課程**
計量經濟學
我國銀行存款年利率的影響因素
摘要：利率作為國家進行巨集觀調控的乙個重要槓桿，對經濟的發展起著重要的影響。利率市場化是市場經濟發展的必然趨勢。
改革開放以來，商業銀行利率市場化取得了一定進展，但美國q條例的廢除歷程和阿根廷利率改革失敗的教訓說明存款利率市場化需要慎之又慎，目前我國經濟主體對利率的敏感程度、**銀行基準利率生成機制、商業銀行財務管理能力和風險管控技術還不能完全滿足存款利率市場化的要求，因此進一步完善利率市場化體系尤為關鍵和迫切。利率是聯絡金融領域與實際經濟活動的紐帶，也是貨幣政策傳遞過程中的樞紐。制定利率是一種科學決策的過程，應當依照一定的經濟規律、綜合考慮現在和前期的各種巨集觀經濟變數。
根據理論和經驗分析，影響中國年利率%的主要因素，除了國內生產總值gdp和貨幣**量m1以外，還可能與居民消費**指數cpi，商品零售**指數及全社會固定資產總投資fai有關。為此，考慮的影響因素主要有gdp指數，gdp核指，消費品零售額和商品零售**指數。
關鍵詞：利率影響因素回歸擬合異方差多重共線性自相關檢驗及修正
1、文獻綜述
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外關注的焦點之一。2002 年之後，人民幣匯率的動向吸引了人們的注意力。鑑於利率與匯率密切關聯，對利率問題的討論更增添了新的內容。
2003 年下半年以來，隨著國民經濟區域性過熱跡象的顯化以及以緊縮為主要傾向的巨集觀經濟政策的連續出台，利率的走勢更為朝野矚目。以上進展表明，中國的利率政策正逐漸擺脫其「侍女」的地位，走向貨幣政策乃至巨集觀經濟調控政策體系的「舞台」**。 利率在中國經濟的執行中日見重要並因而逐漸被巨集觀調控當局倚重，說明中國經濟的市場化程序又有了相當程度的深入。
然而，在欣喜地看到這一進展的同時，我們也清楚地認識到：利率作為市場經濟中靈活且有力的貨幣政策工具，在我們這個發展中的社會主義市場經濟體系中還難以充分有效地發揮作用——這既歸因於我們的利率體系本身還不完善，也歸因於利率賴以發揮作用的社會經濟條件尚未完全具備。顯然，為了進一步推進我國市場化程序，提高我國貨幣政策操作的市場化水平，加速我國利率體系的市場化改革，已經具有相當的緊迫性。
利率是聯絡金融領域與實際經濟活動的紐帶，也是貨幣政策傳遞過程中的樞紐。制定利率是一種科學決策的過程，應當依照一定的經濟規律、綜合考慮現在和前期的各種巨集觀經濟變數。利率市場化是指資金供求雙方通過市場機制決定資金均衡**，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於國家主導型，這裡面有歷史原因、經濟現狀約束、未來風險考慮等因素，但是為了更好地完善社會主義市場經濟體制，發揮市場機制作用，利率市場化是必然趨勢。利率市場化是一項系統工程，利率市場化不是目的，不能為了市場化而簡單的放開管制任其浮動。本文根據1990 -2010 年我國一年期年利率（y）、國內生產總值gdp（x1）、貨幣**量m1（x2）、居民消費**指數cpi（x3）、商品零售**指數（x4）及全社會固定資產總投資fai（x5）的年度資料建立模型分析各經濟變數對人民幣利率的影響，並提出相應的政策建議。
二、資料收集與模型的建立
（一）原始資料：1979～2023年我國銀行存款年利率有關統計資料及相關資料
（二）模型設計
根據統計資料，試估計以下形式的計量經濟模型：
其中，y為年利率%、x1為國內生產總值gdp、x2為貨幣**量m1、x3為居民消費**指數cpi、x4為商品零售**指數及x5為全社會固定資產總投資fai。
3、模型估計和檢驗
(1)回歸擬合
分析：由上圖可知
t統計量：（-3.736） （-4.267） （5.687） （3.462）
標準誤差：5.4710 1.52e-05 0.0491 2.18e-05
=0.8690 =0.8458 f=37.5791
模型檢驗， =0.8690，說明擬合程度好。
經濟意義檢驗，估計的解釋變數係數為,，和，所估計的引數的符號與經濟理論分析一致，由模型可以看出每減少一單位的國內生產總值，銀行年利率減低6.47e-05，每增加一單位的居民消費**指數，銀行年利率提高0.2797，每增加一單位的全社會固定資產投資，銀行年利率提高7.
53e-05。
(2)t檢驗
在給定的a=0.05，自由度（n-k-1）=15，查表得臨界值(15)=2.131，因為x1，x,3，x5的引數對應的t統計量均大於(16)=2.
131，說明在5%的顯著性水平下，斜率係數均顯著不為0，則說明每減少一單位的國內生產總值，銀行年利率減低6.47e-05，每增加一單位的居民消費**指數，銀行年利率提高0.2797，每增加一單位的全社會固定資產投資，銀行年利率提高7.
53e-05。
(3)多重共線性
1. 用最小二乘法估計模型
分析： （-2.5752） （-1.1059） （-4.1537） （1.4416） （-0.9394） （6..2856）
=0.939552 =0.919403 f=46.62972
調整後的可決係數和f都比較大，說明方程總體上的線性關係是顯著的。而且f=46.62972> =3.
011。故認為我國銀行年利率與上述解釋變數間總體線性關係顯著。但由於其中x1、x3、x4前面的引數估計值未能通過t檢驗，所以不是所有的引數都通過了顯著性檢驗，故認為解釋變數間存在多重共線性。
2.檢驗簡單相關係數
表1 相關係數矩陣
分析：由表中資料發現x1與x2、x5，x2與x5，x3與x4之間存在高度相關性，再一次驗證了模型存在多重共線性。
3.找出最簡單的回歸形式
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）
=0.3986
（2）y=7.3604-2.91e-05*x2
(8.5560) (-3.5646)
=0.4008
（3）y=-36.4704+0.3967*x3
（-4.7067）（5.3730）
=0.6031
（4）y=-36.6396+0.4031*x4
（-4.3711）（4.9865）
=0.5669
（5）y=6.6720-2.34e-05*x5
（7.8114）（-2.7516）
=0.2850
分析：從以上5個一元線性回歸模型可以看出任何乙個解釋變數和被解釋變數都存在顯著的線性關係，其中x3（居民消費**指數）形成的模型可決係數最高，說明它和被解釋變數y（年利率）存在更為明顯的線性關係，而且居民消費**指數x3對銀行年利率y的影響最大，與經驗相符合，所以選擇x3的模型作為初始回歸模型。
4.逐步回歸
表2分析：分別引入x1、x2、x4、x5，分析發現x4和x3的線性組合不是全部顯著，所以應剔除，而x1、x2、x5和x3組合後調整的可決係數比初始模型都有提高，但x1和x3組合調整後的可決係數更高，因此保留x1。
表3分析：在x1、x3的基礎上又分別依次引入變數x2、x4、x5，變數x1、x3、x2的線性組合和變數x1、x3、x4的線性組合的變數沒有全部顯著，所以剔除，保留x1、x3、x5的。
表4分析：在x1、x4、x5的基礎上又分別依次引入x2、x3，由表4可以看出x1、x2、x4、x5的線性組合與x1、x3、x4、x5的線性組合的變數都沒有全部顯著。所以最後的多元線性回歸模型是由x1（國內生產總值）、x3（居民消費**指數）、x5（全社會固定資產投資）構成的，即：
t統計量：（-3.736） （-4.267） （5.687） （3.462）
標準誤差：5.4710 1.52e-05 0.0491 2.18e-05
=0.8690 =0.8458 f=37.5791
分析：由模型可以看出每減少一單位的國內生產總值，銀行年利率減低6.47e-05，每增加一單位的居民消費**指數，銀行年利率提高0.
2797，每增加一單位的全社會固定資產投資，銀行年利率提高7.53e-05。
(4)異方差檢驗
1.利用eviews求出線性模型
得出模型：
4.707） （5.373）
=0.603 =0.582 f=28.870
ols回歸的殘差平方項與x的散點圖，圖中顯示回歸方程的殘差分布有明顯的擴大趨勢，即表明存在異方差性。
計量經濟學期末複習及答案
一 單項選擇題 1 下面哪個假定保證了線性模型y x 的ols估計量的無偏性。a a x與 不相關。b 是同方差的。c 無序列相關。d 矩陣x是滿秩的。2 下列對於自相關問題的表述，哪個是不正確的。b a durbin watson檢驗只用於檢驗一階自相關。b bg breusch godfrey ...
計量經濟學上機報告
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