和市場信譽，最終形成公允的信用評級體系。四是在信用評級責任方面，將評級的公允性完全交給中介機構，而監管部門只需對評級機構進行監管，由市場來決定評級機構的生存和發展。
參考文獻：
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4.何德旭，李武。關於我國企業債券市場發展問題的思考。中央財經大學學報，2002（8）
㈢ 求一篇運用計量經濟學的論文
關於我國城鎮居民儲蓄存款模型的計量經濟分析
（我的姓名等信息就省略了啊 呵呵）
內容摘要：本文利用我國1978年以來的統計數字建立了可以通過各種檢驗的城鎮居民儲蓄率的模型，對我國城鎮居民儲蓄存款情況進行實證分析。通過對該模型的經濟含義分析得出各種主要因素對我國城鎮居民儲蓄存款數量的影響程度，並針對我國城鎮居民存款儲蓄現狀提出自己的一些建議。
關鍵詞：居民儲蓄存款 實證分析 主要因素
一、問題的提出
1978年以來,隨著我國國民經濟的飛速發展,我國的居民儲蓄也出現高速增長的態勢。進入90年代以後．我國居民儲蓄存款余額始終保持在兩位數的增長速度。我國居民儲蓄存款持續增長這一經濟現象引起國內理論界的廣泛關注。這對我國經濟的進一步增長有著有利的一面,但也會帶來一定程度的負面影響。所以國家相繼出台了一系列積極的財政和貨幣政策,以刺激國內消費和投資需求,分流儲蓄,但是居民儲蓄依然持續增加。由於居民的儲蓄存款直接影響著居民的消費行為，影響著貨幣的供給量，進而間接影響著國家經濟的發展，宏觀調控的力度和效果，因此，對我國居民存款儲蓄問題的深入研究就顯得尤為重要，這有助於幫助大家認清現狀，做出合理的決策。雖然我們作為本科階段的學生對這個問題的理解和研究還不夠深入和透徹，但對此問題的探索有利於我們更好的掌握專業知識，了解國情，提高實際操作水平和理論聯系實際、發現問題、分析問題、解決問題的能力。
二、文獻綜述
我國有很多學者建立了許多的儲蓄模型來分析各因素對居民儲蓄的影響程度,但分析結論的差異很大。整理以前的研究成果,一個社會的儲蓄總量受很多因數的影響，根據經典西方宏觀經濟學理論，儲蓄水平主要受收入因數、利息率、物價水平、收入分配等因數的影響：
1.收入因數
收入是決定儲蓄的重要因數，收入的變化會直接決定著儲蓄的變化。在其他條件不變的情況下，儲蓄與可支配收入之間存在著正方向的變化關系，即居民的可支配收入增加，儲蓄量增加；個人可支配收入減少，儲蓄量減少。可支配收入是指居民戶在支付個人所得稅之後，餘下的全部實際現金收入。
2.利息率
傳統經濟學認為，在收入即定的條件下，較高的利息率會使儲蓄增加。在本文中，我們選用的利息率是根據當年變動月份加權平均後的一年期儲蓄存款加權利率。
3.物價水平
物價水平會導致居民戶的消費傾向的改變，從而也就會改變居民戶的儲蓄傾向。本文用通貨膨脹率來考察物價水平對儲蓄率的影響。
4.收入分配
凱恩斯認為，收入分配的均等化程度越高，社會的平均消費傾向就會越高，社會的儲蓄傾向就會越低。在國際上，衡量收入分配平均狀況最常用的指數是基尼系數。
三、變數的選取及分析
目前我國正處於改革時期，各種不確定性因素很多。因而，要分析各種因素對中國居民儲蓄行為的影響，必須立足於中國的國情。1998年後，中國經濟運行進入了一種新的體制約束狀態，出現了明顯的供給過剩，需求對經濟增長的約束與拉動作用明顯增強，投資、消費膨脹的內在動力明顯不足；同時，由於我國市場機制尚不健全，市場經濟發育不成熟，市場體制的控制力還有限，從而不能形成一種有效地傳導機制。市場化的改革對人們的經濟行為、心理行為帶來了很大影響，銀行開始考慮貸款風險，投資者開始考慮投資回報，而消費者也開始考慮最佳的消費時機和預期收入。這說明，我們的微觀經濟層面已生長出一種內在的約束機制，然而社會各個方面對這些積極的因素還很不適應，微觀主體內在約束機制較強與宏觀經濟市場傳導機制不暢之間的矛盾，導致了投資行為受阻、消費行為審慎和儲蓄持續穩定增長。當前影響我國居民儲蓄的因素有很多，概括起來有以下幾點：居民對社會經濟形勢的預期、可選擇的投資渠道、信貸消費的發展、利率因素的影響、"假性"存款的影響、消費領域的信用等級、高收入階層消費狀況、就業形勢壓力、體制改革、居民收入水平等。
由於我現在的時間和能力有限，只能綜合考慮，選取一部分變數進行研究，而且為了方便查找數據，只建立我國城鎮居民儲蓄存款模型進行研究。本文選用當年的收入增長率來考察收入因數對儲蓄率的影響。用城鎮居民的儲蓄率作為被解釋變數。另外還選取了中國1979年到2002年的各年的城鎮居民收入的基尼系數、一年期儲蓄利率和通貨膨脹率作為解釋變數。
四、數據及處理
本文模型數據樣本為從1979-2002年。
年份 城鎮居民儲蓄率 城鎮居民收入增長率 一年期儲蓄利率 通貨膨脹率 城鎮居民基尼系數
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
數據來源：各年份的《中國統計年鑒》
註：Y代表城鎮居民儲蓄率
X1代表城鎮居民收入增長率
X2代表一年期儲蓄利率
X3代表通貨膨脹率
X4代表城鎮居民基尼系數
五、模型及處理
基於以上數據，建立的模型是：
Y=β1+β2X1+β3X2+β4X3+β5X4+u
β1度量了截距項，它表示在沒有收入的時候人們也要花錢消費，儲蓄率為負。
β2度量了當城鎮個人可支配收入率變動1%時，儲蓄增長率的變動。
β3度量了當利率變動一個單位，其實也就是1%時，儲蓄的增量的變動。
β4度量了當通貨膨脹率變動一個單位，儲蓄增量的變動。
β5度量了基尼系數對儲蓄率的影響。這也是本文的重點變數。
u是隨機誤差項。
對Y做回歸
利用eviews最小二乘估計結果如下
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C -0.264646 0.045525 -5.813154 0.0000
X1 0.317426 0.175678 1.806864 0.0875
X2 0.024054 0.003688 6.523093 0.0000
X3 0.024476 0.205508 0.119099 0.9065
X4 1.127523 0.149318 7.551127 0.0000
R-squared 0.897971 Mean dependent var 0.234065
Adjusted R-squared 0.875298 S.D. dependent var 0.116109
S.E. of regression 0.041002 Akaike info criterion -3.360748
Sum squared resid 0.030260 Schwarz criterion -3.113901
Log likelihood 43.64860 F-statistic 39.60525
Durbin-Watson stat 1.541473 Prob(F-statistic) 0.000000
根據以上結果，初步得出的模型為
Y=-0.264646+0.317426X1+0.024054X2 +0.024476X3+1.127523X4.
1.經濟意義的檢驗
該模型可以通過初步的經濟意義的檢驗，系數的符號符合經濟理論。
2.統計檢驗
從表中可以看出，顯然通貨膨脹率的系數通不過T檢驗，R2=0.897971， 2值為0.875298，模型的擬合情況較好。F檢驗的值為39.60525，整個模型對儲蓄率的增長影響是顯著的。
3.多重共線性的檢驗
從F值可知此模型整體顯著，但是分析各個變數後發現X1和X3不顯著，可能存在多重共線性，運用消除多重共線性的逐步回歸方法我們可以得到要放棄X3 這個變數，重新做回歸分析得到：
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
從新模型的整體效果來看，R值和F值都很好，而且各個變數的t統計量也表明各個變數對儲蓄率的增長都有顯著影響。
因此模型可設為Y= -0.271487+0.314787X1+0.024487X2+1.145280X4
4.異方差性檢驗
對新模型進行異方差性的檢驗，運用white檢驗，得到如下結果：
White Heteroskedasticity Test:
F-statistic 2.669433 Probability 0.054505
Obs*R-squared 11.50596 Probability 0.073942
Obs*R-squared的計算結果是11.50596，，由於選用的沒有交叉乘積項的方式，所以自由度為7，在0.05的顯著水平下，查表得 （7）=12.59〉11.50596，所以接受原假設，即該模型不存在異方差性。
5.自相關性的檢驗
從上表可知DW值為1.556309，且樣本容量n=24，有三個解釋變數的條件下，給定顯著性水平 =0.01，查D-W表得，d =0.882,d =1.407,這時有d <dw=1.556039<4- d ,表明不存在自相關。
6.最終結果
從上面的計量分析中最後得到我國城鎮居民的儲蓄存款模型：
Y= -0.271487+0.314787X1+0.024487X2+1.145280X4
(0.041322) (0.113799) (0.003178) (0.137886)
t= (-6.570056) (2.766177) (7.704986) (8.305987)
R2= 0.897094 df=20 F=58.11739 DW=1.556309
六、結論與建議
1.模型的實證分析
城鎮居民的收入增長率變化對居民的儲蓄率變化的影響還是比較明顯的，儲蓄率對收入增長率的彈性為0.314787, 在其他條件不變的情況下，居民的收入變化1%，儲蓄率同方向變化0.314787%。
利率變動對實際的儲蓄率變動的影響並不是十分的重要，彈性僅為0.024487。這方面有很多的原因，其中對未來預期的不確定性是一個很重要的原因，尤其是1998年以後，隨著住房、醫療、教育等方面的改革，人們的儲蓄傾向受預期的影響更大。這方面從人民銀行數次通過降息來調整儲蓄量，但是效果並不明顯也可以看出來。
基尼系數對儲蓄率的影響非常大，彈性達到了1.145280。這里可以看出，收入分配的均等程度對儲蓄的影響非常明顯。這是由於收入高的群體的儲蓄傾向要明顯的高於收入低的群體。
2.對宏觀經濟的政策建議
基於基尼系數對儲蓄率的很大的影響，因此，國家應該重視對分配領域的調節，加大對低收入的者的轉移支付，切合中國實際的對稅收領域進行改革，縮小社會的貧富差距：
1）不要"逼"老百姓花錢，而要針對不同收入階層，採取不同對策，引導居民消費
首先，增加中低收入居民的個人相對收入，在分配政策上進一步縮小收入差距；進行微觀層面的改革和合適的福利體系改革，大力提高人們的收入預期；控制教育和醫療費用，降低人們的支出預期，減少公眾的焦慮；積極發展消費信貸，尤其是助學貸款，減少人們為教育而儲蓄的需要，讓其"有錢花"。
其次，引導高收入居民向更高層次的消費過渡，努力提高其消費傾向，增加消費供給，讓其"有地方花錢"，從而抑制儲蓄傾向的進一步提高。
2）不要"逼"老百姓投資，而要不斷增加金融創新，努力改善投資環境，刺激居民投資
目前的儲蓄高增長主要是由於居民收入的持續增長、消費和投資的增速緩慢、居民手持現金的逐步減少而引起，充分暴露出我國經濟架構的嚴重失衡。因此，必須採取相應的措施緩解儲蓄增長的勢頭，並積極引導儲蓄向投資轉化：
第一，提供多樣化的金融工具，不斷開發新的金融產品，大力發展商業保險和社會保險，拓寬居民投資渠道，引導居民儲蓄資金的合理分流。
第二，進一步發展和完善股票市場，規范上市公司的市場行為，逐步建立完善的、公開的信息披露制度，增強居民的投資信心。
第三，大力發展債券市場，尤其是企業債券市場，充分發揮債券融資的優勢，加大企業從資本市場直接融資的比重。
第四，積極引導民間投資，用新型的融資方式拓寬民間投融資的渠道。穩定發展民營金融機構；建立民間投資退出機制；加強民間投資的信用體系建設。
3.模型的不足
在實際經濟活動中，人們的預期對儲蓄率的影響是非常明顯的。由於這方面的影響很難用數據來描述以及礙於本文作者水平有限，所以本模型沒有反映人們的預期對儲蓄率的影響。
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㈣ 求一篇論文
企業債券和股票一樣，是資本市場中不可缺少的重要組成部分。合理的市場結構要求包括企業債券在內的債券市場和股票市場共同協調發展，這既有利於金融領域的改革，社會信用的優化，同時又是企業多渠道、低成本籌集資金的市場基礎。在發達的資本市場體系中，企業債券市場的規模遠大於股票市場。而我國企業債券市場的發展嚴重滯後，在一定程度上制約了資本市場的健康發展及其結構的完善，進而影響了資本市場功能的發揮。
一、我國企業債券市場發展的現狀
1.企業債券市場占整個債券市場的比重較小。據統計，1991-2002年間，國債發行總額為30331億元人民幣，企業債券總額僅為3050億元人民幣，占國債總額的10%，實際上，國債市場大於企業債券市場的情況，不管是發達國家還是新興市場經濟國家都普遍存在。經濟與金融發展歷史規律研究也表明，政府債券市場大於企業債券市場似乎是必然的現象。但是，中國債券市場與企業債券發展的差距如此之大，卻是十分少見的，它遠高於國際資本市場的平均水平。
2.企業債券發行規模相對較小。2002年末，包括銀行間市場、交易所市場託管的債券，再加上憑證式國債，總共為2.8萬億元人民幣，債券總值相當於GDP的29%左右。而在國際資本市場上，債券總值與GDP的比例遠高於此，如：美國的債券總值佔GDP的比例為143%，日本為136%，歐盟15國為82%，全球統計債券相當於GDP的比例為95%.在我國債券總體發行規模小而國債又占相當大的比例情況下，國債發行規模和GDP增長之間保持了較顯著的相關關系，國債發行基本上與宏觀經濟增長態勢相一致，而企業債券的發行規模與GDP增長間不存在正相關，不能對我國GDP的增長作出適應性反應。
3.企業債券融資相對滯後。從現代資本結構理論來說，企業的價值，在一定范圍內，會隨著負債的持續增加而上升，企業的融資順序表現為：內部融資優先於債務融資，債務融資優先於股權融資。但由於各方面因素的影響，我國企業在融資過程中，往往過度依賴股權融資，忽略債券融資，造成了我國企業股票發行的規模遠遠超過了企業債券發行的規模，即存在有股權融資偏好。這種企業債券市場發展的滯後性不僅導致了企業融資手段的單一，而且影響到股票市場資源配置作用的充分發揮。
4.企業債券發行市場具有明顯的管制特徵。在發行環節，目前仍採用發行計劃規模管理，募集資金投向納入固定資產投資計劃，具體發行採取審批制的監督管理模式；債券發行進行實質性審批，難以採用法律、法規許可之外的金融工具，從而債券品種的創新受到極大限制；價格受到管制，如債券利率區間的限制，企業債券的利率在管制下缺乏彈性，無法公允反映債券之間的風險收益差別，使企業債券和其它金融工具之間難以形成合理的比價關系；同時，證券經營機構的行為受到管制，發行對象和發行區域受到管制等。
二、我國企業債券市場發展的約束和障礙
造成我國企業債券市場發展滯後的因素是多方面的，既有制度障礙，也有市場約束。
1.政府政策方面。出於經濟體制改革方面的考慮，政府賦予證券市場優化資源配置和對國有企業實行股份制改造、推動經濟體制改革這兩大歷史使命，而後者又是主要的。企業債券的作用是為企業籌措資金、優化資源配置，而股票和國債同時還在我國的經濟體制改革中起著重要作用，股權融資和國債由此得到更多的政策支持。由於這種政策的傾斜，在債券市場發展過程中具體表現為我國債券融資的計劃性。國家每年都要根據宏觀經濟運行狀況、財政貨幣政策、產業結構調整以及證券市場發展等方面的需要，對股票和債券的發行額度作出總量安排和結構控制，債券發行尤其是企業債券發行長期實行多部門行政審批制，因此，出現一些市場差別問題。
2.企業產權制度改革滯後。第一，企業缺乏獨立財產權，造成部分企業債券兌付困難。由於發行企業債券的企業沒有獨立的財產權，因此並不能真正承擔履行債務契約的責任和義務。也就是說，他們可以從融資活動中獲得資金以滿足生產經營及企業員工福利待遇的需要，卻不能真正承擔融資失敗的財產責任，一旦融資失敗，責任最終只能由國家來承擔。第二，一些企業法人治理結構不完善，約束機制不健全，導致企業「重股輕債」，缺乏發債的內在動力。在我國，有資格上市的公司基本是由國有企業轉制而來，國有股一般占控股地位，而國有產權所有者缺位，這種特殊的產權結構導致了「內部人控制」，公司經營者的目標常常並不是企業價值的最大化，而是自身利益的最大化。在這種情況下，公司經營者自然首選股權融資，後選債務融資。
3.企業債券市場的流動性不足。我國債券二級市場由銀行間市場和證券交易所市場組成。由於我國銀行間債券市場不接納企業債券，原來可以交易企業債券的地方性交易中心又被關閉，企業債券的流通與轉讓只有在證券交易所上市這一條路，但是證交所的上市規定又非常嚴格，存在許多不必要的限制條款，絕大多數企業債券無法流通和轉讓。截至2003年11月，在深、滬兩個交易所掛牌交易的企業債券僅有24隻，日成交額平均不足5000萬元人民幣，每隻債券的日成交量只有幾手至幾十手，有的甚至沒有成交。如此小的交易量，對於整個企業債券市場而言，可以說幾乎沒有流動性，影響到市場參與者的積極性，從而使債券市場的功能難以充分發揮，市場發展也受到 4.信用評級中介機構發展滯後。企業債券市場發展與成熟，主要表現企業債券評價體系是否規范。在成熟的市場經濟條件下，對企業債券進行信用評級都是由擁有獨立財產、承擔無限責任並完全靠出售自己的評價結果來盈利生存的信用評級機構獨立進行的。我國信用評級也存在一些問題，並沒有完全發揮它應有的作用，主要表現在以下幾個方面：第一，我國債券評級機構不對評估結果承擔無限責任，這就導致一些評級機構為了達到盈利目的，出具虛假評級。第二，我國信用評級機構不僅所受約束比國外評級機構少，而且在評估技術和經驗上也存在一定的差距，從而導致所評價出的信用級別的參考價值較低。
三、發展我國企業債券市場的對策建議
1.積極推進企業債券市場的對策建議。政府在政策上應支持企業債券的發展，大力推進債券發行制度的市場化建設。企業債券發行應向核准制、注冊制過渡，改變企業債券發行規模、期限和利率水平由政府決定的狀況，不論企業的所有制性質及規模大小，都要由企業自己根據自己的信用級別、償債能力和融資需要，以及市場變化的實際情況，確定企業債券發行的利率水平和還債期限，以便使各發行主體的信用差別得到顯示，提高企業債券應有的供給彈性和價格需求彈性。政府對債券市場的管理主要是建立健全信用評級、擔保、受託人和信息披露等法律制度體系，形成對公司發行債券的硬約束，降低違約風險。同時，要鼓勵發債企業在利率形式、債券形式、付息方法、期限品種結構等方面不斷創新，以增加對投資者的吸引力。
2.深化國有企業產權制度改革。國有企業產權制度改革的宗旨是實現財產權的分散化，建立現代企業制度，轉換國有企業經營機制。途徑則是大力推進企業的股份制改造，建立有效的公司治理結構等。只有經過規范的產權制度改革，企業才能成為自主經營、自負盈虧、自擔風險、自我約束、自我發展的真正市場主體，才能轉變「重股輕債」的觀念，才能真正承擔債券融資的風險與責任。這是發展、壯大企業債券市場的關鍵環節。與此同時，還要建立一套有效的償債保障機制，以防止企業負債率過高和財務風險過大，約束企業經營中的道德風險，確保債務本息能夠得到正常支付。
3.積極培育機構投資者。國外的經驗表明，隨著債券流通性的增強，投資者會自動增加投資的需求。因此，發展我國企業債權市場的當務之急是解決企業債券的流通問題。（1）要加快債券二級市場的建設和發展。首先，應配合利率市場化進行改革，規范中介機構行為，防止壟斷定價，逐步放開企業債券轉讓流通價格。其次，對場外交易市場和場內交易市場予以明確的定位，不同發行方式和規模的企業債券可選擇不同的交易方式和交易市場。（2）要搞活我國企業債券流通市場，還必須培育大量的機構投資者。應允許基金公司、社會保障基金投資信用評級較高、風險較小而投資回報相對較高的企業債券；考慮設立企業債券市場基金，專門支持企業債券市場的發展，為企業債券市場引入更多的資金。此外，還可以在企業債券市場試行做市商制度。由承銷商擔任做市商，不僅可以活躍企業債券的流通，而且能夠吸引機構投資者參與企業債券市場的投資。
4.健全信用評級制度。為了方便投資者判斷債券風險、了解發行主體和市場的有關信息、增強市場信息透明度和對稱性、保證市場運行公正合理、最大限度地保護投資人的利益，必須充分發揮信用評級機構等社會中介機構的作用，健全信用評級制度。一是建立科學的評級指標體系。有關部門應該組織制定統一的評估指標體系和評級方法，以便各個評級機構共同遵守，保證評級結果的科學性、公正性和統一性。二是建立獨立、統一的評級機構。國家可以委託一個專門的管理機構，使其成為自主經營、自負盈虧的獨立法人。三是引入國外信用評級機構。這樣可以在競爭中不斷地提高國內信用評級機構自身的專業能力和市場信譽，最終形成公允的信用評級體系。四是在信用評級責任方面，將評級的公允性完全交給中介機構，而監管部門只需對評級機構進行監管，由市場來決定評級機構的生存和發展。
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4.何德旭，李武。關於我國企業債券市場發展問題的思考。中央財經大學學報，2002（8）
參考資料：http://www.studa.net/zhengquan/060817/1656461.html
回答者：335171925 - 助理 二級 4-11 12:35
一、 證券市場對於農業發展的功能證券市場是社會化大生產的產物，是商品經濟、市場經濟發展到一定階段的必然結果，是市場經濟走向成熟的標志。作為市場經濟的高級發展形式，證券市場濃縮和凝聚了市場經濟的基本機制、核心要素和基本價值觀念，它應該而且可以為農業的發展做出貢獻。
（一） 籌資與投資功能籌資與投資是證券市場的基本功能。企業通過在證券市場發行股票和債券，能夠迅速地把分散在社會上的閑散貨幣集中起來，形成巨額的、可供長期使用的資本，用於生產和經營，從而開辟了不同於間接融資（銀行貸款）的直接融資渠道。同時，這些股票、證券也為投資者提供了多樣化的直接投資工具。這一功能對於農業發展的意義在於：改變社會資金配置方式，開辟農業直接融資渠道，有利於克服農業發展的資金制約。
（二） 轉制與監督功能
證券市場還具有促使公司轉換經營機制的功能。證券市場對經營主體有一定的要求，公司要成為上市公司，必須先改製成為股份公司，按照股份公司的機制來運作。企業要在證券市場發行證券，也要經過嚴格的審查程序，要有良好的業績。這就使企業時時處在各方面的監督和影響之中。這些監督包括：①股東的干預。股東作為投資者必然關心企業的經營和前途，並且通過授權關系或「用腳投票」實施他們的權力。②股價升跌的壓力。企業經營的好壞直接影響股價，股價提高，對公司是一種激勵；經營不善產生的價格下跌可能導致外部接管，在這種制約下，管理層不得不認真地為公司服務，股東的權益因此得到相應的保護。③社會的監督，特別是會計師事務所、律師事務所、證券交易所的監督和制約，所有這些制約，促使上市公司形成健全的內部運作機制。
這一功能對於農業發展的意義在於：（1）有助於促進農業企業的機制轉換，培育農業產業化過程中的龍頭企業。龍頭企業的重要作用要求它具有完善的內部運行機制，優越的組織形式。相比而言，上市公司具有體制上的優勢。對照上市公司的要求，轉換企業經營機制，有利於培育農業產業化的龍頭企業。（2）啟發和影響各類農業經營組織的企業化轉變。證券市場不僅培育農業大中型上市公司，而且以它的標准、效率啟發和影響著各類農業經濟組織。在農業產業化經營的過程中，由於企業經營方式有較高的效率，傳統的一家一戶的小農經營方式逐步向面向市場的農業企業經營方式轉變；農民從傳統的農業生產者逐步向具有市場意識、投資意識、管理意識的農業企業家轉變。
（三） 資源配置與結構調整功能
證券市場的流動性特徵會引導資金流向效益好且有發展潛力的部門或企業，從而發揮資源配置和結構調整功能。在我國，經濟結構不合理，資源配置效率低下，已成為經濟運行中的突出問題，這些問題的根源就在於缺乏一個引導資源尤其是資金流通與配置的市場機制。證券市場恰好提供了這樣一種機制：在證券市場上，資金在利益的引導下流向效益好的行業、企業，拋棄收益率低、缺乏增長潛力的證券，從而實現包括資金在內的資源的合理配置。
這一功能對於農業發展的意義在於：（1）消除行業壁壘，加快農業產業化進程。農業要進入證券市場，要在證券市場不被冷落，必須先要成為能夠贏利的行業，成為比較效益較高的產業。在過去農工商脫節、供產銷分離和農業勞動力過多的情況下，農業部門僅限於原料性初級產品生產，加工和運銷環節的增值流向了工業和貿易部門。然而，在農業產業一體化經營條件下，農業的比較效益和市場地位可以大大提高。資源配置功能促使農業必須走產業化經營的道路，增強贏利能力。（2）提高資源配置效率，遏制和克服重復建設。農業部門的經營性資產中，存在不少重復建設項目，造成經濟結構不合理，資源配置效率低。重復建設是計劃經濟和部門分割的必然產物。在計劃經濟向市場經濟轉軌的過程中，導致重復建設的舊體制還會發生作用。利用證券市場的資源配置功能，可以有效地遏制和克服重復建設的弊端。這是因為，首先資本的趨利動機會沖破農業經營管理中的部門分割，促進資源的自由合理流動；其次，證券市場大范圍的兼並收購、資產重組和產權交易，有利於盤活存量資產，提高資源配置效率。
（四） 分散風險功能
證券市場通過提供各種不同性質、不同期限、不同風險和收益的證券，既給投資者和融資者提供了豐富的投融資渠道，同時也提供了分散風險的渠道。首先，融資方通過發行證券籌集資金，實際上將其風險部分地轉移和分散給投資者。上市公司的股東越多，單個股東所承擔的經營風險就越小。其次，投資方可以根據不同偏好，通過買賣證券和建立投資組合來轉移和降低風險。證券市場的流動性特徵解決了投資者難以變現的後顧之憂，證券市場的出現，為各種長短期資金相互轉化和橫向資金融通提供了媒介和場所。人們可以用現金購買有價證券，把消費資金轉化為生產資金；人們也可以賣出有價證券，將其變為現實購買力，以解決即期支付的需要。這一功能對於農業發展的意義在於：農業生產的根本特徵決定了它所特有的生產周期長、存在自然災害等風險。證券市場的分散風險功能有利於化解農業企業的風險壓力，有利於農業的長期發展。
（五） 社會功能
對於轉軌時期的中國，證券市場還有其超越經濟領域的社會功能。首先，證券市場的出現加速了中國經濟轉軌和社會現代化的發育過程，廣泛而深入地傳播了市場經濟的基礎知識和價值觀念。其次，證券市場成為聯系國家政治、經濟生活與公民切身利益的紐帶，起到了社會凝聚作用。證券市場是政治、經濟的「晴雨表」。國際形勢、國家政局、體制改革、經濟增長率、財政政策、貨幣政策、產業政策、稅收政策等，都會影響到企業的經營業績和投資者的投資收。81.證券市場與中國農業發展益，也都會在證券市場中得到反映。證券市場的走勢，投資者的心態、傾向也會反饋到國家有關部門，從而影響有關決策。同時，從自身利益出發，企業、投資者必然對國家政治生活、經濟形勢、企業經營狀況保持高度的關切，並且成為國家政治穩定和經濟增長的堅定支持者。
這一功能對農業發展的意義在於：（1）有利於加強政府和公眾對農業的關注。在證券市場上，農業類上市公司的經營狀況每天會吸引千家萬戶的注意，投資者會因此而更加關注農業政策、農業發展的現狀和趨勢，證券機構更會認真研究農業方面的信息，關注農業企業的經濟活動。而這些信號會反饋到決策層，從而影響有關政策的制定和決策的實施執行。（2）促進農業部門經營觀念的創新。證券市場濃縮了市場經濟的基本元素。農業與證券市場的聯連，帶來了經營觀念的變化。例如，從只重視產品經營到產品經營和資本經營並重；從追求利潤最大化到既追求利潤最大化，也追求企業價值最大化；從只重視土地、農具等有形生產要素，到重視股票、債券等無形生產要素等。這是經營觀念、思維方式的重大進步和創新。綜上所述，證券市場為農業注入了多種現代生產要素，農業需要證券市場。同時，證券市場也需要農業的參與。農業對證券市場的重要性在於：①沒有農業的參與，證券市場對國民經濟的影響將大為降低，證券市場的重要性將大打折扣；②農業所形成的食物與纖維系統是世界最大的產業部門，沒有它們參與，證券市場是不完整的；③農產品市場是永不衰落的市場，農業為證券投資者提供了適宜長線投資的工具，有利於減少證券市場中的短線投機行為。
二、 農業利用證券市場的途徑
（一） 農業利用股票市場的途徑
股票市場是目前中國證券市場的主體。在債券、基金等證券品種尚未充分發育的情況下，股票市場率先支撐起中國的證券市場。目前，我國農業對證券市場的利用主要是通過股票市場進行的。至1999年底，共有57家農業概念的股份公司上市發行股票，其主營業務和資金投向涵蓋農產品加工、畜牧飼料、種植、種子、漁業、水產養殖、林業、農產品流通、化肥、農用機械等領域，涉及農業產前、產中、產後各個環節。
農業利用股票市場的步驟是：1.農業企業化。農業企業化的含義是：加快推動各種資源向農業產業化轉移，對各種商品化農業的經營性資產實行企業化管理，按照《公司法》的要求規范企業組織形式。企業化是農業企業進入股票市場的前提。農業經營性資產必須經過企業制改組，才具備進入股票市場的條件。
2.農業企業股份化。農業企業股份化是指農業企業建立股份制或股份合作制，為農業進入股票市場奠定微觀基礎。農業企業股份化過程表現為多種形式，例如，農戶聯合興辦股份化的企業；對鄉村集體企業進行股份合作制改造，農戶取得股東資格；農戶以其交售的農產品或服務參股龍頭企業，作為優先股東，分享企業利益，不參與管理；專業合作社參股龍頭企業；龍頭企業進行股份制或股份合作制改造；農業產業化鏈條不同環節的企業間相互持股，建立「利益共享，風險共擔」的利益共同體。必須指出的是，農業企業化過程是一個多樣化的過程，是一個多種模式並存的過程。由於歷史的、自然的原因，我國農業經營必然存在多種組織形式，農業企業也會表現為不同形態。這種多元化的組織結構在相當長一段時期都會存留下去。
3.農業股份公司證券化。（1）扶持現有農業股份公司上市。在農業企業股份化的基礎上，扶持和推動符合條件的農業股份公司進入國內外股票市場發行股票，走上資本經營的「快車道」。通過股票市場的籌資功能，募集資金迅速擴張企業規模，取得規模效益；通過股票市場的轉制功能，提高企業的素質和管理水平；通過股市的資源配置功能，不斷培育優質資產，改良弱質資產，實現產業結構優化，並運用並購、重組等資本經營手段，走集團化、規模化發展道路；通過股市的巨大影響，提高農業上市公司的知名度，擴大企業的無形資產，創造良好的企業形象，讓全社會了解、關心、支持農業產業化，讓農業上市公司成為產業化經營的有力的龍頭。
（2）組建新的農業股份公司並促使其上市。新組建的股份公司可側重發展3種類型：一是大型。主要是原來國家部委直屬的大型農貿加工、流通、進出口企業，經改組上市。二是精品型。選擇若干著名的農業精品如碭山梨、涪陵榨菜等，組建農業精品股份公司上市。三是高科技型。把我國農業高科技成果、農科基地組成高科技農業股份公司，提高農業上市公司的科技含量。
（3）建立農村產權交易市場。隨著股份制和股份合作制改革的深化，農村資產得以量化，產權得以清晰，非上市的股份制公司和股份合作制企業的股權可以通過證券化，在產權交易市場流通轉讓。目前，農村產權交易市場亟待建立。一個規范化的、有約束力的產權交易市場有利於盤活農業經營性資產，有效節制農業產業化經營的重復建設，為大范圍的結構調整和資產重組創造條件，使股票市場與產權市場、大型企業和中小型企業實現有效聯連，有利於提高農業產業化經營的效率和規模。
（二） 農業利用債券市場的途徑
中國債券市場作為證券市場的重要組成部分，其市場規模和發展程度遠遠落後於股市，更不能和銀行信貸相提並論。中國企業對債券市場的參與程度是很低的。農業是國民經濟的基礎，但至今為止還未有一家農業企業發行公司債券。我國應重視和加強對債券工具的運用。
農業利用債券市場的主要方式有3種：①發行公司債券。②發行經營型的基礎設施如路、橋、水庫等項目債券。③政府發行農業專項債券。目前，可供農業產業化選擇的債券類型主要是企業債券和可轉換債券。
㈤ 何德旭的著作
1．社會主義市場經濟理論 專著（合著） 經濟管理出版社1993年5月出版。
2．回顧、展望、預測 專著（合著） 社科文獻出版社1994年3月出版。
3．改革．增長．商業銀行 編著（主編） 中國金融出版社1995年11月出版。
4．大中型企業改革：建立現代企業制度 專著（合著） 天津人民出版社1995年出版。
5．國內外市場接軌的理論與實務 專著（合著） 中國社會科學出版社1995年12月出版。
6．中國市場金融體制論 專著（與趙效民合著） 經濟管理出版社1996年5月出版。
7．中國城鄉經濟及社會協調發展研究 專著（合著） 經濟管理出版社1996年6月出版。
8．中國經濟體制轉軌時期的貨幣政策研究 專著(合著) 中國金融出版社1997年1月出版。
9．21世紀中國銀行業風險與防範 編著（副主編） 廣東經濟出版社1999年1月出版。
10．經濟轉型中的中國金融市場 專著（與李揚合著） 經濟科學出版社1999年1月出版。
11．中國金融創新與發展研究 專著 經濟科學出版社2001年3月出版。
12．中國投資基金制度變遷分析 專著 西南財經大學出版社2002年11月出版。
㈥ 美國非金融企業中債券比例高於股份，而中國卻是股份高於債券原因
因為中國的債券市場遠沒有美國發達。很多企業債券很難賣出去或很難體現其正常價值：
1，二級市場流動性比較
美國債券二級市場是以場外交易為主的交易市場,自由的交易模式和雙邊報價商制度給市場帶來了活躍的氛圍和良好的流動性.同時,電子化交易系統的普遍應用也進一步提高了二級市場的交易效率.2006年,所有債券市場的日均交易量(現券)約9417億美元,是紐約股票交易所的日均股票交易量(約688億美元)的十三倍之多.從各類型債券的交易規模看,由於國債二級市場是美國貨幣當局實施貨幣政策的主要場所,是美聯儲的公開市場業務的主要
操作手段,因此交易最活躍的是以國債為主的政府債券,其日均交易量在5545億美元;其次是以政府支持機構發行為主的抵押支持證券和資產支持證券,日均交易量在2518億美元左右;聯邦機構債券,公司債券和市政債券的交易不活躍,分別只有788億美元,210億美元和169億美元.從各類債券的年換手率(現券年交易量/債券年末存量)來看,2005年國債的換手率達到了33.01倍
公司債券聯邦機構債券場外市場分為銀行間和商業銀行櫃台市場.由於交易所市場和商業銀行櫃台市場的存量和交易量均較小,銀行間市場占據了債券市場存量和交易量的90%以上規模,因此本文我們考察的流動性主要針對銀行間市場.
根據中央國債登記
央票交易最為活躍,日均交易量122.65億元;其次為政策性銀行債和記賬式國債,日均交易量65.40億元和43.49億元;企業類債券交易清淡,其中短期融資券和商業銀行債日均交易量19.93億元和9.71億元,其餘的如企業債,證券公司債,非銀行金融機構債等則日均交易量不滿1億元.從換手率指標來看,目前我國債券市場流動性最好的債券品種為短期融資券,央票和商業銀行債,其換手率均在1倍以上,分別為2.02,1.51和1.38倍;其次為政策性銀行債,其換手率為0.93倍;國債的換手率水平較低,僅有0.41倍.我國債券市場整體換手率水平為0.91倍,是美國債券市場的十分之一.
2，債券種類比較
在美國債券市場中,以企業為發行主體的債券產品已經占據了舉足輕重的地位.包括公司債券,資產證券化產品在內的企業直接債務融資工具佔了債券市場整體規模的60%以上.
2005年,抵押支持債券和資產支持債券余額共78708億美元,占市場可流通余額的31.08%;公司債券余額49899億美元,占市場可流通余額的19.70%;聯邦機構債券余額26039億美元,佔比10.28%.美國政府類債券余額則排在公司類債券之後,佔到債券市場總規模的三分之一不到,2005年可流通余額為63928億美元,佔比25.24%(其中國債余額41658億美元,佔比16.45%;市政債券余額22270億美元,佔比8.79%).
3，國債的持有結構比較
從美國國債市場投資人的構成結構來分析,截至2005年底,外國及國際機構持有美國國債的比例最大,持有量2.20萬億美元,佔美國國債可流通余額的52.15%;美國貨幣當局和各類養老金分別位居二,三位,各持有國債0.74,0.28萬億美元,佔到可流通余額的17.60%和6.70%. 美國國債之所以呈現出外資大量流入的特點,是由美國目前的宏觀經濟形勢所決定的.美國的貿易赤字,財政赤字和儲蓄不足是令其宏觀當局棘手的三大經濟難題,而國債供求則與後兩者有直接關系.小布希上台以來,美國財政部為彌補巨額財政赤字,不得不發行大量國債,而國內儲蓄不足又迫使其轉向國外融資,從而每年有大量外資流入美國債市.1985年,外國及國際機構僅持有美國國債2264億美元,佔美國國債市場的15.90%;20年後外國及國際機構持有的美國國債余額猛增到了原來的10倍,佔到了市場份額的1半以上.
我國國債市場,由於外資機構參與程度較低(2005年底,在銀行間債券市場5508家機構中,外資銀行在華分行一共45家,佔比0.82%,國債持有餘額27.77億元,佔比0.10%),投資人構成結構主要呈現出本土化和機構化的特點.截至2005年末,商業銀行類機構國債持有量最大,持有16522.63億元,占國債可流通余額的61.92%;其次為特殊結算成員(包括人民銀行,財政部,政策性銀行,交易所,中央國債公司和中證登公司等機構)持有國債6399.83億元,
佔23.99%;保險類機構排名第三,持有國債1693.94億元,佔6.35%.
4，債券市場規模比較
美國債券市場可流通債券規模總量較大,債券品種發展較為成熟.截止到2006年3月底,美國債券市場可流通余額達25.87萬億美元(不含1年以內的短期票據),相當於同期我國債券市場可流通余額的26.32倍(按照1:8的匯率),且總體規模增長速度比較平穩,年均增長率9.10%.自1985年開始,市場可流通的債券品種就比較豐富,包含國債,市政債券,抵押支持債券和資產支持債券,公司債券,聯邦機構債券,貨幣市場工具等.
市政債券國債抵押支持債券公司債券聯邦機構債券貨幣市場工具資產支持債券數據來源:美國證券業協會注:2006年數據截止到2006年3月31日.
根據中央國債公司的統計,截至2006年末3月末,中國債券市場可流通債券余額7.86萬億元,但整體規模增速較快,年均增長率達42.31%.債券品種主要為國債,中央銀行債,政策性銀行債,企業債,商業銀行債,非銀行金融機構債等.2005年,企業短期融資券,國際機構債和資產支持證券(2006年上市流通)等作為債券市場的創新品種首次向市場推出,但總量規模仍相對較小.
另一方面,債券市場余額與GDP的比重也能反映出一國債券市場的容量和整體的償債能力.美國債券市場可流通余額/GDP的比值整體水平較高,1997年為1.54,2005年上升到1.99;我國的數據是,1997年該比值為0.06,2005年提高到了0.38.這表明,我國債券市場目前還處於發展階段,存量規模仍有進一步擴大的潛力.
㈦ 關於計量經濟學中協整檢驗的問題
這樣確實不能做協整。GDP的增長主要不是取決於RI，所以你的方程本身沒有太大意義。你可以看看是不是RI在98-07這10年間數據有「斷層」-比如由於國家政策變化，01年前後的RI情況發生了根本變化。如果有這種情況，那就分段分析。實在不行可以採用工具變數的思想來調整數據。
㈧ 計量經濟學論文
給你一篇我剛寫的 呵呵 僅供參考 (需要的話給你電子版 QQ：309735313)
關於我國城鎮居民儲蓄存款模型的計量經濟分析
（我的姓名等信息就省略了啊 呵呵）
內容摘要：本文利用我國1978年以來的統計數字建立了可以通過各種檢驗的城鎮居民儲蓄率的模型，對我國城鎮居民儲蓄存款情況進行實證分析。通過對該模型的經濟含義分析得出各種主要因素對我國城鎮居民儲蓄存款數量的影響程度，並針對我國城鎮居民存款儲蓄現狀提出自己的一些建議。
關鍵詞：居民儲蓄存款 實證分析 主要因素
一、問題的提出
1978年以來,隨著我國國民經濟的飛速發展,我國的居民儲蓄也出現高速增長的態勢。進入90年代以後．我國居民儲蓄存款余額始終保持在兩位數的增長速度。我國居民儲蓄存款持續增長這一經濟現象引起國內理論界的廣泛關注。這對我國經濟的進一步增長有著有利的一面,但也會帶來一定程度的負面影響。所以國家相繼出台了一系列積極的財政和貨幣政策,以刺激國內消費和投資需求,分流儲蓄,但是居民儲蓄依然持續增加。由於居民的儲蓄存款直接影響著居民的消費行為，影響著貨幣的供給量，進而間接影響著國家經濟的發展，宏觀調控的力度和效果，因此，對我國居民存款儲蓄問題的深入研究就顯得尤為重要，這有助於幫助大家認清現狀，做出合理的決策。雖然我們作為本科階段的學生對這個問題的理解和研究還不夠深入和透徹，但對此問題的探索有利於我們更好的掌握專業知識，了解國情，提高實際操作水平和理論聯系實際、發現問題、分析問題、解決問題的能力。
二、文獻綜述
我國有很多學者建立了許多的儲蓄模型來分析各因素對居民儲蓄的影響程度,但分析結論的差異很大。整理以前的研究成果,一個社會的儲蓄總量受很多因數的影響，根據經典西方宏觀經濟學理論，儲蓄水平主要受收入因數、利息率、物價水平、收入分配等因數的影響：
1.收入因數
收入是決定儲蓄的重要因數，收入的變化會直接決定著儲蓄的變化。在其他條件不變的情況下，儲蓄與可支配收入之間存在著正方向的變化關系，即居民的可支配收入增加，儲蓄量增加；個人可支配收入減少，儲蓄量減少。可支配收入是指居民戶在支付個人所得稅之後，餘下的全部實際現金收入。
2.利息率
傳統經濟學認為，在收入即定的條件下，較高的利息率會使儲蓄增加。在本文中，我們選用的利息率是根據當年變動月份加權平均後的一年期儲蓄存款加權利率。
3.物價水平
物價水平會導致居民戶的消費傾向的改變，從而也就會改變居民戶的儲蓄傾向。本文用通貨膨脹率來考察物價水平對儲蓄率的影響。
4.收入分配
凱恩斯認為，收入分配的均等化程度越高，社會的平均消費傾向就會越高，社會的儲蓄傾向就會越低。在國際上，衡量收入分配平均狀況最常用的指數是基尼系數。
三、變數的選取及分析
目前我國正處於改革時期，各種不確定性因素很多。因而，要分析各種因素對中國居民儲蓄行為的影響，必須立足於中國的國情。1998年後，中國經濟運行進入了一種新的體制約束狀態，出現了明顯的供給過剩，需求對經濟增長的約束與拉動作用明顯增強，投資、消費膨脹的內在動力明顯不足；同時，由於我國市場機制尚不健全，市場經濟發育不成熟，市場體制的控制力還有限，從而不能形成一種有效地傳導機制。市場化的改革對人們的經濟行為、心理行為帶來了很大影響，銀行開始考慮貸款風險，投資者開始考慮投資回報，而消費者也開始考慮最佳的消費時機和預期收入。這說明，我們的微觀經濟層面已生長出一種內在的約束機制，然而社會各個方面對這些積極的因素還很不適應，微觀主體內在約束機制較強與宏觀經濟市場傳導機制不暢之間的矛盾，導致了投資行為受阻、消費行為審慎和儲蓄持續穩定增長。當前影響我國居民儲蓄的因素有很多，概括起來有以下幾點：居民對社會經濟形勢的預期、可選擇的投資渠道、信貸消費的發展、利率因素的影響、"假性"存款的影響、消費領域的信用等級、高收入階層消費狀況、就業形勢壓力、體制改革、居民收入水平等。
由於我現在的時間和能力有限，只能綜合考慮，選取一部分變數進行研究，而且為了方便查找數據，只建立我國城鎮居民儲蓄存款模型進行研究。本文選用當年的收入增長率來考察收入因數對儲蓄率的影響。用城鎮居民的儲蓄率作為被解釋變數。另外還選取了中國1979年到2002年的各年的城鎮居民收入的基尼系數、一年期儲蓄利率和通貨膨脹率作為解釋變數。
四、數據及處理
本文模型數據樣本為從1979-2002年。
年份 城鎮居民儲蓄率 城鎮居民收入增長率 一年期儲蓄利率 通貨膨脹率 城鎮居民基尼系數
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
數據來源：各年份的《中國統計年鑒》
註：Y代表城鎮居民儲蓄率
X1代表城鎮居民收入增長率
X2代表一年期儲蓄利率
X3代表通貨膨脹率
X4代表城鎮居民基尼系數
五、模型及處理
基於以上數據，建立的模型是：
Y=β1+β2X1+β3X2+β4X3+β5X4+u
β1度量了截距項，它表示在沒有收入的時候人們也要花錢消費，儲蓄率為負。
β2度量了當城鎮個人可支配收入率變動1%時，儲蓄增長率的變動。
β3度量了當利率變動一個單位，其實也就是1%時，儲蓄的增量的變動。
β4度量了當通貨膨脹率變動一個單位，儲蓄增量的變動。
β5度量了基尼系數對儲蓄率的影響。這也是本文的重點變數。
u是隨機誤差項。
對Y做回歸
利用eviews最小二乘估計結果如下
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C -0.264646 0.045525 -5.813154 0.0000
X1 0.317426 0.175678 1.806864 0.0875
X2 0.024054 0.003688 6.523093 0.0000
X3 0.024476 0.205508 0.119099 0.9065
X4 1.127523 0.149318 7.551127 0.0000
R-squared 0.897971 Mean dependent var 0.234065
Adjusted R-squared 0.875298 S.D. dependent var 0.116109
S.E. of regression 0.041002 Akaike info criterion -3.360748
Sum squared resid 0.030260 Schwarz criterion -3.113901
Log likelihood 43.64860 F-statistic 39.60525
Durbin-Watson stat 1.541473 Prob(F-statistic) 0.000000
根據以上結果，初步得出的模型為
Y=-0.264646+0.317426X1+0.024054X2 +0.024476X3+1.127523X4.
1.經濟意義的檢驗
該模型可以通過初步的經濟意義的檢驗，系數的符號符合經濟理論。
2.統計檢驗
從表中可以看出，顯然通貨膨脹率的系數通不過T檢驗，R2=0.897971， 2值為0.875298，模型的擬合情況較好。F檢驗的值為39.60525，整個模型對儲蓄率的增長影響是顯著的。
3.多重共線性的檢驗
從F值可知此模型整體顯著，但是分析各個變數後發現X1和X3不顯著，可能存在多重共線性，運用消除多重共線性的逐步回歸方法我們可以得到要放棄X3 這個變數，重新做回歸分析得到：
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
從新模型的整體效果來看，R值和F值都很好，而且各個變數的t統計量也表明各個變數對儲蓄率的增長都有顯著影響。
因此模型可設為Y= -0.271487+0.314787X1+0.024487X2+1.145280X4
4.異方差性檢驗
對新模型進行異方差性的檢驗，運用white檢驗，得到如下結果：
White Heteroskedasticity Test:
F-statistic 2.669433 Probability 0.054505
Obs*R-squared 11.50596 Probability 0.073942
Obs*R-squared的計算結果是11.50596，，由於選用的沒有交叉乘積項的方式，所以自由度為7，在0.05的顯著水平下，查表得 （7）=12.59〉11.50596，所以接受原假設，即該模型不存在異方差性。
5.自相關性的檢驗
從上表可知DW值為1.556309，且樣本容量n=24，有三個解釋變數的條件下，給定顯著性水平 =0.01，查D-W表得，d =0.882,d =1.407,這時有d <dw=1.556039<4- d ,表明不存在自相關。
6.最終結果
從上面的計量分析中最後得到我國城鎮居民的儲蓄存款模型：
Y= -0.271487+0.314787X1+0.024487X2+1.145280X4
(0.041322) (0.113799) (0.003178) (0.137886)
t= (-6.570056) (2.766177) (7.704986) (8.305987)
R2= 0.897094 df=20 F=58.11739 DW=1.556309
六、結論與建議
1.模型的實證分析
城鎮居民的收入增長率變化對居民的儲蓄率變化的影響還是比較明顯的，儲蓄率對收入增長率的彈性為0.314787, 在其他條件不變的情況下，居民的收入變化1%，儲蓄率同方向變化0.314787%。
利率變動對實際的儲蓄率變動的影響並不是十分的重要，彈性僅為0.024487。這方面有很多的原因，其中對未來預期的不確定性是一個很重要的原因，尤其是1998年以後，隨著住房、醫療、教育等方面的改革，人們的儲蓄傾向受預期的影響更大。這方面從人民銀行數次通過降息來調整儲蓄量，但是效果並不明顯也可以看出來。
基尼系數對儲蓄率的影響非常大，彈性達到了1.145280。這里可以看出，收入分配的均等程度對儲蓄的影響非常明顯。這是由於收入高的群體的儲蓄傾向要明顯的高於收入低的群體。
2.對宏觀經濟的政策建議
基於基尼系數對儲蓄率的很大的影響，因此，國家應該重視對分配領域的調節，加大對低收入的者的轉移支付，切合中國實際的對稅收領域進行改革，縮小社會的貧富差距：
1）不要"逼"老百姓花錢，而要針對不同收入階層，採取不同對策，引導居民消費
首先，增加中低收入居民的個人相對收入，在分配政策上進一步縮小收入差距；進行微觀層面的改革和合適的福利體系改革，大力提高人們的收入預期；控制教育和醫療費用，降低人們的支出預期，減少公眾的焦慮；積極發展消費信貸，尤其是助學貸款，減少人們為教育而儲蓄的需要，讓其"有錢花"。
其次，引導高收入居民向更高層次的消費過渡，努力提高其消費傾向，增加消費供給，讓其"有地方花錢"，從而抑制儲蓄傾向的進一步提高。
2）不要"逼"老百姓投資，而要不斷增加金融創新，努力改善投資環境，刺激居民投資
目前的儲蓄高增長主要是由於居民收入的持續增長、消費和投資的增速緩慢、居民手持現金的逐步減少而引起，充分暴露出我國經濟架構的嚴重失衡。因此，必須採取相應的措施緩解儲蓄增長的勢頭，並積極引導儲蓄向投資轉化：
第一，提供多樣化的金融工具，不斷開發新的金融產品，大力發展商業保險和社會保險，拓寬居民投資渠道，引導居民儲蓄資金的合理分流。
第二，進一步發展和完善股票市場，規范上市公司的市場行為，逐步建立完善的、公開的信息披露制度，增強居民的投資信心。
第三，大力發展債券市場，尤其是企業債券市場，充分發揮債券融資的優勢，加大企業從資本市場直接融資的比重。
第四，積極引導民間投資，用新型的融資方式拓寬民間投融資的渠道。穩定發展民營金融機構；建立民間投資退出機制；加強民間投資的信用體系建設。
3.模型的不足
在實際經濟活動中，人們的預期對儲蓄率的影響是非常明顯的。由於這方面的影響很難用數據來描述以及礙於本文作者水平有限，所以本模型沒有反映人們的預期對儲蓄率的影響。
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㈨ 初創企業如何融資才會更順利
在「大眾創業、萬眾創新」的浪潮下，越來越多的人加入了創業的隊伍中，創投行業一路高歌猛進，投資人尋找好項目，創業者尋找靠譜投資人，但是，在初創企業當中，依然面臨著融資困難的問題，但是融資不順利並不一定決定著創業的成敗。有投資人私下透露，如果收到100位創業者的BP，TA可能會挑選10位面談，然後再從中挑選1位進行投資。這就意味著，只有約1%的創業者才會獲得投資，所以創業者也需要面對現實，或許做好產品和市場應該排在融資的前邊。做好產品和市場之後，創業者還需要做哪些准備才能爭取在眾多創業者當中脫穎而出受到投資人的青睞呢?
畢竟能讓投資人追著跑的明星項目只是少數，如果你沒有那麼幸運，不妨就腳踏實地一步一步的征服投資人吧。
㈩ 何德旭的簡介
主要從事宏觀經濟理論與政策(財政政策、金融政策、投資政策等)、金融創新與金融發展、中國金融體制改革、金融宏觀調控、資本市場(債券市場、股票市場、投資基金市場等)、利率、商業銀行發展與企業融資等方面的理論和實踐研究，取得了豐碩的、有價值的科研成果。