何德旭中国股票市场
㈠ 计量经济学论文
关于我国城镇居民储蓄存款模型的计量经济分析
（我的姓名等信息就省略了啊 呵呵）
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，并针对我国城镇居民存款储蓄现状提出自己的一些建议。
关键词：居民储蓄存款 实证分析 主要因素
一、问题的提出
1978年以来,随着我国国民经济的飞速发展,我国的居民储蓄也出现高速增长的态势。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。这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。所以国家相继出台了一系列积极的财政和货币政策,以刺激国内消费和投资需求,分流储蓄,但是居民储蓄依然持续增加。由于居民的储蓄存款直接影响着居民的消费行为，影响着货币的供给量，进而间接影响着国家经济的发展，宏观调控的力度和效果，因此，对我国居民存款储蓄问题的深入研究就显得尤为重要，这有助于帮助大家认清现状，做出合理的决策。虽然我们作为本科阶段的学生对这个问题的理解和研究还不够深入和透彻，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，提高实际操作水平和理论联系实际、发现问题、分析问题、解决问题的能力。
二、文献综述
我国有很多学者建立了许多的储蓄模型来分析各因素对居民储蓄的影响程度,但分析结论的差异很大。整理以前的研究成果,一个社会的储蓄总量受很多因数的影响，根据经典西方宏观经济学理论，储蓄水平主要受收入因数、利息率、物价水平、收入分配等因数的影响：
1.收入因数
收入是决定储蓄的重要因数，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，储蓄与可支配收入之间存在着正方向的变化关系，即居民的可支配收入增加，储蓄量增加；个人可支配收入减少，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，余下的全部实际现金收入。
2.利息率
传统经济学认为，在收入即定的条件下，较高的利息率会使储蓄增加。在本文中，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，从而也就会改变居民户的储蓄倾向。本文用通货膨胀率来考察物价水平对储蓄率的影响。
4.收入分配
凯恩斯认为，收入分配的均等化程度越高，社会的平均消费倾向就会越高，社会的储蓄倾向就会越低。在国际上，衡量收入分配平均状况最常用的指数是基尼系数。
三、变量的选取及分析
目前我国正处于改革时期，各种不确定性因素很多。因而，要分析各种因素对中国居民储蓄行为的影响，必须立足于中国的国情。1998年后，中国经济运行进入了一种新的体制约束状态，出现了明显的供给过剩，需求对经济增长的约束与拉动作用明显增强，投资、消费膨胀的内在动力明显不足；同时，由于我国市场机制尚不健全，市场经济发育不成熟，市场体制的控制力还有限，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，银行开始考虑贷款风险，投资者开始考虑投资回报，而消费者也开始考虑最佳的消费时机和预期收入。这说明，我们的微观经济层面已生长出一种内在的约束机制，然而社会各个方面对这些积极的因素还很不适应，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，导致了投资行为受阻、消费行为审慎和储蓄持续稳定增长。当前影响我国居民储蓄的因素有很多，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，只能综合考虑，选取一部分变量进行研究，而且为了方便查找数据，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，建立的模型是：
Y=β1+β2X1+β3X2+β4X3+β5X4+u
β1度量了截距项，它表示在没有收入的时候人们也要花钱消费，储蓄率为负。
β2度量了当城镇个人可支配收入率变动1%时，储蓄增长率的变动。
β3度量了当利率变动一个单位，其实也就是1%时，储蓄的增量的变动。
β4度量了当通货膨胀率变动一个单位，储蓄增量的变动。
β5度量了基尼系数对储蓄率的影响。这也是本文的重点变量。
u是随机误差项。
对Y做回归
利用eviews最小二乘估计结果如下
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
根据以上结果，初步得出的模型为
Y=-0.264646+0.317426X1+0.024054X2 +0.024476X3+1.127523X4.
1.经济意义的检验
该模型可以通过初步的经济意义的检验，系数的符号符合经济理论。
2.统计检验
从表中可以看出，显然通货膨胀率的系数通不过T检验，R2=0.897971， 2值为0.875298，模型的拟合情况较好。F检验的值为39.60525，整个模型对储蓄率的增长影响是显著的。
3.多重共线性的检验
从F值可知此模型整体显著，但是分析各个变量后发现X1和X3不显著，可能存在多重共线性，运用消除多重共线性的逐步回归方法我们可以得到要放弃X3 这个变量，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，R值和F值都很好，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.异方差性检验
对新模型进行异方差性的检验，运用white检验，得到如下结果：
White Heteroskedasticity Test:
F-statistic 2.669433 Probability 0.054505
Obs*R-squared 11.50596 Probability 0.073942
Obs*R-squared的计算结果是11.50596，，由于选用的没有交叉乘积项的方式，所以自由度为7，在0.05的显著水平下，查表得 （7）=12.59〉11.50596，所以接受原假设，即该模型不存在异方差性。
5.自相关性的检验
从上表可知DW值为1.556309，且样本容量n=24，有三个解释变量的条件下，给定显著性水平 =0.01，查D-W表得，d =0.882,d =1.407,这时有d <dw=1.556039<4- d ,表明不存在自相关。
6.最终结果
从上面的计量分析中最后得到我国城镇居民的储蓄存款模型：
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、结论与建议
1.模型的实证分析
城镇居民的收入增长率变化对居民的储蓄率变化的影响还是比较明显的，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，居民的收入变化1%，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，弹性仅为0.024487。这方面有很多的原因，其中对未来预期的不确定性是一个很重要的原因，尤其是1998年以后，随着住房、医疗、教育等方面的改革，人们的储蓄倾向受预期的影响更大。这方面从人民银行数次通过降息来调整储蓄量，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，弹性达到了1.145280。这里可以看出，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，国家应该重视对分配领域的调节，加大对低收入的者的转移支付，切合中国实际的对税收领域进行改革，缩小社会的贫富差距：
1）不要"逼"老百姓花钱，而要针对不同收入阶层，采取不同对策，引导居民消费
首先，增加中低收入居民的个人相对收入，在分配政策上进一步缩小收入差距；进行微观层面的改革和合适的福利体系改革，大力提高人们的收入预期；控制教育和医疗费用，降低人们的支出预期，减少公众的焦虑；积极发展消费信贷，尤其是助学贷款，减少人们为教育而储蓄的需要，让其"有钱花"。
其次，引导高收入居民向更高层次的消费过渡，努力提高其消费倾向，增加消费供给，让其"有地方花钱"，从而抑制储蓄倾向的进一步提高。
2）不要"逼"老百姓投资，而要不断增加金融创新，努力改善投资环境，刺激居民投资
目前的储蓄高增长主要是由于居民收入的持续增长、消费和投资的增速缓慢、居民手持现金的逐步减少而引起，充分暴露出我国经济架构的严重失衡。因此，必须采取相应的措施缓解储蓄增长的势头，并积极引导储蓄向投资转化：
第一，提供多样化的金融工具，不断开发新的金融产品，大力发展商业保险和社会保险，拓宽居民投资渠道，引导居民储蓄资金的合理分流。
第二，进一步发展和完善股票市场，规范上市公司的市场行为，逐步建立完善的、公开的信息披露制度，增强居民的投资信心。
第三，大力发展债券市场，尤其是企业债券市场，充分发挥债券融资的优势，加大企业从资本市场直接融资的比重。
第四，积极引导民间投资，用新型的融资方式拓宽民间投融资的渠道。稳定发展民营金融机构；建立民间投资退出机制；加强民间投资的信用体系建设。
3.模型的不足
在实际经济活动中，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，所以本模型没有反映人们的预期对储蓄率的影响。
参考文献
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10.庞皓：计量经济学.科学出版社，2008-1
㈡ 请问在什么情况下中国的企业可以发行债券
要了解什么情况下中国企业可以发行债券，我们就要知道一下几个方面，你应该可以找到你要的答案
企业债券和股票一样，是资本市场中不可缺少的重要组成部分。合理的市场结构要求包括企业债券在内的债券市场和股票市场共同协调发展，这既有利于金融领域的改革，社会信用的优化，同时又是企业多渠道、低成本筹集资金的市场基础。在发达的资本市场体系中，企业债券市场的规模远大于股票市场。而我国企业债券市场的发展严重滞后，在一定程度上制约了资本市场的健康发展及其结构的完善，进而影响了资本市场功能的发挥。
一、我国企业债券市场发展的现状
1.企业债券市场占整个债券市场的比重较小。据统计，1991-2002年间，国债发行总额为30331亿元人民币，企业债券总额仅为3050亿元人民币，占国债总额的10%，实际上，国债市场大于企业债券市场的情况，不管是发达国家还是新兴市场经济国家都普遍存在。经济与金融发展历史规律研究也表明，政府债券市场大于企业债券市场似乎是必然的现象。但是，中国债券市场与企业债券发展的差距如此之大，却是十分少见的，它远高于国际资本市场的平均水平。
2.企业债券发行规模相对较小。2002年末，包括银行间市场、交易所市场托管的债券，再加上凭证式国债，总共为2.8万亿元人民币，债券总值相当于GDP的29%左右。而在国际资本市场上，债券总值与GDP的比例远高于此，如：美国的债券总值占GDP的比例为143%，日本为136%，欧盟15国为82%，全球统计债券相当于GDP的比例为95%.在我国债券总体发行规模小而国债又占相当大的比例情况下，国债发行规模和GDP增长之间保持了较显著的相关关系，国债发行基本上与宏观经济增长态势相一致，而企业债券的发行规模与GDP增长间不存在正相关，不能对我国GDP的增长作出适应性反应。
3.企业债券融资相对滞后。从现代资本结构理论来说，企业的价值，在一定范围内，会随着负债的持续增加而上升，企业的融资顺序表现为：内部融资优先于债务融资，债务融资优先于股权融资。但由于各方面因素的影响，我国企业在融资过程中，往往过度依赖股权融资，忽略债券融资，造成了我国企业股票发行的规模远远超过了企业债券发行的规模，即存在有股权融资偏好。这种企业债券市场发展的滞后性不仅导致了企业融资手段的单一，而且影响到股票市场资源配置作用的充分发挥。
4.企业债券发行市场具有明显的管制特征。在发行环节，目前仍采用发行计划规模管理，募集资金投向纳入固定资产投资计划，具体发行采取审批制的监督管理模式；债券发行进行实质性审批，难以采用法律、法规许可之外的金融工具，从而债券品种的创新受到极大限制；价格受到管制，如债券利率区间的限制，企业债券的利率在管制下缺乏弹性，无法公允反映债券之间的风险收益差别，使企业债券和其它金融工具之间难以形成合理的比价关系；同时，证券经营机构的行为受到管制，发行对象和发行区域受到管制等。
二、我国企业债券市场发展的约束和障碍
造成我国企业债券市场发展滞后的因素是多方面的，既有制度障碍，也有市场约束。
1.政府政策方面。出于经济体制改革方面的考虑，政府赋予证券市场优化资源配置和对国有企业实行股份制改造、推动经济体制改革这两大历史使命，而后者又是主要的。企业债券的作用是为企业筹措资金、优化资源配置，而股票和国债同时还在我国的经济体制改革中起着重要作用，股权融资和国债由此得到更多的政策支持。由于这种政策的倾斜，在债券市场发展过程中具体表现为我国债券融资的计划性。国家每年都要根据宏观经济运行状况、财政货币政策、产业结构调整以及证券市场发展等方面的需要，对股票和债券的发行额度作出总量安排和结构控制，债券发行尤其是企业债券发行长期实行多部门行政审批制，因此，出现一些市场差别问题。
2.企业产权制度改革滞后。第一，企业缺乏独立财产权，造成部分企业债券兑付困难。由于发行企业债券的企业没有独立的财产权，因此并不能真正承担履行债务契约的责任和义务。也就是说，他们可以从融资活动中获得资金以满足生产经营及企业员工福利待遇的需要，却不能真正承担融资失败的财产责任，一旦融资失败，责任最终只能由国家来承担。第二，一些企业法人治理结构不完善，约束机制不健全，导致企业“重股轻债”，缺乏发债的内在动力。在我国，有资格上市的公司基本是由国有企业转制而来，国有股一般占控股地位，而国有产权所有者缺位，这种特殊的产权结构导致了“内部人控制”，公司经营者的目标常常并不是企业价值的最大化，而是自身利益的最大化。在这种情况下，公司经营者自然首选股权融资，后选债务融资。
3.企业债券市场的流动性不足。我国债券二级市场由银行间市场和证券交易所市场组成。由于我国银行间债券市场不接纳企业债券，原来可以交易企业债券的地方性交易中心又被关闭，企业债券的流通与转让只有在证券交易所上市这一条路，但是证交所的上市规定又非常严格，存在许多不必要的限制条款，绝大多数企业债券无法流通和转让。截至2003年11月，在深、沪两个交易所挂牌交易的企业债券仅有24只，日成交额平均不足5000万元人民币，每只债券的日成交量只有几手至几十手，有的甚至没有成交。如此小的交易量，对于整个企业债券市场而言，可以说几乎没有流动性，影响到市场参与者的积极性，从而使债券市场的功能难以充分发挥，市场发展也受到 4.信用评级中介机构发展滞后。企业债券市场发展与成熟，主要表现企业债券评价体系是否规范。在成熟的市场经济条件下，对企业债券进行信用评级都是由拥有独立财产、承担无限责任并完全靠出售自己的评价结果来盈利生存的信用评级机构独立进行的。我国信用评级也存在一些问题，并没有完全发挥它应有的作用，主要表现在以下几个方面：第一，我国债券评级机构不对评估结果承担无限责任，这就导致一些评级机构为了达到盈利目的，出具虚假评级。第二，我国信用评级机构不仅所受约束比国外评级机构少，而且在评估技术和经验上也存在一定的差距，从而导致所评价出的信用级别的参考价值较低。
三、发展我国企业债券市场的对策建议
1.积极推进企业债券市场的对策建议。政府在政策上应支持企业债券的发展，大力推进债券发行制度的市场化建设。企业债券发行应向核准制、注册制过渡，改变企业债券发行规模、期限和利率水平由政府决定的状况，不论企业的所有制性质及规模大小，都要由企业自己根据自己的信用级别、偿债能力和融资需要，以及市场变化的实际情况，确定企业债券发行的利率水平和还债期限，以便使各发行主体的信用差别得到显示，提高企业债券应有的供给弹性和价格需求弹性。政府对债券市场的管理主要是建立健全信用评级、担保、受托人和信息披露等法律制度体系，形成对公司发行债券的硬约束，降低违约风险。同时，要鼓励发债企业在利率形式、债券形式、付息方法、期限品种结构等方面不断创新，以增加对投资者的吸引力。
2.深化国有企业产权制度改革。国有企业产权制度改革的宗旨是实现财产权的分散化，建立现代企业制度，转换国有企业经营机制。途径则是大力推进企业的股份制改造，建立有效的公司治理结构等。只有经过规范的产权制度改革，企业才能成为自主经营、自负盈亏、自担风险、自我约束、自我发展的真正市场主体，才能转变“重股轻债”的观念，才能真正承担债券融资的风险与责任。这是发展、壮大企业债券市场的关键环节。与此同时，还要建立一套有效的偿债保障机制，以防止企业负债率过高和财务风险过大，约束企业经营中的道德风险，确保债务本息能够得到正常支付。
3.积极培育机构投资者。国外的经验表明，随着债券流通性的增强，投资者会自动增加投资的需求。因此，发展我国企业债权市场的当务之急是解决企业债券的流通问题。（1）要加快债券二级市场的建设和发展。首先，应配合利率市场化进行改革，规范中介机构行为，防止垄断定价，逐步放开企业债券转让流通价格。其次，对场外交易市场和场内交易市场予以明确的定位，不同发行方式和规模的企业债券可选择不同的交易方式和交易市场。（2）要搞活我国企业债券流通市场，还必须培育大量的机构投资者。应允许基金公司、社会保障基金投资信用评级较高、风险较小而投资回报相对较高的企业债券；考虑设立企业债券市场基金，专门支持企业债券市场的发展，为企业债券市场引入更多的资金。此外，还可以在企业债券市场试行做市商制度。由承销商担任做市商，不仅可以活跃企业债券的流通，而且能够吸引机构投资者参与企业债券市场的投资。
4.健全信用评级制度。为了方便投资者判断债券风险、了解发行主体和市场的有关信息、增强市场信息透明度和对称性、保证市场运行公正合理、最大限度地保护投资人的利益，必须充分发挥信用评级机构等社会中介机构的作用，健全信用评级制度。一是建立科学的评级指标体系。有关部门应该组织制定统一的评估指标体系和评级方法，以便各个评级机构共同遵守，保证评级结果的科学性、公正性和统一性。二是建立独立、统一的评级机构。国家可以委托一个专门的管理机构，使其成为自主经营、自负盈亏的独立法人。三是引入国外信用评级机构。这样可以在竞争中不断地提高国内信用评级机构自身的专业能力和市场信誉，最终形成公允的信用评级体系。四是在信用评级责任方面，将评级的公允性完全交给中介机构，而监管部门只需对评级机构进行监管，由市场来决定评级机构的生存和发展。
参考文献：
1.耿志民。中国机构投资者研究[M].中国人民大学出版社，2002
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3.江春。产权制度与金融市场[M].武汉大学出版社，1997
4.何德旭，李武。关于我国企业债券市场发展问题的思考。中央财经大学学报，2002（8）
㈢ 求一篇运用计量经济学的论文
关于我国城镇居民储蓄存款模型的计量经济分析
（我的姓名等信息就省略了啊 呵呵）
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，并针对我国城镇居民存款储蓄现状提出自己的一些建议。
关键词：居民储蓄存款 实证分析 主要因素
一、问题的提出
1978年以来,随着我国国民经济的飞速发展,我国的居民储蓄也出现高速增长的态势。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。这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。所以国家相继出台了一系列积极的财政和货币政策,以刺激国内消费和投资需求,分流储蓄,但是居民储蓄依然持续增加。由于居民的储蓄存款直接影响着居民的消费行为，影响着货币的供给量，进而间接影响着国家经济的发展，宏观调控的力度和效果，因此，对我国居民存款储蓄问题的深入研究就显得尤为重要，这有助于帮助大家认清现状，做出合理的决策。虽然我们作为本科阶段的学生对这个问题的理解和研究还不够深入和透彻，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，提高实际操作水平和理论联系实际、发现问题、分析问题、解决问题的能力。
二、文献综述
我国有很多学者建立了许多的储蓄模型来分析各因素对居民储蓄的影响程度,但分析结论的差异很大。整理以前的研究成果,一个社会的储蓄总量受很多因数的影响，根据经典西方宏观经济学理论，储蓄水平主要受收入因数、利息率、物价水平、收入分配等因数的影响：
1.收入因数
收入是决定储蓄的重要因数，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，储蓄与可支配收入之间存在着正方向的变化关系，即居民的可支配收入增加，储蓄量增加；个人可支配收入减少，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，余下的全部实际现金收入。
2.利息率
传统经济学认为，在收入即定的条件下，较高的利息率会使储蓄增加。在本文中，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，从而也就会改变居民户的储蓄倾向。本文用通货膨胀率来考察物价水平对储蓄率的影响。
4.收入分配
凯恩斯认为，收入分配的均等化程度越高，社会的平均消费倾向就会越高，社会的储蓄倾向就会越低。在国际上，衡量收入分配平均状况最常用的指数是基尼系数。
三、变量的选取及分析
目前我国正处于改革时期，各种不确定性因素很多。因而，要分析各种因素对中国居民储蓄行为的影响，必须立足于中国的国情。1998年后，中国经济运行进入了一种新的体制约束状态，出现了明显的供给过剩，需求对经济增长的约束与拉动作用明显增强，投资、消费膨胀的内在动力明显不足；同时，由于我国市场机制尚不健全，市场经济发育不成熟，市场体制的控制力还有限，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，银行开始考虑贷款风险，投资者开始考虑投资回报，而消费者也开始考虑最佳的消费时机和预期收入。这说明，我们的微观经济层面已生长出一种内在的约束机制，然而社会各个方面对这些积极的因素还很不适应，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，导致了投资行为受阻、消费行为审慎和储蓄持续稳定增长。当前影响我国居民储蓄的因素有很多，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，只能综合考虑，选取一部分变量进行研究，而且为了方便查找数据，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，建立的模型是：
Y=β1+β2X1+β3X2+β4X3+β5X4+u
β1度量了截距项，它表示在没有收入的时候人们也要花钱消费，储蓄率为负。
β2度量了当城镇个人可支配收入率变动1%时，储蓄增长率的变动。
β3度量了当利率变动一个单位，其实也就是1%时，储蓄的增量的变动。
β4度量了当通货膨胀率变动一个单位，储蓄增量的变动。
β5度量了基尼系数对储蓄率的影响。这也是本文的重点变量。
u是随机误差项。
对Y做回归
利用eviews最小二乘估计结果如下
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
根据以上结果，初步得出的模型为
Y=-0.264646+0.317426X1+0.024054X2 +0.024476X3+1.127523X4.
1.经济意义的检验
该模型可以通过初步的经济意义的检验，系数的符号符合经济理论。
2.统计检验
从表中可以看出，显然通货膨胀率的系数通不过T检验，R2=0.897971， 2值为0.875298，模型的拟合情况较好。F检验的值为39.60525，整个模型对储蓄率的增长影响是显著的。
3.多重共线性的检验
从F值可知此模型整体显著，但是分析各个变量后发现X1和X3不显著，可能存在多重共线性，运用消除多重共线性的逐步回归方法我们可以得到要放弃X3 这个变量，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，R值和F值都很好，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.异方差性检验
对新模型进行异方差性的检验，运用white检验，得到如下结果：
White Heteroskedasticity Test:
F-statistic 2.669433 Probability 0.054505
Obs*R-squared 11.50596 Probability 0.073942
Obs*R-squared的计算结果是11.50596，，由于选用的没有交叉乘积项的方式，所以自由度为7，在0.05的显著水平下，查表得 （7）=12.59〉11.50596，所以接受原假设，即该模型不存在异方差性。
5.自相关性的检验
从上表可知DW值为1.556309，且样本容量n=24，有三个解释变量的条件下，给定显著性水平 =0.01，查D-W表得，d =0.882,d =1.407,这时有d <dw=1.556039<4- d ,表明不存在自相关。
6.最终结果
从上面的计量分析中最后得到我国城镇居民的储蓄存款模型：
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、结论与建议
1.模型的实证分析
城镇居民的收入增长率变化对居民的储蓄率变化的影响还是比较明显的，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，居民的收入变化1%，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，弹性仅为0.024487。这方面有很多的原因，其中对未来预期的不确定性是一个很重要的原因，尤其是1998年以后，随着住房、医疗、教育等方面的改革，人们的储蓄倾向受预期的影响更大。这方面从人民银行数次通过降息来调整储蓄量，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，弹性达到了1.145280。这里可以看出，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，国家应该重视对分配领域的调节，加大对低收入的者的转移支付，切合中国实际的对税收领域进行改革，缩小社会的贫富差距：
1）不要"逼"老百姓花钱，而要针对不同收入阶层，采取不同对策，引导居民消费
首先，增加中低收入居民的个人相对收入，在分配政策上进一步缩小收入差距；进行微观层面的改革和合适的福利体系改革，大力提高人们的收入预期；控制教育和医疗费用，降低人们的支出预期，减少公众的焦虑；积极发展消费信贷，尤其是助学贷款，减少人们为教育而储蓄的需要，让其"有钱花"。
其次，引导高收入居民向更高层次的消费过渡，努力提高其消费倾向，增加消费供给，让其"有地方花钱"，从而抑制储蓄倾向的进一步提高。
2）不要"逼"老百姓投资，而要不断增加金融创新，努力改善投资环境，刺激居民投资
目前的储蓄高增长主要是由于居民收入的持续增长、消费和投资的增速缓慢、居民手持现金的逐步减少而引起，充分暴露出我国经济架构的严重失衡。因此，必须采取相应的措施缓解储蓄增长的势头，并积极引导储蓄向投资转化：
第一，提供多样化的金融工具，不断开发新的金融产品，大力发展商业保险和社会保险，拓宽居民投资渠道，引导居民储蓄资金的合理分流。
第二，进一步发展和完善股票市场，规范上市公司的市场行为，逐步建立完善的、公开的信息披露制度，增强居民的投资信心。
第三，大力发展债券市场，尤其是企业债券市场，充分发挥债券融资的优势，加大企业从资本市场直接融资的比重。
第四，积极引导民间投资，用新型的融资方式拓宽民间投融资的渠道。稳定发展民营金融机构；建立民间投资退出机制；加强民间投资的信用体系建设。
3.模型的不足
在实际经济活动中，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，所以本模型没有反映人们的预期对储蓄率的影响。
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㈣ 求一篇论文
企业债券和股票一样，是资本市场中不可缺少的重要组成部分。合理的市场结构要求包括企业债券在内的债券市场和股票市场共同协调发展，这既有利于金融领域的改革，社会信用的优化，同时又是企业多渠道、低成本筹集资金的市场基础。在发达的资本市场体系中，企业债券市场的规模远大于股票市场。而我国企业债券市场的发展严重滞后，在一定程度上制约了资本市场的健康发展及其结构的完善，进而影响了资本市场功能的发挥。
一、我国企业债券市场发展的现状
1.企业债券市场占整个债券市场的比重较小。据统计，1991-2002年间，国债发行总额为30331亿元人民币，企业债券总额仅为3050亿元人民币，占国债总额的10%，实际上，国债市场大于企业债券市场的情况，不管是发达国家还是新兴市场经济国家都普遍存在。经济与金融发展历史规律研究也表明，政府债券市场大于企业债券市场似乎是必然的现象。但是，中国债券市场与企业债券发展的差距如此之大，却是十分少见的，它远高于国际资本市场的平均水平。
2.企业债券发行规模相对较小。2002年末，包括银行间市场、交易所市场托管的债券，再加上凭证式国债，总共为2.8万亿元人民币，债券总值相当于GDP的29%左右。而在国际资本市场上，债券总值与GDP的比例远高于此，如：美国的债券总值占GDP的比例为143%，日本为136%，欧盟15国为82%，全球统计债券相当于GDP的比例为95%.在我国债券总体发行规模小而国债又占相当大的比例情况下，国债发行规模和GDP增长之间保持了较显著的相关关系，国债发行基本上与宏观经济增长态势相一致，而企业债券的发行规模与GDP增长间不存在正相关，不能对我国GDP的增长作出适应性反应。
3.企业债券融资相对滞后。从现代资本结构理论来说，企业的价值，在一定范围内，会随着负债的持续增加而上升，企业的融资顺序表现为：内部融资优先于债务融资，债务融资优先于股权融资。但由于各方面因素的影响，我国企业在融资过程中，往往过度依赖股权融资，忽略债券融资，造成了我国企业股票发行的规模远远超过了企业债券发行的规模，即存在有股权融资偏好。这种企业债券市场发展的滞后性不仅导致了企业融资手段的单一，而且影响到股票市场资源配置作用的充分发挥。
4.企业债券发行市场具有明显的管制特征。在发行环节，目前仍采用发行计划规模管理，募集资金投向纳入固定资产投资计划，具体发行采取审批制的监督管理模式；债券发行进行实质性审批，难以采用法律、法规许可之外的金融工具，从而债券品种的创新受到极大限制；价格受到管制，如债券利率区间的限制，企业债券的利率在管制下缺乏弹性，无法公允反映债券之间的风险收益差别，使企业债券和其它金融工具之间难以形成合理的比价关系；同时，证券经营机构的行为受到管制，发行对象和发行区域受到管制等。
二、我国企业债券市场发展的约束和障碍
造成我国企业债券市场发展滞后的因素是多方面的，既有制度障碍，也有市场约束。
1.政府政策方面。出于经济体制改革方面的考虑，政府赋予证券市场优化资源配置和对国有企业实行股份制改造、推动经济体制改革这两大历史使命，而后者又是主要的。企业债券的作用是为企业筹措资金、优化资源配置，而股票和国债同时还在我国的经济体制改革中起着重要作用，股权融资和国债由此得到更多的政策支持。由于这种政策的倾斜，在债券市场发展过程中具体表现为我国债券融资的计划性。国家每年都要根据宏观经济运行状况、财政货币政策、产业结构调整以及证券市场发展等方面的需要，对股票和债券的发行额度作出总量安排和结构控制，债券发行尤其是企业债券发行长期实行多部门行政审批制，因此，出现一些市场差别问题。
2.企业产权制度改革滞后。第一，企业缺乏独立财产权，造成部分企业债券兑付困难。由于发行企业债券的企业没有独立的财产权，因此并不能真正承担履行债务契约的责任和义务。也就是说，他们可以从融资活动中获得资金以满足生产经营及企业员工福利待遇的需要，却不能真正承担融资失败的财产责任，一旦融资失败，责任最终只能由国家来承担。第二，一些企业法人治理结构不完善，约束机制不健全，导致企业“重股轻债”，缺乏发债的内在动力。在我国，有资格上市的公司基本是由国有企业转制而来，国有股一般占控股地位，而国有产权所有者缺位，这种特殊的产权结构导致了“内部人控制”，公司经营者的目标常常并不是企业价值的最大化，而是自身利益的最大化。在这种情况下，公司经营者自然首选股权融资，后选债务融资。
3.企业债券市场的流动性不足。我国债券二级市场由银行间市场和证券交易所市场组成。由于我国银行间债券市场不接纳企业债券，原来可以交易企业债券的地方性交易中心又被关闭，企业债券的流通与转让只有在证券交易所上市这一条路，但是证交所的上市规定又非常严格，存在许多不必要的限制条款，绝大多数企业债券无法流通和转让。截至2003年11月，在深、沪两个交易所挂牌交易的企业债券仅有24只，日成交额平均不足5000万元人民币，每只债券的日成交量只有几手至几十手，有的甚至没有成交。如此小的交易量，对于整个企业债券市场而言，可以说几乎没有流动性，影响到市场参与者的积极性，从而使债券市场的功能难以充分发挥，市场发展也受到 4.信用评级中介机构发展滞后。企业债券市场发展与成熟，主要表现企业债券评价体系是否规范。在成熟的市场经济条件下，对企业债券进行信用评级都是由拥有独立财产、承担无限责任并完全靠出售自己的评价结果来盈利生存的信用评级机构独立进行的。我国信用评级也存在一些问题，并没有完全发挥它应有的作用，主要表现在以下几个方面：第一，我国债券评级机构不对评估结果承担无限责任，这就导致一些评级机构为了达到盈利目的，出具虚假评级。第二，我国信用评级机构不仅所受约束比国外评级机构少，而且在评估技术和经验上也存在一定的差距，从而导致所评价出的信用级别的参考价值较低。
三、发展我国企业债券市场的对策建议
1.积极推进企业债券市场的对策建议。政府在政策上应支持企业债券的发展，大力推进债券发行制度的市场化建设。企业债券发行应向核准制、注册制过渡，改变企业债券发行规模、期限和利率水平由政府决定的状况，不论企业的所有制性质及规模大小，都要由企业自己根据自己的信用级别、偿债能力和融资需要，以及市场变化的实际情况，确定企业债券发行的利率水平和还债期限，以便使各发行主体的信用差别得到显示，提高企业债券应有的供给弹性和价格需求弹性。政府对债券市场的管理主要是建立健全信用评级、担保、受托人和信息披露等法律制度体系，形成对公司发行债券的硬约束，降低违约风险。同时，要鼓励发债企业在利率形式、债券形式、付息方法、期限品种结构等方面不断创新，以增加对投资者的吸引力。
2.深化国有企业产权制度改革。国有企业产权制度改革的宗旨是实现财产权的分散化，建立现代企业制度，转换国有企业经营机制。途径则是大力推进企业的股份制改造，建立有效的公司治理结构等。只有经过规范的产权制度改革，企业才能成为自主经营、自负盈亏、自担风险、自我约束、自我发展的真正市场主体，才能转变“重股轻债”的观念，才能真正承担债券融资的风险与责任。这是发展、壮大企业债券市场的关键环节。与此同时，还要建立一套有效的偿债保障机制，以防止企业负债率过高和财务风险过大，约束企业经营中的道德风险，确保债务本息能够得到正常支付。
3.积极培育机构投资者。国外的经验表明，随着债券流通性的增强，投资者会自动增加投资的需求。因此，发展我国企业债权市场的当务之急是解决企业债券的流通问题。（1）要加快债券二级市场的建设和发展。首先，应配合利率市场化进行改革，规范中介机构行为，防止垄断定价，逐步放开企业债券转让流通价格。其次，对场外交易市场和场内交易市场予以明确的定位，不同发行方式和规模的企业债券可选择不同的交易方式和交易市场。（2）要搞活我国企业债券流通市场，还必须培育大量的机构投资者。应允许基金公司、社会保障基金投资信用评级较高、风险较小而投资回报相对较高的企业债券；考虑设立企业债券市场基金，专门支持企业债券市场的发展，为企业债券市场引入更多的资金。此外，还可以在企业债券市场试行做市商制度。由承销商担任做市商，不仅可以活跃企业债券的流通，而且能够吸引机构投资者参与企业债券市场的投资。
4.健全信用评级制度。为了方便投资者判断债券风险、了解发行主体和市场的有关信息、增强市场信息透明度和对称性、保证市场运行公正合理、最大限度地保护投资人的利益，必须充分发挥信用评级机构等社会中介机构的作用，健全信用评级制度。一是建立科学的评级指标体系。有关部门应该组织制定统一的评估指标体系和评级方法，以便各个评级机构共同遵守，保证评级结果的科学性、公正性和统一性。二是建立独立、统一的评级机构。国家可以委托一个专门的管理机构，使其成为自主经营、自负盈亏的独立法人。三是引入国外信用评级机构。这样可以在竞争中不断地提高国内信用评级机构自身的专业能力和市场信誉，最终形成公允的信用评级体系。四是在信用评级责任方面，将评级的公允性完全交给中介机构，而监管部门只需对评级机构进行监管，由市场来决定评级机构的生存和发展。
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参考资料：http://www.studa.net/zhengquan/060817/1656461.html
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一、 证券市场对于农业发展的功能证券市场是社会化大生产的产物，是商品经济、市场经济发展到一定阶段的必然结果，是市场经济走向成熟的标志。作为市场经济的高级发展形式，证券市场浓缩和凝聚了市场经济的基本机制、核心要素和基本价值观念，它应该而且可以为农业的发展做出贡献。
（一） 筹资与投资功能筹资与投资是证券市场的基本功能。企业通过在证券市场发行股票和债券，能够迅速地把分散在社会上的闲散货币集中起来，形成巨额的、可供长期使用的资本，用于生产和经营，从而开辟了不同于间接融资（银行贷款）的直接融资渠道。同时，这些股票、证券也为投资者提供了多样化的直接投资工具。这一功能对于农业发展的意义在于：改变社会资金配置方式，开辟农业直接融资渠道，有利于克服农业发展的资金制约。
（二） 转制与监督功能
证券市场还具有促使公司转换经营机制的功能。证券市场对经营主体有一定的要求，公司要成为上市公司，必须先改制成为股份公司，按照股份公司的机制来运作。企业要在证券市场发行证券，也要经过严格的审查程序，要有良好的业绩。这就使企业时时处在各方面的监督和影响之中。这些监督包括：①股东的干预。股东作为投资者必然关心企业的经营和前途，并且通过授权关系或“用脚投票”实施他们的权力。②股价升跌的压力。企业经营的好坏直接影响股价，股价提高，对公司是一种激励；经营不善产生的价格下跌可能导致外部接管，在这种制约下，管理层不得不认真地为公司服务，股东的权益因此得到相应的保护。③社会的监督，特别是会计师事务所、律师事务所、证券交易所的监督和制约，所有这些制约，促使上市公司形成健全的内部运作机制。
这一功能对于农业发展的意义在于：（1）有助于促进农业企业的机制转换，培育农业产业化过程中的龙头企业。龙头企业的重要作用要求它具有完善的内部运行机制，优越的组织形式。相比而言，上市公司具有体制上的优势。对照上市公司的要求，转换企业经营机制，有利于培育农业产业化的龙头企业。（2）启发和影响各类农业经营组织的企业化转变。证券市场不仅培育农业大中型上市公司，而且以它的标准、效率启发和影响着各类农业经济组织。在农业产业化经营的过程中，由于企业经营方式有较高的效率，传统的一家一户的小农经营方式逐步向面向市场的农业企业经营方式转变；农民从传统的农业生产者逐步向具有市场意识、投资意识、管理意识的农业企业家转变。
（三） 资源配置与结构调整功能
证券市场的流动性特征会引导资金流向效益好且有发展潜力的部门或企业，从而发挥资源配置和结构调整功能。在我国，经济结构不合理，资源配置效率低下，已成为经济运行中的突出问题，这些问题的根源就在于缺乏一个引导资源尤其是资金流通与配置的市场机制。证券市场恰好提供了这样一种机制：在证券市场上，资金在利益的引导下流向效益好的行业、企业，抛弃收益率低、缺乏增长潜力的证券，从而实现包括资金在内的资源的合理配置。
这一功能对于农业发展的意义在于：（1）消除行业壁垒，加快农业产业化进程。农业要进入证券市场，要在证券市场不被冷落，必须先要成为能够赢利的行业，成为比较效益较高的产业。在过去农工商脱节、供产销分离和农业劳动力过多的情况下，农业部门仅限于原料性初级产品生产，加工和运销环节的增值流向了工业和贸易部门。然而，在农业产业一体化经营条件下，农业的比较效益和市场地位可以大大提高。资源配置功能促使农业必须走产业化经营的道路，增强赢利能力。（2）提高资源配置效率，遏制和克服重复建设。农业部门的经营性资产中，存在不少重复建设项目，造成经济结构不合理，资源配置效率低。重复建设是计划经济和部门分割的必然产物。在计划经济向市场经济转轨的过程中，导致重复建设的旧体制还会发生作用。利用证券市场的资源配置功能，可以有效地遏制和克服重复建设的弊端。这是因为，首先资本的趋利动机会冲破农业经营管理中的部门分割，促进资源的自由合理流动；其次，证券市场大范围的兼并收购、资产重组和产权交易，有利于盘活存量资产，提高资源配置效率。
（四） 分散风险功能
证券市场通过提供各种不同性质、不同期限、不同风险和收益的证券，既给投资者和融资者提供了丰富的投融资渠道，同时也提供了分散风险的渠道。首先，融资方通过发行证券筹集资金，实际上将其风险部分地转移和分散给投资者。上市公司的股东越多，单个股东所承担的经营风险就越小。其次，投资方可以根据不同偏好，通过买卖证券和建立投资组合来转移和降低风险。证券市场的流动性特征解决了投资者难以变现的后顾之忧，证券市场的出现，为各种长短期资金相互转化和横向资金融通提供了媒介和场所。人们可以用现金购买有价证券，把消费资金转化为生产资金；人们也可以卖出有价证券，将其变为现实购买力，以解决即期支付的需要。这一功能对于农业发展的意义在于：农业生产的根本特征决定了它所特有的生产周期长、存在自然灾害等风险。证券市场的分散风险功能有利于化解农业企业的风险压力，有利于农业的长期发展。
（五） 社会功能
对于转轨时期的中国，证券市场还有其超越经济领域的社会功能。首先，证券市场的出现加速了中国经济转轨和社会现代化的发育过程，广泛而深入地传播了市场经济的基础知识和价值观念。其次，证券市场成为联系国家政治、经济生活与公民切身利益的纽带，起到了社会凝聚作用。证券市场是政治、经济的“晴雨表”。国际形势、国家政局、体制改革、经济增长率、财政政策、货币政策、产业政策、税收政策等，都会影响到企业的经营业绩和投资者的投资收。81.证券市场与中国农业发展益，也都会在证券市场中得到反映。证券市场的走势，投资者的心态、倾向也会反馈到国家有关部门，从而影响有关决策。同时，从自身利益出发，企业、投资者必然对国家政治生活、经济形势、企业经营状况保持高度的关切，并且成为国家政治稳定和经济增长的坚定支持者。
这一功能对农业发展的意义在于：（1）有利于加强政府和公众对农业的关注。在证券市场上，农业类上市公司的经营状况每天会吸引千家万户的注意，投资者会因此而更加关注农业政策、农业发展的现状和趋势，证券机构更会认真研究农业方面的信息，关注农业企业的经济活动。而这些信号会反馈到决策层，从而影响有关政策的制定和决策的实施执行。（2）促进农业部门经营观念的创新。证券市场浓缩了市场经济的基本元素。农业与证券市场的联连，带来了经营观念的变化。例如，从只重视产品经营到产品经营和资本经营并重；从追求利润最大化到既追求利润最大化，也追求企业价值最大化；从只重视土地、农具等有形生产要素，到重视股票、债券等无形生产要素等。这是经营观念、思维方式的重大进步和创新。综上所述，证券市场为农业注入了多种现代生产要素，农业需要证券市场。同时，证券市场也需要农业的参与。农业对证券市场的重要性在于：①没有农业的参与，证券市场对国民经济的影响将大为降低，证券市场的重要性将大打折扣；②农业所形成的食物与纤维系统是世界最大的产业部门，没有它们参与，证券市场是不完整的；③农产品市场是永不衰落的市场，农业为证券投资者提供了适宜长线投资的工具，有利于减少证券市场中的短线投机行为。
二、 农业利用证券市场的途径
（一） 农业利用股票市场的途径
股票市场是目前中国证券市场的主体。在债券、基金等证券品种尚未充分发育的情况下，股票市场率先支撑起中国的证券市场。目前，我国农业对证券市场的利用主要是通过股票市场进行的。至1999年底，共有57家农业概念的股份公司上市发行股票，其主营业务和资金投向涵盖农产品加工、畜牧饲料、种植、种子、渔业、水产养殖、林业、农产品流通、化肥、农用机械等领域，涉及农业产前、产中、产后各个环节。
农业利用股票市场的步骤是：1.农业企业化。农业企业化的含义是：加快推动各种资源向农业产业化转移，对各种商品化农业的经营性资产实行企业化管理，按照《公司法》的要求规范企业组织形式。企业化是农业企业进入股票市场的前提。农业经营性资产必须经过企业制改组，才具备进入股票市场的条件。
2.农业企业股份化。农业企业股份化是指农业企业建立股份制或股份合作制，为农业进入股票市场奠定微观基础。农业企业股份化过程表现为多种形式，例如，农户联合兴办股份化的企业；对乡村集体企业进行股份合作制改造，农户取得股东资格；农户以其交售的农产品或服务参股龙头企业，作为优先股东，分享企业利益，不参与管理；专业合作社参股龙头企业；龙头企业进行股份制或股份合作制改造；农业产业化链条不同环节的企业间相互持股，建立“利益共享，风险共担”的利益共同体。必须指出的是，农业企业化过程是一个多样化的过程，是一个多种模式并存的过程。由于历史的、自然的原因，我国农业经营必然存在多种组织形式，农业企业也会表现为不同形态。这种多元化的组织结构在相当长一段时期都会存留下去。
3.农业股份公司证券化。（1）扶持现有农业股份公司上市。在农业企业股份化的基础上，扶持和推动符合条件的农业股份公司进入国内外股票市场发行股票，走上资本经营的“快车道”。通过股票市场的筹资功能，募集资金迅速扩张企业规模，取得规模效益；通过股票市场的转制功能，提高企业的素质和管理水平；通过股市的资源配置功能，不断培育优质资产，改良弱质资产，实现产业结构优化，并运用并购、重组等资本经营手段，走集团化、规模化发展道路；通过股市的巨大影响，提高农业上市公司的知名度，扩大企业的无形资产，创造良好的企业形象，让全社会了解、关心、支持农业产业化，让农业上市公司成为产业化经营的有力的龙头。
（2）组建新的农业股份公司并促使其上市。新组建的股份公司可侧重发展3种类型：一是大型。主要是原来国家部委直属的大型农贸加工、流通、进出口企业，经改组上市。二是精品型。选择若干著名的农业精品如砀山梨、涪陵榨菜等，组建农业精品股份公司上市。三是高科技型。把我国农业高科技成果、农科基地组成高科技农业股份公司，提高农业上市公司的科技含量。
（3）建立农村产权交易市场。随着股份制和股份合作制改革的深化，农村资产得以量化，产权得以清晰，非上市的股份制公司和股份合作制企业的股权可以通过证券化，在产权交易市场流通转让。目前，农村产权交易市场亟待建立。一个规范化的、有约束力的产权交易市场有利于盘活农业经营性资产，有效节制农业产业化经营的重复建设，为大范围的结构调整和资产重组创造条件，使股票市场与产权市场、大型企业和中小型企业实现有效联连，有利于提高农业产业化经营的效率和规模。
（二） 农业利用债券市场的途径
中国债券市场作为证券市场的重要组成部分，其市场规模和发展程度远远落后于股市，更不能和银行信贷相提并论。中国企业对债券市场的参与程度是很低的。农业是国民经济的基础，但至今为止还未有一家农业企业发行公司债券。我国应重视和加强对债券工具的运用。
农业利用债券市场的主要方式有3种：①发行公司债券。②发行经营型的基础设施如路、桥、水库等项目债券。③政府发行农业专项债券。目前，可供农业产业化选择的债券类型主要是企业债券和可转换债券。
㈤ 何德旭的著作
1．社会主义市场经济理论 专著（合著） 经济管理出版社1993年5月出版。
2．回顾、展望、预测 专著（合著） 社科文献出版社1994年3月出版。
3．改革．增长．商业银行 编著（主编） 中国金融出版社1995年11月出版。
4．大中型企业改革：建立现代企业制度 专著（合著） 天津人民出版社1995年出版。
5．国内外市场接轨的理论与实务 专著（合著） 中国社会科学出版社1995年12月出版。
6．中国市场金融体制论 专著（与赵效民合著） 经济管理出版社1996年5月出版。
7．中国城乡经济及社会协调发展研究 专著（合著） 经济管理出版社1996年6月出版。
8．中国经济体制转轨时期的货币政策研究 专著(合著) 中国金融出版社1997年1月出版。
9．21世纪中国银行业风险与防范 编著（副主编） 广东经济出版社1999年1月出版。
10．经济转型中的中国金融市场 专著（与李扬合著） 经济科学出版社1999年1月出版。
11．中国金融创新与发展研究 专著 经济科学出版社2001年3月出版。
12．中国投资基金制度变迁分析 专著 西南财经大学出版社2002年11月出版。
㈥ 美国非金融企业中债券比例高于股份，而中国却是股份高于债券原因
因为中国的债券市场远没有美国发达。很多企业债券很难卖出去或很难体现其正常价值：
1，二级市场流动性比较
美国债券二级市场是以场外交易为主的交易市场,自由的交易模式和双边报价商制度给市场带来了活跃的氛围和良好的流动性.同时,电子化交易系统的普遍应用也进一步提高了二级市场的交易效率.2006年,所有债券市场的日均交易量(现券)约9417亿美元,是纽约股票交易所的日均股票交易量(约688亿美元)的十三倍之多.从各类型债券的交易规模看,由于国债二级市场是美国货币当局实施货币政策的主要场所,是美联储的公开市场业务的主要
操作手段,因此交易最活跃的是以国债为主的政府债券,其日均交易量在5545亿美元;其次是以政府支持机构发行为主的抵押支持证券和资产支持证券,日均交易量在2518亿美元左右;联邦机构债券,公司债券和市政债券的交易不活跃,分别只有788亿美元,210亿美元和169亿美元.从各类债券的年换手率(现券年交易量/债券年末存量)来看,2005年国债的换手率达到了33.01倍
公司债券联邦机构债券场外市场分为银行间和商业银行柜台市场.由于交易所市场和商业银行柜台市场的存量和交易量均较小,银行间市场占据了债券市场存量和交易量的90%以上规模,因此本文我们考察的流动性主要针对银行间市场.
根据中央国债登记
央票交易最为活跃,日均交易量122.65亿元;其次为政策性银行债和记账式国债,日均交易量65.40亿元和43.49亿元;企业类债券交易清淡,其中短期融资券和商业银行债日均交易量19.93亿元和9.71亿元,其余的如企业债,证券公司债,非银行金融机构债等则日均交易量不满1亿元.从换手率指标来看,目前我国债券市场流动性最好的债券品种为短期融资券,央票和商业银行债,其换手率均在1倍以上,分别为2.02,1.51和1.38倍;其次为政策性银行债,其换手率为0.93倍;国债的换手率水平较低,仅有0.41倍.我国债券市场整体换手率水平为0.91倍,是美国债券市场的十分之一.
2，债券种类比较
在美国债券市场中,以企业为发行主体的债券产品已经占据了举足轻重的地位.包括公司债券,资产证券化产品在内的企业直接债务融资工具占了债券市场整体规模的60%以上.
2005年,抵押支持债券和资产支持债券余额共78708亿美元,占市场可流通余额的31.08%;公司债券余额49899亿美元,占市场可流通余额的19.70%;联邦机构债券余额26039亿美元,占比10.28%.美国政府类债券余额则排在公司类债券之后,占到债券市场总规模的三分之一不到,2005年可流通余额为63928亿美元,占比25.24%(其中国债余额41658亿美元,占比16.45%;市政债券余额22270亿美元,占比8.79%).
3，国债的持有结构比较
从美国国债市场投资人的构成结构来分析,截至2005年底,外国及国际机构持有美国国债的比例最大,持有量2.20万亿美元,占美国国债可流通余额的52.15%;美国货币当局和各类养老金分别位居二,三位,各持有国债0.74,0.28万亿美元,占到可流通余额的17.60%和6.70%. 美国国债之所以呈现出外资大量流入的特点,是由美国目前的宏观经济形势所决定的.美国的贸易赤字,财政赤字和储蓄不足是令其宏观当局棘手的三大经济难题,而国债供求则与后两者有直接关系.小布什上台以来,美国财政部为弥补巨额财政赤字,不得不发行大量国债,而国内储蓄不足又迫使其转向国外融资,从而每年有大量外资流入美国债市.1985年,外国及国际机构仅持有美国国债2264亿美元,占美国国债市场的15.90%;20年后外国及国际机构持有的美国国债余额猛增到了原来的10倍,占到了市场份额的1半以上.
我国国债市场,由于外资机构参与程度较低(2005年底,在银行间债券市场5508家机构中,外资银行在华分行一共45家,占比0.82%,国债持有余额27.77亿元,占比0.10%),投资人构成结构主要呈现出本土化和机构化的特点.截至2005年末,商业银行类机构国债持有量最大,持有16522.63亿元,占国债可流通余额的61.92%;其次为特殊结算成员(包括人民银行,财政部,政策性银行,交易所,中央国债公司和中证登公司等机构)持有国债6399.83亿元,
占23.99%;保险类机构排名第三,持有国债1693.94亿元,占6.35%.
4，债券市场规模比较
美国债券市场可流通债券规模总量较大,债券品种发展较为成熟.截止到2006年3月底,美国债券市场可流通余额达25.87万亿美元(不含1年以内的短期票据),相当于同期我国债券市场可流通余额的26.32倍(按照1:8的汇率),且总体规模增长速度比较平稳,年均增长率9.10%.自1985年开始,市场可流通的债券品种就比较丰富,包含国债,市政债券,抵押支持债券和资产支持债券,公司债券,联邦机构债券,货币市场工具等.
市政债券国债抵押支持债券公司债券联邦机构债券货币市场工具资产支持债券数据来源:美国证券业协会注:2006年数据截止到2006年3月31日.
根据中央国债公司的统计,截至2006年末3月末,中国债券市场可流通债券余额7.86万亿元,但整体规模增速较快,年均增长率达42.31%.债券品种主要为国债,中央银行债,政策性银行债,企业债,商业银行债,非银行金融机构债等.2005年,企业短期融资券,国际机构债和资产支持证券(2006年上市流通)等作为债券市场的创新品种首次向市场推出,但总量规模仍相对较小.
另一方面,债券市场余额与GDP的比重也能反映出一国债券市场的容量和整体的偿债能力.美国债券市场可流通余额/GDP的比值整体水平较高,1997年为1.54,2005年上升到1.99;我国的数据是,1997年该比值为0.06,2005年提高到了0.38.这表明,我国债券市场目前还处于发展阶段,存量规模仍有进一步扩大的潜力.
㈦ 关于计量经济学中协整检验的问题
这样确实不能做协整。GDP的增长主要不是取决于RI，所以你的方程本身没有太大意义。你可以看看是不是RI在98-07这10年间数据有“断层”-比如由于国家政策变化，01年前后的RI情况发生了根本变化。如果有这种情况，那就分段分析。实在不行可以采用工具变量的思想来调整数据。
㈧ 计量经济学论文
给你一篇我刚写的 呵呵 仅供参考 (需要的话给你电子版 QQ：309735313)
关于我国城镇居民储蓄存款模型的计量经济分析
（我的姓名等信息就省略了啊 呵呵）
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，并针对我国城镇居民存款储蓄现状提出自己的一些建议。
关键词：居民储蓄存款 实证分析 主要因素
一、问题的提出
1978年以来,随着我国国民经济的飞速发展,我国的居民储蓄也出现高速增长的态势。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。这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。所以国家相继出台了一系列积极的财政和货币政策,以刺激国内消费和投资需求,分流储蓄,但是居民储蓄依然持续增加。由于居民的储蓄存款直接影响着居民的消费行为，影响着货币的供给量，进而间接影响着国家经济的发展，宏观调控的力度和效果，因此，对我国居民存款储蓄问题的深入研究就显得尤为重要，这有助于帮助大家认清现状，做出合理的决策。虽然我们作为本科阶段的学生对这个问题的理解和研究还不够深入和透彻，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，提高实际操作水平和理论联系实际、发现问题、分析问题、解决问题的能力。
二、文献综述
我国有很多学者建立了许多的储蓄模型来分析各因素对居民储蓄的影响程度,但分析结论的差异很大。整理以前的研究成果,一个社会的储蓄总量受很多因数的影响，根据经典西方宏观经济学理论，储蓄水平主要受收入因数、利息率、物价水平、收入分配等因数的影响：
1.收入因数
收入是决定储蓄的重要因数，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，储蓄与可支配收入之间存在着正方向的变化关系，即居民的可支配收入增加，储蓄量增加；个人可支配收入减少，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，余下的全部实际现金收入。
2.利息率
传统经济学认为，在收入即定的条件下，较高的利息率会使储蓄增加。在本文中，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，从而也就会改变居民户的储蓄倾向。本文用通货膨胀率来考察物价水平对储蓄率的影响。
4.收入分配
凯恩斯认为，收入分配的均等化程度越高，社会的平均消费倾向就会越高，社会的储蓄倾向就会越低。在国际上，衡量收入分配平均状况最常用的指数是基尼系数。
三、变量的选取及分析
目前我国正处于改革时期，各种不确定性因素很多。因而，要分析各种因素对中国居民储蓄行为的影响，必须立足于中国的国情。1998年后，中国经济运行进入了一种新的体制约束状态，出现了明显的供给过剩，需求对经济增长的约束与拉动作用明显增强，投资、消费膨胀的内在动力明显不足；同时，由于我国市场机制尚不健全，市场经济发育不成熟，市场体制的控制力还有限，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，银行开始考虑贷款风险，投资者开始考虑投资回报，而消费者也开始考虑最佳的消费时机和预期收入。这说明，我们的微观经济层面已生长出一种内在的约束机制，然而社会各个方面对这些积极的因素还很不适应，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，导致了投资行为受阻、消费行为审慎和储蓄持续稳定增长。当前影响我国居民储蓄的因素有很多，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，只能综合考虑，选取一部分变量进行研究，而且为了方便查找数据，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，建立的模型是：
Y=β1+β2X1+β3X2+β4X3+β5X4+u
β1度量了截距项，它表示在没有收入的时候人们也要花钱消费，储蓄率为负。
β2度量了当城镇个人可支配收入率变动1%时，储蓄增长率的变动。
β3度量了当利率变动一个单位，其实也就是1%时，储蓄的增量的变动。
β4度量了当通货膨胀率变动一个单位，储蓄增量的变动。
β5度量了基尼系数对储蓄率的影响。这也是本文的重点变量。
u是随机误差项。
对Y做回归
利用eviews最小二乘估计结果如下
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
根据以上结果，初步得出的模型为
Y=-0.264646+0.317426X1+0.024054X2 +0.024476X3+1.127523X4.
1.经济意义的检验
该模型可以通过初步的经济意义的检验，系数的符号符合经济理论。
2.统计检验
从表中可以看出，显然通货膨胀率的系数通不过T检验，R2=0.897971， 2值为0.875298，模型的拟合情况较好。F检验的值为39.60525，整个模型对储蓄率的增长影响是显著的。
3.多重共线性的检验
从F值可知此模型整体显著，但是分析各个变量后发现X1和X3不显著，可能存在多重共线性，运用消除多重共线性的逐步回归方法我们可以得到要放弃X3 这个变量，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，R值和F值都很好，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.异方差性检验
对新模型进行异方差性的检验，运用white检验，得到如下结果：
White Heteroskedasticity Test:
F-statistic 2.669433 Probability 0.054505
Obs*R-squared 11.50596 Probability 0.073942
Obs*R-squared的计算结果是11.50596，，由于选用的没有交叉乘积项的方式，所以自由度为7，在0.05的显著水平下，查表得 （7）=12.59〉11.50596，所以接受原假设，即该模型不存在异方差性。
5.自相关性的检验
从上表可知DW值为1.556309，且样本容量n=24，有三个解释变量的条件下，给定显著性水平 =0.01，查D-W表得，d =0.882,d =1.407,这时有d <dw=1.556039<4- d ,表明不存在自相关。
6.最终结果
从上面的计量分析中最后得到我国城镇居民的储蓄存款模型：
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、结论与建议
1.模型的实证分析
城镇居民的收入增长率变化对居民的储蓄率变化的影响还是比较明显的，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，居民的收入变化1%，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，弹性仅为0.024487。这方面有很多的原因，其中对未来预期的不确定性是一个很重要的原因，尤其是1998年以后，随着住房、医疗、教育等方面的改革，人们的储蓄倾向受预期的影响更大。这方面从人民银行数次通过降息来调整储蓄量，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，弹性达到了1.145280。这里可以看出，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，国家应该重视对分配领域的调节，加大对低收入的者的转移支付，切合中国实际的对税收领域进行改革，缩小社会的贫富差距：
1）不要"逼"老百姓花钱，而要针对不同收入阶层，采取不同对策，引导居民消费
首先，增加中低收入居民的个人相对收入，在分配政策上进一步缩小收入差距；进行微观层面的改革和合适的福利体系改革，大力提高人们的收入预期；控制教育和医疗费用，降低人们的支出预期，减少公众的焦虑；积极发展消费信贷，尤其是助学贷款，减少人们为教育而储蓄的需要，让其"有钱花"。
其次，引导高收入居民向更高层次的消费过渡，努力提高其消费倾向，增加消费供给，让其"有地方花钱"，从而抑制储蓄倾向的进一步提高。
2）不要"逼"老百姓投资，而要不断增加金融创新，努力改善投资环境，刺激居民投资
目前的储蓄高增长主要是由于居民收入的持续增长、消费和投资的增速缓慢、居民手持现金的逐步减少而引起，充分暴露出我国经济架构的严重失衡。因此，必须采取相应的措施缓解储蓄增长的势头，并积极引导储蓄向投资转化：
第一，提供多样化的金融工具，不断开发新的金融产品，大力发展商业保险和社会保险，拓宽居民投资渠道，引导居民储蓄资金的合理分流。
第二，进一步发展和完善股票市场，规范上市公司的市场行为，逐步建立完善的、公开的信息披露制度，增强居民的投资信心。
第三，大力发展债券市场，尤其是企业债券市场，充分发挥债券融资的优势，加大企业从资本市场直接融资的比重。
第四，积极引导民间投资，用新型的融资方式拓宽民间投融资的渠道。稳定发展民营金融机构；建立民间投资退出机制；加强民间投资的信用体系建设。
3.模型的不足
在实际经济活动中，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，所以本模型没有反映人们的预期对储蓄率的影响。
参考文献
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10.庞皓：计量经济学.科学出版社，2008-1
㈨ 初创企业如何融资才会更顺利
在“大众创业、万众创新”的浪潮下，越来越多的人加入了创业的队伍中，创投行业一路高歌猛进，投资人寻找好项目，创业者寻找靠谱投资人，但是，在初创企业当中，依然面临着融资困难的问题，但是融资不顺利并不一定决定着创业的成败。有投资人私下透露，如果收到100位创业者的BP，TA可能会挑选10位面谈，然后再从中挑选1位进行投资。这就意味着，只有约1%的创业者才会获得投资，所以创业者也需要面对现实，或许做好产品和市场应该排在融资的前边。做好产品和市场之后，创业者还需要做哪些准备才能争取在众多创业者当中脱颖而出受到投资人的青睐呢?
毕竟能让投资人追着跑的明星项目只是少数，如果你没有那么幸运，不妨就脚踏实地一步一步的征服投资人吧。
㈩ 何德旭的简介
主要从事宏观经济理论与政策(财政政策、金融政策、投资政策等)、金融创新与金融发展、中国金融体制改革、金融宏观调控、资本市场(债券市场、股票市场、投资基金市场等)、利率、商业银行发展与企业融资等方面的理论和实践研究，取得了丰硕的、有价值的科研成果。