民用汽车拥有量主要影响要素及对策分析

2023年12月8日发(作者：尼桑郑州日产皮卡)

百度文库 - 让每个人平等地提升自我

计量经济学实证分析

专业： 11经管会计

学号：

姓名：易津

时间： 2013年1

百度文库 - 让每个人平等地提升自我

摘要

根据近二十年来国内多项经济指标!运用逐步线性回归的方法建立了民用汽车拥有量的计量经济模型!并对模型进行评价和检验利用该模型可以对今后的民用汽车拥有量进行理论预测!为发展规划提供有依据的理论指导

关键词!汽车拥有量

%线性回归Linear regression

相关回归模型The regression model%评价evaluation

1 百度文库 - 让每个人平等地提升自我

According to the domestic economic indicators over the past twenty years! Stepwise linear

regression method to establish the econometric model of civil automobile ownership. And evaluate

the model and test the model can be used to the civil car ownership of theoretical predictions for

the future! Provide a basis for development plan of theoretical guidance

Car ownership

2 百度文库 - 让每个人平等地提升自我

摘要 .............................................. Ⅰ

Abstract .................................................................................Ⅱ

引言 ................................................ 3

一、民用汽车拥有量的关联度双变量分析 .................. 4

（一）民用汽车拥有量与居民消费水平(X2)关联度分析 ..................................................................... 4

二、民用汽车拥有量要素的关联度分析 .................... 7

（一）民用汽车拥有量、居民消费水平与居民储蓄余额的的关联度分析 ......................................... 7

六、模型自相关诊断 ................................... 19

七、模型异方差诊断及补救 ............................. 21

八、预测模型选择 ..................................... 23

九﹑小结与建议 ....................................... 24

引言

我国经济快速发展!为汽车产业的发展提供了巨大的市场对于我们这样一个人口大国!发展战略首先应该是推动内需!用内需来带动整个经济的持续健康发展从国内外汽车产业发展的状况来看!我国汽车产业的发展在相当长的一段时间内将以国内市场为主3 百度文库 - 让每个人平等地提升自我

这就需要对国内汽车市场发展的主要影响因素进行分析!进而对国内汽车市场发展状况做出科学判断本文试图选取一系列变量!建立模型!进行定量分析!以便更准确地反映中国汽车产业发展的影响因素。

一、民用汽车拥有量的关联度双变量分析

（一）民用汽车拥有量与居民消费水平(X2)关联度分析

为了更好的进行对民用汽车拥有量和居民消费水平(X2)的关联度分析，我们选取全国1996年至2011年民用汽车拥有量和居民消费水平(X2)的统计资料，如表1所示。

表1 1996-2011年全国民用汽车拥有量和居民消费水平(X2)（单位：辆）

年份民用汽车拥有量居民消费水平(X2)

4 百度文库 - 让每个人平等地提升自我

1996

1997

1998

1999

2000

2001

2002

2003

2004

2005

2007

2008

2009

2010

2011

11000800

12190900

13193000

14529400

16089100

18020408

20531700

23829254

26937137

31596629

36973531

43583550

50996094

62806086

78018259

93563163

2789

3002

3159

3346

3632

3886.9252

4143.7493

4474.5275

5031.9989

5596.1951

6298.5653

7309.6284

8430

9283

10522

12272

我们建立二元回归模型y＝b1＋b2X2＋ei（相关计算数据参照于表1），把民用汽车拥有量作为被解释变量y，居民消费水平(X2)作为解释变量X2，运行统计分析软件SPSS，将上表中数据输入界面，进行回归分析所得结果如表2、表3和表4所示。

表2 模型汇总

模型

.997

R 方

.993

调整 R 方

.993

标准估计的误差

2131583.98557

a 预测变量(常量), 居民消费水平

表3 ANOVA(b)

5 百度文库 - 让每个人平等地提升自我

模型

回归

残差

总计

平方和

9.368E15

6.361E13

9.432E15

均方

9.368E15

4.544E12

2061.848

Sig.

.000(a)

a 预测变量: (常量), 居民消费水平。

b 因变量：民用汽车拥有量

表4 系数(a)

模型

(常量)

居民消水平

非标准化系数

标准误差

1221621.670

191.060

标准系数

试用版

.997

-12.523

45.408

Sig.

.000

-15298731.491

8675.554

a 因变量：民用汽车拥有量

据此，可得该回归模型各项数据为：

＝

?x2y??x?y2n(?x2)22?x2?n ＝8675.554

b1 ＝y?b2x2＝-15298731.491

?2e

＝?2in?2＝4.544E12

22?xVar（b1）＝n?(x?x)222?2＝1.49E+12

Var（b2）＝

12＝36503.92

?2?(x2?x2)Se（b1）＝

Var(b1) ＝1221621.670

6 百度文库 - 让每个人平等地提升自我

Se（b2）＝

Var(b2) ＝191.060

t（b1）＝

＝-12.523

Se(b1)

t（b2）＝

b2 ＝45.408

Se(b2)R ＝

2?(y?y)?(y?y)22 ＝0.993

df ＝ 14

模型为：y＝-15298731.491＋8675.554X2＋ei

令?＝0.1，

我们提出如下假设：

H0：Bi＝0，Y＝B1+B2X2+μ

y＝b1＋b2X2＋e

t(bi)~

t0.1 (14)

在?水平下，t检验的拒绝域为：〔－∞，－1.761〕和〔1.761，＋∞〕

所以t（b1）、t（b2）均落在拒绝域中，拒绝原假设，即常数项和X2对于模型均有

意义。

对于该模型的经济意义解释如下：

平均而言，在其他条件不变的情况下，居民消水平(M2)每变动一个单位，将引起法定准备金变动8675.554个单位。并且，该模型反映了99.3%的真实情况。

二、民用汽车拥有量要素的关联度分析

（一）民用汽车拥有量、居民消费水平与居民储蓄余额的的关联度分析

为了更好的进行对民用汽车拥有量和居民消费水平(M2)及居民储蓄余额的关联度分析，我们选取全国1996至2011年民用汽车拥有量和居民消费水平(M2)及居民储蓄余额的统计资料，如表2-1所示。

表2-1 1994-2009年全国民用汽车拥有量、居民消费水平(M2)及居民人均储蓄余额（单位：元）居民储蓄余额

年份

民用汽车拥有量

居民消费水平(M2)

居民人均储蓄余额

7 百度文库 - 让每个人平等地提升自我

1996年

1997年

1998年

1999年

2000年

2001年

2002年

2003年

2004年

2005年

2006年

2007年

2008年

2009年

2010年

2011年

11000800

12190900

13193000

14529400

16089100

18020408

20531700

23829254

26937137

31596629

36973531

43583550

50996094

62806086

78018259

93563163

2789

3002

3159

3346

3632

3886.9252

4143.7493

4474.5275

5031.9989

5596.1951

6298.5653

7309.6284

8430

9283

10522

12272

3147.1

3744.3

4279.4

4735.6

5075.8148

5779.5

6763.5

8019.92

9196.57

10783.71

12297.4

13051

16407

19541

22619

25505

我们建立三元回归模型y＝b1＋b2X2＋b3X3＋e相关计算数据参照于表2-1）。我们将民用汽车拥有量作为被解释变量y，居民消费水平(M2)作为解释变量X2，居民人均储蓄余额作为解释变量X3（以下各步同上），运行统计分析软件SPSS，将上表中数据输入界面，进行回归分析所得结果如表2-2、表2-3和表2-4所示。

表2-2 模型汇总

模型

.997

a. 预测变量: (常量), 居民人均储蓄余额, 居民消费水平。

aR 方

.994

调整 R 方

.993

标准估计的误差

2110377.92783

2-3 ANOVA(b)

模型l

回归

平方和

9.374E15

均方

4.687E15

1052.388

Sig.

.000

a8 百度文库 - 让每个人平等地提升自我

残差

总计

5.790E13

9.432E15

4.454E12

a. 预测变量: (常量), 居民人均储蓄余额, 居民消费水平。

b. 因变量: 民用汽车拥有量

表2-4 系数(a)

模型

(常量)

居民消费水平

居民人均储蓄余额

-12534878.803

6638.272

838.411

非标准化系数

标准误差

2723563.888

1808.693

740.257

标准系数

试用版

-4.602

3.670

1.133

Sig.

.000

.003

.278

.763

.235

a. 因变量: 民用汽车拥有量

＝

?x2y??x?y2n(?x2)22?x2?n ＝6638.272

b1 ＝y?b2x2＝-12534878.803

b3=838.411

2?e

＝?2in?2＝4.454E12

222＝7.4178E+12

?2Var（b1）＝?xn?(x?x)22Var（b2）＝12＝3271370.368

?2?(x2?x2)Var（b3）＝547980.426

Se（b1）＝

Var(b1) ＝-12534878.803

Se（b2）＝

Var(b2) ＝6638.272

Se（b3）＝838.411

＝-4.602

Se(b1)t（b1）＝

9 百度文库 - 让每个人平等地提升自我

t（b2）＝

b2 ＝3.670

Se(b2)t（b3）＝1.133

R2 ＝

?(y?y) ＝0.994

22?(y?y)df ＝ 13

＋ei

据此，可得该回归模型各项数据为：y＝-12534878.803＋6638.272X2＋838.411X3令?＝0.1

我们提出如下假设：

y＝b1＋b2X2＋b3X3＋ei

t(bi)~

t0.1 (13)

在?水平下，t检验的拒绝域为：〔－∞，-1.771〕和〔1.771，＋∞〕

所以t（b1）、t（b2）、t（b3）均落在拒绝域中，拒绝原假设，即常数项、X2、X3对于模型均有意义。

联合假设检验：

H0：R＝0

F ～F0.1 (2，15)

在?水平下，模型中的F值落在F检验的右侧拒绝域〔3.68，＋∞〕中，拒绝原假设，2即R?0

对于该模型的经济意义解释如下：

平均而言，在其他条件不变的情况下，居民消费水平(M2)每变动一个单位，将引起法定准备金变动6638.272个单位；在其他条件不变的情况下，居民人均储蓄余额每变动一个单位，将引起法定准备金变动838.411个单位。并且，该模型反映了99.4%的真实情况。

2H0：Bi＝0，Y＝B1+B2X2+B3X3+μi

三、多元线性回归模型结构稳定性检验

（一）1994年至2002年多元线性模型分析：

10 百度文库 - 让每个人平等地提升自我

表3-1: 1994—2002年农村用电量与农业机械总动力和有效灌溉面积

年份

民用汽车拥有量

居民消费水平(M2)

居民人均储蓄余额

1996年

11000800

2789

3147.1

1997年

12190900

3002

3744.3

1998年

13193000

3159

4279.4

1999年

14529400

3346

4735.6

2000年

16089100

3632

5075.8148

2001年

18020408

3886.9252

5779.5

2002年

20531700

4143.7493

6763.5

2003年

23829254

4474.5275

8019.92

2004年

26937137

5031.9989

9196.57

资料来源：《2012中国统计年鉴》

1.建立三元回归模型y＝b1＋b2X2＋b3X3＋ei（相关计算数据参照于表3-1），我们将农村用电量作为被解释变量y，农业机械总动力作为解释变量X2，有效灌溉面积作为解释变量X3，运行统计分析软件SPSS，将上表中数据输入界面，进行回归分析所得结果如表3-1.1、表3-1.2、表3-1.3和表3-1.4所示。

输入／移去的变量b

移去的变模型输入的变量量方法

11 百度文库 - 让每个人平等地提升自我

居民人均储.

输入

蓄余额, 居民消费水平

a. 已输入所有请求的变量。

b. 因变量: 民用汽车拥有量

模型汇总

R 方标准估计的误差

1 .999a .998 .997 282983.83501

a. 预测变量: (常量), 居民人均储蓄余额, 居民消费水平。

模型

回归

残差

平方和

2.377E14

Anovab

均方

df F

2 1.189E11484.380

Sig.

.000a

模型

调整 R

方

4.805E16 8.008E1

1 0

总计

2.382E18

a. 预测变量: (常量), 居民人均储蓄余额, 居民消费水平。

b. 因变量: 民用汽车拥有量

系数a

非标准化系数

标准误差

(常量)

居民消费水平

居民人均储蓄余额

-1438776.632172731.501

2125.920

1933.841

1292.494

473.258

标准系数

试用版

.287

.713

模型

-.662

1.645

4.086

Sig.

.532

.151

.006

12 百度文库 - 让每个人平等地提升自我

系数a

非标准化系数

标准误差

(常量)

-1438776.632172731.501

2125.920 1292.494

1933.841 473.258

标准系数

试用版

.287

.713

模型

-.662

1.645

4.086

Sig.

.532

.151

.006

居民消费水平

居民人均储蓄余额

a. 因变量: 民用汽车拥有量

据此，可得该回归模型各项数据为：

令?＝0.1

2.多元线性回归模型的假设检验：

H0：Bi＝0，Y＝B1+B2X2+B3X3+μi

t =(bi-Bi)∕Se(bi) ~ t(n-3)

t a∕2 (n-3) ~ t0.05(6) = 1.943

t (b1) =2.392 t (b2) =5.109 t (b3) =﹣2.497

在?水平下，t检验的拒绝域为：〔－∞，－1.943〕和〔1.943，＋∞〕

所以t（b1）、t（b2）、t（b3）均落在拒绝域中，拒绝原假设，即常数项、X2、X3对于模ey ＝ 81991.937＋10516.327X2—20910.550X3＋i

ey＝b1＋b2X2＋b3X3＋i

13 百度文库 - 让每个人平等地提升自我

型均有意义。

3.联合假设检验：

H0：R＝0

F=(R/(k-1))÷( (1-

R)/(n-k)) ～ F(k-1,n-k)

F = (0.979/(3-1) )÷((1-0.979)/(9-3)) = 137.158

F ～ F0.05 (2，6) = 5.14

在?水平下，模型中的F值落在F检验的右侧拒绝域〔5.14，＋∞〕中，拒绝原假设，2即R?0

对于该模型的经济意义解释如下：

平均而言，在其他条件不变的情况下，农业机械总动力每变动一个单位，将引起农村用电量变动10516.327个单位；在其他条件不变的情况下，有效灌溉面积每变动一个单位，将引起法定准备金变动20910.550个单位。并且，该模型反映了97.9%的真实情况。

222（二）2003年至2011年多元线性模型分析：

表3-2: 2003—2011年农村用电量与农业机械总动力和有效灌溉面积

年份

农村用电量Y（亿千瓦时）

农业机械总动力X2（亿千瓦时）

有效灌溉面积X3（千万公顷）

2005年

31596629

5596.1951

10783.71

2006年

36973531

6298.5653

12297.4

2007年

43583550

7309.6284

13051

2008年

50996094

8430

16407

14 百度文库 - 让每个人平等地提升自我

2009年

62806086

9283

19541

2010年

78018259

10522

22619

2011年

93563163

12272

25505

2005年

31596629

5596.1951

10783.71

2006年

36973531

6298.5653

12297.4

资料来源：《2012中国统计年鉴》

1.同理，我们建立三元回归模型y＝b1＋b2X2＋b3X3＋ei（相关计算数据参照于表3-2），我们将农村用电量作为被解释变量y，农业机械总动力作为解释变量X2，有效灌溉面积作为解释变量X3，运行统计分析软件SPSS，将上表中数据输入界面，进行回归分析所得结果如表3-2.1、表3-2.2、表3-2.3和表3-2.4所示。

REGRESSION

/MISSING LISTWISE

/STATISTICS COEFF OUTS R ANOVA

/CRITERIA=PIN(.05) POUT(.10)

/NOORIGIN

/DEPENDENT Y

/METHOD=ENTER X2 X3.

回归

[数据集0] D:SPSS数据集

15 百度文库 - 让每个人平等地提升自我

表3-2.1

输入／移去的变量b

模型

输入的变量

有效灌溉面积（千万公顷）, 农业机械总动力（亿千瓦时）

a. 已输入所有请求的变量。

b. 因变量: 农村用电量（亿千瓦时）

表3-2.2

模型汇总

模型

.997方

.994

R 调整

R 方

.992

标准估1100.284计的误差

量

移去的变方法

输入

a. 预测变量: (常量), 有效灌溉面积（千万公顷）, 农业机械总动力（亿千瓦时）。

表3-2.3

Anovab

模型

归

残差

总计

315

1.243E9 8

7263750.6

053

1210625.回平方和

1.236E9

均方

6.178E8

275

510.a

Sig.

.00016 百度文库 - 让每个人平等地提升自我

Anovab

模型

归

残差

总计

（亿千瓦时）。

b. 因变量: 农村用电量（亿千瓦时）

表3-2.4

系数a

标准非标准化系数

模型

1 (常量)

453

农业机械总动力（亿千瓦时）

有效灌溉面积（千万公顷）

据此，可得该回归模型各项数据为：

y ＝ 142666.453＋17988.028X2—40158.140X3＋

140

-40158.908

17988.017

13009.B

142666.760

2753.61

误差

53202.系数

试用t

1.873

-.884

-3.08.021

2.682

6.53.001

Sig.

.036

版

标准

315

1.243E9 8

7263750.6

053

1210625.回平方和

1.236E9

均方

6.178E8

275

510.a

Sig.

.000a. 预测变量: (常量), 有效灌溉面积（千万公顷）, 农业机械总动力a. 因变量: 农村用电量（亿千瓦时）

17 百度文库 - 让每个人平等地提升自我

令?＝0.1

2.多元线性回归模型的假设检验：

H0：Bi＝0，Y＝B1+B2X2+B3X3+μi

t =(bi-Bi)∕Se(bi) ~ t(n-3)

t a∕2 (n-3) ~ t0.05(6) = 1.943

t (b1) =2.682 t (b2) =6.533 t (b3) =﹣3.087

在?水平下，t检验的拒绝域为：〔－∞，－1.943〕和〔1.943，＋∞〕

所以t（b1）、t（b2）、t（b3）均落在拒绝域中，拒绝原假设，即常数项、X2、X3对于模型均有意义。

3.联合假设检验：

H0：R＝0

F=(R/(k-1))÷( (1-

R)/(n-k)) ～ F(k-1,n-k)

F = (0.994/(3-1) )÷((1-0.994)/(9-3)) = 510.275

F ～ F0.05 (2，6) = 5.14

在?水平下，模型中的F值落在F检验的右侧拒绝域〔5.14，＋∞〕中，拒绝原假2设，即R?0

对于该模型的经济意义解释如下：

平均而言，在其他条件不变的情况下，农业机械总动力每变动一个单位，将引起农村用电量变18

222ey＝b1＋b2X2＋b3X3＋i 百度文库 - 让每个人平等地提升自我

动17988.028个单位；在其他条件不变的情况下，有效灌溉面积每变动一个单位，将引起法定准备金变动40158.140个单位。并且，该模型反映了99.4%的真实情况。

（三）模型结构稳定性检验

1.对于模型y＝127063.183＋15470.781X2－33970.345X3＋ei

2.对于模型y＝81991.937＋10516.327X2－20910.550X3＋ei

3.对于模型y＝142666.453＋17988.028X2－40158.140X3＋ei

RSSR＝?e2＝（y?y）＝52698700.467

?2RSS1

＝3959063.553

RSS2

＝7263750.315

由此可得：

H0：RSSR＝RSSUR

F ＝

RSSUR

＝RSS1＋RSS2＝11222813..878

(RSSR?RSSUR)/k＝14.783 F0.05（3,12）= 3.49

RSSUR/(n1＋n2?2k)在?水平下，所以F值落在F检验的拒绝域〔3.49，＋∞〕中，则拒绝原假设，即该模型为结构不稳定性模型.

六、模型自相关诊断

（一）自相关的诊断

相关数据参照于附表2-5。

(1)图形法

根据模型：y＝7372.062＋0.007X2－7866.147X3＋320.440X4＋ei

① 作ei对ei?1的散点图，所得结果如图1所示。

② 作ei对t的散点图，所得结果如图2所示。

19 百度文库 - 让每个人平等地提升自我

图1

ei对ei－1的散点图

图2

ei对t的散点图

百度文库 - 让每个人平等地提升自我

从图形中可以看出，ei是随机的，即不存在自相关。

(2)杜宾－瓦尔逊检验

H0：ei是随机的

n?(ed＝i?2i?ei－1)2＝1.00424

2i?ei?1n在?水平下，查D-W表得DL=0.74、DU=1.25，

则4－DU＝2.75、4－DL＝3.26，所以d值落在〔DL， DU〕的区域中，即无法判断是否存在自相关。

综上所述，该模型是不存在自相关的。

七、模型异方差诊断及补救

1.异方差的诊断（相关计算数据参照于表2-5）

(1)图形法

针对模型y＝7372.062＋0.007X2－7866.147X3＋320.440X4＋ei作ei对y的散点图，所得结果如图3所示。

图3

i对y的散点图

e21 百度文库 - 让每个人平等地提升自我

由图形可以看出，散点基本上在一个集中的区域，且不存在一定的规律性，即原模型不存在在异方差。

(2)帕克检验

建立模型Lnei2?i?vi即y*?b1?b2x*?vi

?b1?b2Lny运行统计分析软件SPSS，将附表2-5中相应变量数据输入界面，进行回归分析所得结果如表7-1、表7-2和表7-3所示。

表7-1 模型汇总

Model

.391a

R Square

.153

Adjusted R Square

.092

Std. Error of the Estimate

2.7682599026E0

a Predictors: (Constant),

表7-2 ANOVA(b)

Sum of

Model

Regression

Residual

Total

Squares

19.325

107.286

126.611

Mean Square

19.325

7.663

2.522

Sig.

.135a

a Predictors: (Constant),

b Dependent Variable:

表7-3 系数(a)

Unstandardized

Model

(Constant)

Coefficients

31.630

-2.898

Std. Error

13.784

1.825

Standardized

Coefficients

Beta

-.391

2.295

-1.588

Sig.

.038

.135

a Dependent Variable:

22 百度文库 - 让每个人平等地提升自我

据此，可得该回归模型为：y*＝31.630－2.898 X*＋vi

令?＝0.1，

H0：B2＝0，Y＝B1+B2 X*+μi

y*＝31.630－2.898 X*＋vi

t(bi)~

t0.1 (14)

在?水平下，t检验的拒绝域为：〔－∞，－1.761〕和〔1.761，＋∞〕

所以t（b2）均落非拒绝域中，不拒绝原假设，B2＝0。由此判断，不存在异方差。

综上所述，该模型不存在异方差，所以不需要对其进行补救。

八、预测模型选择

由于不存在多重共线性、自相关、异方差

中研究对象的预测模型。

其经济含义如下：

平均而言，在其他条件不变的情况下，广义货币(M2)每变动一个单位，将引起法定准备金变动0.007个单位；在其他条件不变的情况下，CPI每变动一个单位，将引起法定准备金变动7866.147个单位；在其他条件不变的情况下，基准利率每变动一个单位，将引起法定准备金变动320.440个单位。并且，该模型反映了92.9%的真实情况。

且其优点如下：

1. 节省性，即该模型简洁明了，能够较清晰地反映出现象之间的影响关系。

2. 拟合优度较大，即该模型反映了较大程度的真实情况。

3. 预测能力，即该模型能够较好的对所研究经济现象进行预测分析。

用模型y＝7372.062＋0.007X2－7866.147X3＋320.440X4＋ei可以起到相对较好的预测分析功能，供相关部门进行经济决策，以促进我国货币政策的进一步发展。

综上所述，对于分析法定准备金受广义货币(M2)、CPI及基准利率的影响关系，采所以，将选取y＝7372.062＋0.007X2－7866.147X3＋320.440X4＋ei作为本报告23 百度文库 - 让每个人平等地提升自我

九﹑小结与建议

在2010年我国已经五次上调整法定准备金率其目的就是要通过上调准备金率来增加法定准备金从而减少货币的流动性，起到抑制通货膨胀和物价上涨、防止经济过热的作用。本文先通过对2009年法定准备金与广义货币（M2）、CPI 及基准利率的相关性分析，得出我国实施法定准备金率调控的制定这一政策作用是较弱的以下是没有起到作用的原因和建议。

（一）法定准备金率调控效果较弱显的原因分析

1. 本文的理论基础过于简单。由于数据来源所限本文只是考虑了法定准备金与广义货币（M2）、CPI及基准利率之间的关系，没有考虑股价、贷款等因素的影响。

2. 控制的货币政策。准备金率等数量型政策的上调会紧缩市场资金的供给，当投资者普遍预期长期货币政策将呈数量型紧缩时，就可以主动缩短投资久期。鉴于我国投资营商环境的恶化及人们对未来经济政治的良好预期，渐进的货币政策在他们面前已经失去了诱惑。居民对生活费用的急剧提高有鲜明感受。加之，银行存款实际利率为负，与此相比，房地产价格和股票价格大幅飙升，由此引发大量银行存款转移到股市和楼市，并进一步推动资产价格上扬。

3. 法定准备金本身存在的缺陷。相对于发达国家来说，我国现在所实行的准备金制度不是很完善，除明确资本充足率、资产质量状况指标外，还有必要进一步扩大差别准备金的对象。另外，对准备金付息影响了准备金工具的有效运用，以我国目前来看，我国仍需对存款准备金和超额准备金支付利息，与此相反，世界上大所述国家都不对准备金付息，更不用说对超额准备金付息。由于，商业银行有超额准备金的利益的驱使，把大量资金以超额准备金的形式存放在央行以获取无风险收益，而这便影响了央行的货币控制及货币政策的效率。再者，目前我国金融机构超额准备金十分充足，在存在巨额超额准备金的条件下，提高法定准备金率的效应是相当有限的。

4. 法定准备金政策的传导机制效率低下。我国货币政策的传导机制以信贷渠道为主，法定准备金是影响货币乘数的主要因素。但是，在目前我国贸易顺差持续扩大、外汇储备保持较快增长、我国基础货币的被动投放的情况下，导致货币乘数对于货币供应量的贡献率非常低。

汇率政策的不完善。我国现行的汇率政策是以市场供求为基础，参照一揽子货币进行调节，有管理的浮动汇率制度。官方储备是由货币当局购买并持有的，其在货币当局账目上的对应反映就是外汇占款，外汇占款的增加直接增加了基础货币量，再通过货币乘数效应，造成了货币供应量的大幅度增长。我国现在因外汇储备而发行的外汇占24 百度文库 - 让每个人平等地提升自我

款过多，造成国内市场上纸币过多冲击市场物价，央行为了稳定物价就要把这些因美元而发行的贷币回笼，让其退出国内市场。使得央行被动投放基础货币，让法定存款准备金政策的效果大打折扣，没有达到紧缩银根，控制经济过热的目的。可见外汇占款在国内经济作用完全是负作用。热钱大量涌入、外生性通胀爆发的时候，央行上调法定准备率的措施是不能解决其根本问题的。

（二）对我国实施法定准备金率调控的建议

1. 准备金制度改革。我国央行提高法定准备金率的有效性研究一方面要逐步取消准备金存款付息制度。改革方式可以采取分步走，先保留对法定准备金的付息，停止对超额准备金的付息，等到法定准备金率明显下降后，再次降低甚至取消法定准备金利率。另一方面要改变我国现存的差别存款准备率制度，依据存款金额、银行规模等因素，考虑金融机构流动性不同的分布情况，把国际惯例和我国国情结合起来，创造出有利于稳定货币金融环境的、有特色的差别法定准备金制度。

2. 货币政策调控机制改革。尽快拓宽货币政策传导渠道，修补完善中央银行货币政策传导功能，提高我国人民银行的调控艺术，加快金融体制改革，提高指导性计划的科学性和灵活性。研究制定区域性货币政策，增强货币政策操作性和针对性，努力创新，在工作实践中不断创造区域性的货币政策次级工具。

3. 汇率制度改革。我国现行的汇率制度应该逐步深化改革，以改变单一的固定汇率或浮动汇率制度。并根据我国的具体国情采取一种中间汇率制度，发挥各种汇率制度的长处，共同为国民经济服务。同时减少不必要的外汇占款，以缓解国内对市场上流通货币量的影响，并加大力度控制热钱的涌入，从而使外生性通胀得到逐步缓解，最终使国民经济正常合理的发展。人民银行需采取综合措施，使得我国的经济过热情况得到有效控制，使CPI稳步下降，让经济实现软着陆。

4. 利率的市场化。完善我国货币传导机制，其关键就是要使利率成为市场的中介，利率市场化程度越高越有利于政策的货币传到机制。因此我们要加强利率的调节作用，使它成为市场的主要目标和中介，从而更好地为宏观经济政策作用的发挥而服务。

5. 综合运用税收和价格等经济手段。严格产业政策，控制高耗能、高排放和产能过剩行业的投资，控制出口，特别是“两高一资（高耗能、高污染、资源性）”产品出口。其次取消外国投资的优惠政策，加强我国产业结构升级，逐步减少对外资的过度依赖，营造一个内外资公平竞争的环境。

25 百度文库 - 让每个人平等地提升自我

参考文献

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金融研究论文

2009,11,08

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