課程論文計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)題目我國銀行存款年利率的影響因素學(xué)院數(shù)學(xué)與統(tǒng)計(jì)學(xué)院專業(yè)統(tǒng)計(jì)學(xué)班級(jí)學(xué)生姓名指導(dǎo)教師職稱講師2012年11月27日我國銀行存款年利率的影響因素摘要：利率作為國家進(jìn)行宏觀調(diào)控的一個(gè)重要杠桿，對(duì)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展起著重要的影響。利率市場(chǎng)化是市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的必然趨勢(shì)。改革開放以來，商業(yè)銀行利率市場(chǎng)化取得了一定進(jìn)展，但美國q條例的廢除歷程和阿根廷利率改革失敗的教訓(xùn)說明存款利率市場(chǎng)化需要慎之又慎，目前我國經(jīng)濟(jì)主體對(duì)利率的敏感程度、中央銀行基準(zhǔn)利率生成機(jī)制、商業(yè)銀行財(cái)務(wù)管理能力和風(fēng)險(xiǎn)管控技術(shù)還不能完全滿足存款利率市場(chǎng)化的要求，因此進(jìn)一步完善利率市場(chǎng)化體系尤為關(guān)鍵和迫切。利率是聯(lián)系金融領(lǐng)域與實(shí)際經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的紐帶，也是貨幣政策傳遞過程中的樞紐。制定利率是一種科學(xué)決策的過程，應(yīng)當(dāng)依照一定的經(jīng)濟(jì)規(guī)律、綜合考慮現(xiàn)在和前期的各種宏觀經(jīng)濟(jì)變量。根據(jù)理論和經(jīng)驗(yàn)分析，影響中國年利率%的主要因素，除了國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP和貨幣供應(yīng)量M1以外，還可能與居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)CPI，商品零售價(jià)格指數(shù)及全社會(huì)固定資產(chǎn)總投資FAI有關(guān)。為此，考慮的影響因素主要有GDP指數(shù)，GDP核指，消費(fèi)品零售額和商品零售價(jià)格指數(shù)。關(guān)鍵詞：利率影響因素回歸擬合異方差多重共線性自相關(guān)檢驗(yàn)及修正文獻(xiàn)綜述自從加入WTO以來，中國利率體系的改革及利率政策問題便成為國內(nèi)外關(guān)注的焦點(diǎn)之一。2002年之后，人民幣匯率的動(dòng)向吸引了人們的注意力。鑒于利率與匯率密切關(guān)聯(lián)，對(duì)利率問題的討論更增添了新的內(nèi)容。2003年下半年以來，隨著國民經(jīng)濟(jì)局部過熱跡象的顯化以及以緊縮為主要傾向的宏觀經(jīng)濟(jì)政策的連續(xù)出臺(tái)，利率的走勢(shì)更為朝野矚目。以上進(jìn)展表明，中國的利率政策正逐漸擺脫其“侍女”的地位，走向貨幣政策乃至宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控政策體系的“舞臺(tái)”中央。利率在中國經(jīng)濟(jì)的運(yùn)行中日見重要并因而逐漸被宏觀調(diào)控當(dāng)局倚重，說明中國經(jīng)濟(jì)的市場(chǎng)化進(jìn)程又有了相當(dāng)程度的深入。然而，在欣喜地看到這一進(jìn)展的同時(shí)，我們也清楚地認(rèn)識(shí)到：利率作為市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)中靈活且有力的貨幣政策工具，在我們這個(gè)發(fā)展中的社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體系中還難以充分有效地發(fā)揮作用——這既歸因于我們的利率體系本身還不完善，也歸因于利率賴以發(fā)揮作用的社會(huì)經(jīng)濟(jì)條件尚未完全具備。顯然，為了進(jìn)一步推進(jìn)我國市場(chǎng)化進(jìn)程，提高我國貨幣政策操作的市場(chǎng)化水平，加速我國利率體系的市場(chǎng)化改革，已經(jīng)具有相當(dāng)?shù)木o迫性。利率是聯(lián)系金融領(lǐng)域與實(shí)際經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的紐帶，也是貨幣政策傳遞過程中的樞紐。制定利率是一種科學(xué)決策的過程，應(yīng)當(dāng)依照一定的經(jīng)濟(jì)規(guī)律、綜合考慮現(xiàn)在和前期的各種宏觀經(jīng)濟(jì)變量。利率市場(chǎng)化是指資金供求雙方通過市場(chǎng)機(jī)制決定資金均衡價(jià)格，從而能夠更好的反映資金稀缺程度，提高資金配置效率。目前我國的利率體系仍然屬于國家主導(dǎo)型，這里面有歷史原因、經(jīng)濟(jì)現(xiàn)狀約束、未來風(fēng)險(xiǎn)考慮等因素，但是為了更好地完善社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制，發(fā)揮市場(chǎng)機(jī)制作用，利率市場(chǎng)化是必然趨勢(shì)。利率市場(chǎng)化是一項(xiàng)系統(tǒng)工程，利率市場(chǎng)化不是目的，不能為了市場(chǎng)化而簡(jiǎn)單的放開管制任其浮動(dòng)。本文根據(jù)1990-2010年我國一年期年利率（y）、國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP（x1）、貨幣供應(yīng)量M1（x2）、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)CPI（x3）、商品零售價(jià)格指數(shù)（x4）及全社會(huì)固定資產(chǎn)總投資FAI（x5）的年度數(shù)據(jù)建立模型分析各經(jīng)濟(jì)變量對(duì)人民幣利率的影響，并提出相應(yīng)的政策建議。二、數(shù)據(jù)收集與模型的建立（一）原始數(shù)據(jù)：1979～2010年我國銀行存款年利率有關(guān)統(tǒng)計(jì)資料及相關(guān)數(shù)據(jù)年份年利率y國內(nèi)生產(chǎn)總值x1貨幣供應(yīng)量x2居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)x3商品零售價(jià)格指數(shù)x4全社會(huì)固定資產(chǎn)投資x519908.6418667.86950.7103.1102.14517.0019918.0121781.58633.3103.4102.95594.5019927.5626923.511731.5106.4105.48080.0919939.5435333.916280.4114.7113.213072.31199410.9848197.920540.7124.1121.717042.86199510.9860793.723987.1117.1114.820019.2719969.2171176.628514.8108.3106.122913.5519977.1378973.034826.3102.8100.824941.1219985.0384402.338953.799.297.428406.1619992.9389677.145837.298.697.029854.7120002.2599214.653147.2100.498.532917.7320012.25109655.259871.6100.799.237213.5020022.02120332.770881.899.298.743499.9120031.98135822.884118.6101.299.955566.6120042.02159878.395969.7103.9102.870477.4020052.25184937.4107278.8101.8100.888773.6120062.52216314.4126035.1101.5101.0109998.1620073.46265810.3152560.1104.8103.8137323.9420083.06314045.4166217.1105.9105.9172828.4020092.25340902.8220001.599.398.8224598.7720102.75401202.0266621.3103.3103.1278121.85（二）模型設(shè)計(jì)根據(jù)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，試估計(jì)以下形式的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型：其中，Y為年利率%、X1為國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP、X2為貨幣供應(yīng)量M1、X3為居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)CPI、X4為商品零售價(jià)格指數(shù)及X5為全社會(huì)固定資產(chǎn)總投資FAI。模型估計(jì)和檢驗(yàn)回歸擬合分析：由上圖可知t統(tǒng)計(jì)量：（-3.736）（-4.267）（5.687）（3.462）標(biāo)準(zhǔn)誤差：5.47101.52E-050.04912.18E-05=0.8690=0.8458F=37.5791模型檢驗(yàn)，=0.8690，說明擬合程度好。經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)，估計(jì)的解釋變量系數(shù)為,，和，所估計(jì)的參數(shù)的符號(hào)與經(jīng)濟(jì)理論分析一致，由模型可以看出每減少一單位的國內(nèi)生產(chǎn)總值，銀行年利率減低6.47E-05，每增加一單位的居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)，銀行年利率提高0.2797，每增加一單位的全社會(huì)固定資產(chǎn)投資，銀行年利率提高7.53E-05。t檢驗(yàn)在給定的a=0.05，自由度（n-k-1）=15，查表得臨界值(15)=2.131，因?yàn)閤1，x,3，x5的參數(shù)對(duì)應(yīng)的t統(tǒng)計(jì)量均大于(16)=2.131，說明在5%的顯著性水平下，斜率系數(shù)均顯著不為0，則說明每減少一單位的國內(nèi)生產(chǎn)總值，銀行年利率減低6.47E-05，每增加一單位的居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)，銀行年利率提高0.2797，每增加一單位的全社會(huì)固定資產(chǎn)投資，銀行年利率提高7.53E-05。多重共線性用最小二乘法估計(jì)模型分析：（-2.5752）（-1.1059）（-4.1537）（1.4416）（-0.9394）（6..2856）=0.939552=0.919403F=46.62972D.W.=1.355872調(diào)整后的可決系數(shù)和F都比較大，說明方程總體上的線性關(guān)系是顯著的。而且F=46.62972>=3.011。故認(rèn)為我國銀行年利率與上述解釋變量間總體線性關(guān)系顯著。但由于其中x1、x3、x4前面的參數(shù)估計(jì)值未能通過t檢驗(yàn)，所以不是所有的參數(shù)都通過了顯著性檢驗(yàn)，故認(rèn)為解釋變量間存在多重共線性。檢驗(yàn)簡(jiǎn)單相關(guān)系數(shù)表1相關(guān)系數(shù)矩陣分析：由表中數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)X1與X2、x5，x2與x5，x3與x4之間存在高度相關(guān)性，再一次驗(yàn)證了模型存在多重共線性。3.找出最簡(jiǎn)單的回歸形式分別作Y與X1，X2，X3，X4，X5間的回歸：（1）y=7.685358-1.89E-05*x1（8.2368）（-3.5489）=0.3986D.W.=0.2288（2）y=7.3604-2.91E-05*x2(8.5560)(-3.5646)=0.4008D.W.=0.2231（3）y=-36.4704+0.3967*x3（-4.7067）（5.3730）=0.6031D.W.=0.4002（4）y=-36.6396+0.4031*x4（-4.3711）（4.9865）=0.5669D.W.=0.36（5）y=6.6720-2.34E-05*x5（7.8114）（-2.7516）=0.2850D.W.=0.1901分析：從以上5個(gè)一元線性回歸模型可以看出任何一個(gè)解釋變量和被解釋變量都存在顯著的線性關(guān)系，其中x3（居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)）形成的模型可決系數(shù)最高，說明它和被解釋變量y（年利率）存在更為明顯的線性關(guān)系，而且居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)x3對(duì)銀行年利率y的影響最大，與經(jīng)驗(yàn)相符合，所以選擇x3的模型作為初始回歸模型。

4.逐步回歸表2變量tFDWX1、X3-3.738、5.5180.751831.2850.487X2、X3-3.629、5.3900.74530.2650.515X4、X3-1.387、1.9350.60216.0990.452X5、X3-2.885、5.4240.69824.1610.482分析：分別引入x1、x2、x4、x5，分析發(fā)現(xiàn)x4和x3的線性組合不是全部顯著，所以應(yīng)剔除，而x1、x2、x5和x3組合后調(diào)整的可決系數(shù)比初始模型都有提高，但x1和x3組合調(diào)整后的可決系數(shù)更高，因此保留x1。表3變量tFDWx1、x3、x2-0.716、5.361、0.2640.73819.8020.481X1、x3、x4-3.269、-0.040、0.4980.74120.0690.513X1、x3、x5-4.267、5.687、3.4620．84637.5800.690分析：在x1、x3的基礎(chǔ)上又分別依次引入變量x2、x4、x5，變量x1、x3、x2的線性組合和變量x1、x3、x4的線性組合的變量沒有全部顯著，所以剔除，保留x1、x3、x5的。表4變量tFDWx1、x2、x3、x5-1.077、-4.093、5.400、6.2940．92058.4961.427x1、x3、x4、x5-4.161、0.832、-0.361、3.3320.83826.7750.723分析：在x1、x4、x5的基礎(chǔ)上又分別依次引入x2、x3，由表4可以看出x1、x2、x4、x5的線性組合與x1、x3、x4、x5的線性組合的變量都沒有全部顯著。所以最后的多元線性回歸模型是由x1（國內(nèi)生產(chǎn)總值）、x3（居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)）、x5（全社會(huì)固定資產(chǎn)投資）構(gòu)成的，即：t統(tǒng)計(jì)量：（-3.736）（-4.267）（5.687）（3.462）標(biāo)準(zhǔn)誤差：5.47101.52E-050.04912.18E-05=0.8690=0.8458F=37.5791分析：由模型可以看出每減少一單位的國內(nèi)生產(chǎn)總值，銀行年利率減低6.47E-05，每增加一單位的居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)，銀行年利率提高0.2797，每增加一單位的全社會(huì)固定資產(chǎn)投資，銀行年利率提高7.53E-05。異方差檢驗(yàn)1.利用Eviews求出線性模型得出模型：（-4.707）（5.373）=0.603=0.582D.W.=0.4001F=28.870OLS回歸的殘差平方項(xiàng)與x的散點(diǎn)圖，圖中顯示回歸方程的殘差分布有明顯的擴(kuò)大趨勢(shì)，即表明存在異方差性。2.異方差檢驗(yàn)G-Q檢驗(yàn)：首先將可支配收入X升序進(jìn)行排列，然后去掉中間5個(gè)樣本，余下的樣本分為容量各為8的兩個(gè)子樣本，并分別進(jìn)行回歸。樣本取值較小的Eviews輸出結(jié)果如下：殘差平方和：RSS1=6.006樣本取值較大的Eviews輸出結(jié)果如下：殘差平方和：RSS2=30.292因此統(tǒng)計(jì)量為：5.044在5%的顯著性水平下，查F分布表得，而，因此拒絕原假設(shè)，所以存在異方差性。異方差修正利用加權(quán)最小二乘法（WLS）進(jìn)行估計(jì)即采用加權(quán)最小二乘估計(jì)得到的回歸方程：（-12.537）（313.965）=0.911加權(quán)結(jié)果比不加權(quán)結(jié)果差別偏小上圖中White檢驗(yàn)顯示，P值較大，所以接收不存在異方差的原假設(shè)，即認(rèn)為已經(jīng)消除了回歸模型的異方差性。自相關(guān)檢驗(yàn)修正結(jié)論分析和政策建議本文以年利率%、國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP、貨幣供應(yīng)量M1、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)CPI、商品零售價(jià)格指數(shù)RPI及全社會(huì)固定資產(chǎn)總投資FAI因素作為自變量進(jìn)行研究分析。從經(jīng)過多重利率決定物價(jià)水平：利率決定著匯率與物價(jià)的基本水平,因?yàn)槔视蓢业暮暧^經(jīng)濟(jì)總體運(yùn)行狀況決定,其中貨幣發(fā)行數(shù)量、儲(chǔ)蓄、投資、消費(fèi)傾向、公眾偏好是基本決定因素。利率自由確定后,社會(huì)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)即據(jù)此展開運(yùn)行,公眾據(jù)此意愿利率進(jìn)行儲(chǔ)蓄,企業(yè)據(jù)此意愿利率進(jìn)行投資,政府因此制定各項(xiàng)經(jīng)濟(jì)政策,整個(gè)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)有條不紊的運(yùn)行產(chǎn)生了一社會(huì)總產(chǎn)出水平,總產(chǎn)出即總收入。利率的變化引起有效需求的變化,主要通過影響公眾靈活性偏好、資本的邊際效率、投資乘數(shù)而發(fā)生作用。因此,總收入與利率決定了社會(huì)總需求。社會(huì)總供給與社會(huì)總需求又決定了社會(huì)總物價(jià)水平實(shí)際利率上升對(duì)物價(jià)上漲有推動(dòng)作用：(1)高利率有利于食利者階層的增長,阻礙生產(chǎn)和消費(fèi)行為,二者均將導(dǎo)致生產(chǎn)萎縮、商品供給減少。根據(jù)貨幣流通量公式M=PT/V可知,當(dāng)貨幣流通量M增長時(shí),欲使商品價(jià)格P保持不變唯有兩種途徑:產(chǎn)量T增加或貨幣流通速度V減慢,顯然,前者是消除通貨膨脹的根本途徑。實(shí)際利率上升恰恰會(huì)使通過增加商品供給來壓抑物價(jià)成為泡影。我國的一般利潤率長期以來一直在低水平徘徊,相當(dāng)一部分企業(yè)虧損或處在虧損邊緣,利率上升無疑將進(jìn)一步挫傷生產(chǎn)者的積極性,對(duì)國民經(jīng)濟(jì)和通貨膨脹產(chǎn)生負(fù)面影響。一般而言,單純由貨幣過度發(fā)行造成的通貨膨脹不會(huì)持續(xù)很長時(shí)間。一國的物價(jià)如果連續(xù)數(shù)年在兩位數(shù)上高踞不下,其主要原因往往不在于貨幣供給過多,而在于生產(chǎn)和消費(fèi)的萎縮。當(dāng)產(chǎn)量不變時(shí),貨幣供應(yīng)量增加后欲使商品價(jià)格保持不變,貨幣的流通速度必須放慢。提高利率的實(shí)質(zhì)事實(shí)上即在于通過貨幣流通速度的放慢來減輕物價(jià)的上漲壓力。但是高利率的這種效果是暫時(shí)的并且以社會(huì)商品積壓、企業(yè)三角債增加和滯脹局面的形成為代價(jià)。一方面使貨幣供應(yīng)量超常增長,另一方面又想方設(shè)法使投入的貨幣不能正常流通。(2)按規(guī)定我國企業(yè)可將利息計(jì)入生產(chǎn)成本。貸款利率提高一方