計量經濟學課程論文銀行信貸資金與股票市場交易金額變動的關系

❶ 計量經濟學論文

中國旅遊收入與城鄉居民人民幣存款分析

[摘要] 本文根據國內城鎮居民旅遊消費的特點，建立了以我國旅遊收入為應變數，城鄉居民人民幣存款為自變數的多元線性回歸模型，通過對此模型的研究分析。同時還可以應用此模型對未來的旅遊消費情況進行預測，為制定未來的旅遊消費政策提供依據。
[關鍵詞] 旅遊收入 城鄉居民人民幣存款 多元線性回歸模型

隨著人們物質文化生活的日益提高，旅遊已經成為人們的主要休閑方式，我國旅遊業的發展一直遵循「適度超前」的原則，立足於開發國內旅遊市場，在國際旅遊市場競爭日益激烈和國內旅遊需求日益增長的情況下，國內旅遊逐漸在我國的旅遊市場上占據重要的地位，旅遊產業也成為我國新的經濟增長點。旅遊業是投入少、效益好、創匯多、可帶動一些關聯產業的發展和增加就業，並促進國際經濟交往的產業，已經成為我國目前經濟發展面臨的新課題和拉動國內需求的新機遇。分析國內旅遊收入與城鄉居民人民幣存款可以為政府提出一些關於旅遊快速發展問題的建議。
一、數據的選取和處理。
為了分析中國旅遊收入與城鄉居民人民幣存款的數量關系，引入計量經濟模型進行研究，選取了改革開放以來1994-2005年間中國旅遊收入與城鄉居民人民幣存款的相關數據，以城鄉居民人民幣存款作為解釋變數，中國旅遊收入作為被解釋變數，對此數據進行回歸分析。為使簡單表述，下面用Y表示中國旅遊收入，用X表示城鄉居民人民幣存款。相關數據如以下表格所示：
年份
中國1994-2005年旅遊收入與城鄉居民人民幣存款 單位：億元
年份 Y(旅遊收入) X(城鄉居民人民幣存款)
1994 1023.5 21518.8
1995 1375.7 29662.3
1996 1683.4 38520.8
1997 2112.7 46279.8
1998 2391.2 53407.5
1999 2831.9 59621.8
2000 3175.5 64332.4
2001 3522.4 73762.4
2002 3878.4 86910.6
2003 3442.3 103617.3
2004 4710.7 119555.4
2005 5285.9 141051.0
資料來源：《中國統計年鑒》
二、模型建立。
從我國旅遊收入與城鄉居民人民幣存款的變動來看，兩者都隨時間的變化而變動，為了確定我國旅遊收入與城鄉居民人民幣存款存在什麼樣的關系，將它們進行回歸。根據以上數據可列出的方程如下：
Y=0.034602＊X+531.9548
Se(0.002792) (218.4249)
t=(12.39261) (2.435413)
P=(0.0000) (0.0351)
R2=0.932753
三、實證分析。
根據此方程所得到的數據，在經濟意義中，隨著旅遊收入的增長，城鄉居民人民幣存款也相應地增長，城鄉居民人民幣存款與旅遊收入之間，呈明顯的正相關關系。根據方程中0.034602是個大於0小於1的正數，可見1994-2005年間我國旅遊收入的增長與城鄉居民人民幣存款的增長是成正比例的，此方程的數據說明了與經濟意義相一致。在顯著性水平為5%的情況下，t統計值的P=0.0000，P小於0.05，因此在統計意義上是顯著的，此方程在統計學上通過了檢驗。
由檢驗結果可知：R2 = 0.932753，表示我國旅遊收入與城鄉居民人民幣存款線性回歸方程的擬合度很高，總體顯著性較好，說明旅遊收入的變動在很大程度上影響了城鄉居民人民幣存款的變動。
四、結論與建議。
經過線性回歸的分析，可以看出隨著旅遊收入的不斷增長，城鄉居民人民幣存款也相應地逐年增長，旅遊收入的變動在很大程度上影響了城鄉居民人民幣存款的變動。就我國旅遊業發展的基礎上來說，我國政府必須大力開展基礎設施建設，以擴大就業需求，從而提高人民的人民幣存款狀況。

❷ 急求大好人的一篇有關計量經濟學的論文，用eview5分析，有紅包謝謝謝謝

計量經濟學課程論文小組成員：組長：指導教師：日期：2010/年5月27日2006年我國各城市的GDP變動的多因素分析摘要：本文主要通過對各城市同一時期的GDP進行多因素分析，建立以各城市同一時期的GDP為被解釋變數，以其它可量化橫截面數據作為解釋變數建立多元線性回歸模型，從而對各城市同一時期的GDP進行數量化分析。關鍵詞：GDPY(億元）多因素分析模型計量經濟學檢驗一、引言部分GDP（國內生產總值）指一個國家（或地區）所有常住單位在一定時期內生產活動的最終成果，從價值形態看，它是所有常住單位在一定時期內生產的全部貨物和服務價值超過同期中間投入的全部非固定資產貨物和服務價值的差額，即所有常住單位的增加值之和。GDP在創造的同時也被相應的生產要素分走了，主要體現為勞動報酬和利潤。在現代社會政府還要以稅收的形式拿走一部分GDP。本文主要研究就業人數L（萬人）、各地區資本形成總額K(億元）剔除價格影響因素即商品零售價格指數P（上年=100）之後對各城市同一時期的GDP的影響。二、文獻綜述註：2006年各城市同一時期的GDP總量的數據來源於《中國統計年鑒2007》；2006年就業人數L（萬人）的數據來源於《中國統計年鑒2007》；2006年資本形成總額K(億元）的數據來源於《中國統計年鑒2007》,本表按2006年價格計算；2006年商品零售價格指數P（上年=100）的數據來源於《中國統計年鑒2007》；三、研究目的通過研究各個城市在同一時期的GDP建立以各城市同一時期的GDP為被解釋變數，以其它可量化橫截面數據作為解釋變數建立多元線性回歸模型，從而對各城市同一時期的GDP進行數量化分析。掌握建立多元回歸模型和比較、篩選模型的方法。四、實驗內容根據生產函數理論，生產函數的基本形式為:。其中，L、K分別為產出GDP的過程中投入的勞動與資金,本文未考慮時間變數即技術進步的影響。上表列出了我國2006年我國各個城市的GDP的有關統計資料；其中產出Y為各城市同一時期的GDP（可比價），L、K分別為2006年年末職工人數和各地區資本形成總額（可比價）。五、建立模型並進行模型的參數估計、檢驗及修正（一）我們先建立Y1與L的關系模型：其中，Y1——各個城市在同一時期的實際GDP(億元)L——2006年年末職工人數（萬人）模型的參數估計及其經濟意義、統計推斷的檢驗利用EVIEWS軟體，經回歸分析，作出Y1與L的散點圖如下：利用EVIEWS軟體，用OLS方法估計得：DependentVariable:Y1Method:LeastSquaresDate:05/27/10Time:14:45Sample:136Includedobservations:31VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C-1647.264517.2169-3.1848610.0034L14.994170.71254921.042990.0000R-squared0.938534Meandependentvar7387.979AdjustedR-squared0.936415S.D.dependentvar6367.139S.E.ofregression1605.545Akaikeinfocriterion17..75517Loglikelihood-271.7712F-statistic442.8073Durbin-Watsonstat1.503388Prob(F-statistic)0.000000可見，L的t值顯著，且系數符合經濟意義。從經濟意義上講，勞動每增加一單位，都可以使實際GDP相應增加14.9941，這在一定條件下可以實現。另外，修正可決系數為0.936415，F值為442.8073，明顯通過了F檢驗。且L的P檢驗值為0，小於0.05,所以通過了P值檢驗（二）建立Y1與K1的關系模型：其中，Y1——各個城市在同一時期的實際GDP(億元)K1——各地區資本形成總額(實際投入額)（億元）模型的參數估計及其經濟意義、統計推斷的檢驗利用EVIEWS軟體，經回歸分析，作出Y1與K1的散點圖如下：利用EVIEWS軟體，用OLS方法估計得：DependentVariable:Y1Method:LeastSquaresDate:05/27/10Time:17:16Sample:136Includedobservations:31VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C-705.0563393.0357-1.7938730.0833K12.2411060.08675125.833850.0000R-squared0.958357Meandependentvar7387.979AdjustedR-squared0.956921S.D.dependentvar6367.139S.E.ofregression1321.537Akaikeinfocriterion17..36583Loglikelihood-265.7364F-statistic667.3880Durbin-Watsonstat1.697910Prob(F-statistic)0.000000可見，K1的t值顯著，且系數符合經濟意義。從經濟意義上講，資本每增加一單位，都可以使實際GDP相應增加2.241106，這在一定條件下可以實現。另外，修正可決系數為0.956921，F值為667.3880，明顯通過了F檢驗。且K1的P檢驗值為0，小於0.05,所以通過了P值檢驗通過兩個模型的可絕系數、調整可決系數、T檢驗、F檢驗、P值檢驗的比較，明顯的，Y1與K1的關系模型優於Y1與L的關系模型。因此，在以Y1與K1的關系模型為基礎模型的條件下，建立二元關系模型。（三）建立Y1與K1和L的二元關系模型其中，Y1——各個城市在同一時期的實際GDP(億元)K1——各地區資本形成總額(實際投入額)（億元）L——2006年年末職工人數（萬人）利用EVIEWS軟體，用OLS方法估計得DependentVariable:Y1Method:LeastSquaresDate:05/27/10Time:17:23Sample:136Includedobservations:31VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C-1369.643303.2218-4.5169680.0001K11.3367960.1761047.5909360.0000L6.5222681.1906065.4781070.0000R-squared0.979900Meandependentvar7387.979AdjustedR-squared0.978464S.D.dependentvar6367.139S.E.ofregression934.3899Akaikeinfocriterion16..74820Loglikelihood-254.4462F-statistic682.5040Durbin-Watsonstat1.633165Prob(F-statistic)0.000000可見，K1和L的t值顯著，且系數符合經濟意義。從經濟意義上講，資本每增加一單位，都可以使實際GDP相應增加。另外，修正可決系數為0.978464，F值為682.5040，明顯通過了F檢驗。且K1和L的P檢驗值為0，均小於0.05,所以通過了P值檢驗。通過兩個模型的可絕系數、調整可決系數、T檢驗、F檢驗、P值檢驗的比較，明顯的，Y1與K1和L的關系模型優於Y1與K1的關系模型。因此，建立二元關系模型更符合實際經濟情況。（四）建立非線性回歸模型——C-D生產函數。C-D生產函數為：，對於此類非線性函數，可以採用以下兩種方式建立模型。方式1：轉化成線性模型進行估計；在模型兩端同時取對數，得：在EViews軟體的命令窗口中依次鍵入以下命令：GENRLNY1=log（Y1）GENRLNL=log（L）GENRLNK1=log（K1）LSLNY1CLNLLNK1則估計結果如圖所示。DependentVariable:LNY1Method:LeastSquaresDate:05/27/10Time:17:29Sample:136Includedobservations:31VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C0.2423450.1981801.2228530.2316LNK10.6665000.0827078.0585380.0000LNL0.4933220.0881285.5977750.0000R-squared0.988755Meandependentvar8.504486AdjustedR-squared0.987951S.D.dependentvar1.037058S.E.ofregression0.113834Akaikeinfocriterion-1.416379Sumsquaredresid0.362831Schwarzcriterion-1.277606Loglikelihood24.95388F-statistic1230.946Durbin-Watsonstat1.295173Prob(F-statistic)0.000000可見，K1和L的t值顯著，且系數符合經濟意義。從經濟意義上講，資本每增加一單位，都可以使實際GDP相應增加。另外，修正可決系數為0.987951，F值為1230.946，明顯通過了F檢驗。且K1和L的P檢驗值為0，均小於0.05,所以通過了P值檢驗。通過對以上模型的可決系數、調整可決系數、F檢驗的比較，明顯的，該模型最優。因此，選用該模型為以各城市同一時期的GDP為被解釋變數，以其它可量化橫截面數據作為解釋變數建立的最優多元線性回歸模型。六、總結綜上所述，我們採用截面數據擬合的模型成功的反映各城市同一時期的GDPY1與就業人數L（萬人）和各地區剔除價格影響因素即商品零售價格指數P（上年=100）的資本形成總額K1(億元）間的數量關系，是一個成功的模型。從模型中看出，各城市同一時期的GDPY1與就業人數L（萬人）和各地區剔除價格影響因素即商品零售價格指數P（上年=100）的資本形成總額K1(億元）有非常密切的關系，與柯布-道格拉斯（C-D）生產函數密切吻合，驗證了柯布-道格拉斯（C-D）生產函數的正確。參考文獻：1、《國民經濟核算——國家統計年鑒2007》2、《價格指數——國家統計年鑒2007》3、《中國國內生產總值核算》,作者：許憲春編著，

❸ 求計量經濟學課程論文

呵呵 我可以幫你
【摘要】本文旨在對1999我國城鎮年人均收入變動對年人均各種消費變動的影響進行實證分析。首先，我們綜合了幾種關於收入和消費的主要理論觀點；進而我們建立了理論模型。然後，收集了相關的數據，利用EVIEWS軟體對計量模型進行了參數估計和檢驗，並加以修正。最後，我們對所得的分析結果作了經濟意義的分析，並相應提出一些政策建議。一．問題的提出隨著市場經濟的穩定繁榮和改革開放的深入發展，我國人均生活水平有了大幅度提高，其主要表現在人均可支配收入的增長。聯系我國「九五」期間的情況看，政府為加快經濟發展所使用的擴張性財政政策收效明顯，各種金融資產的利率也多次下調，其結果使大量儲蓄直接轉化為投資，將後期消費轉化為當期消費，大大激活了商品市場，使其流動性增強。投資的增加促使了商品的多元化快速發展。90年代中期以來,短缺經濟現象在我國基本消失,價格機制在資源配置中開始發揮基礎性調節作用,市場供不應求的商品已很少見,供過於求的商品不斷增加,價格開始出現持續下降。我國城鎮居民收入高,消費量大,商品化程度高,其消費對農村居民有一定的示範作用,在消費結構的研究中佔有重要的地位,因而研究分析城鎮居民消費結構及特徵,對拓寬消費品市場渠道,確定經濟發展戰略,適時調整和正確引導居民消費方向,促進經濟增長具有重大意義。與此同時，改革開放以來的經濟在從計劃向市場轉型的過程中，人民的消費水平、結構都發生了很大變化。在90年代後期我國更是首次出現了有效需求嚴重不足的狀況，影響我國消費的因素就更成了一個熱點問題。針對這種現象，本文收集了我國「九五」期間首年和末年各省、市、自治區的相關截面數據，並加以實證分析及比較對比分析，分析我國「九五」政策對我國經濟發展的影響。二．經濟理論陳述<一>.西方經濟學中關於消費與收入決定關系的有關理論假說（一）凱恩斯絕對收入假說對於 有（1） ，即 會隨收入的而增長 ，但其增量小於收入增量。（2） ，即 由 可知 有 ，即收入的平均消費傾向遞減。絕對收入假說下的消費函數通常採用線性形式 ， 此時 ，函數 符合假說 和 （二）杜森貝利相對收入假說1．由於消費的示範效應，消費支出不僅受消費者自身收入影響，而且受他人消費支出和收入影響。2．由於消費的棘輪效應，消費支出不僅受消費者當前收入影響，而且受他過去收入和消費支出影響，尤其受具高峰時期收入和消費支出影響。即 表示過去最高消費水平，對 有 其中 表示過去最高收入水平。（三）弗里德曼持久性收入假說該假說把收入 分解為持久性收入 和暫時性收入 ，把 分解為持久性消費 和暫時性消費 ，有 ， 假定：1．從而 2． ，其中 ， 是由利息率 ，消費者非人力資本財富 其他因素 決定的，認為 通常是相對穩定的常數。3. 與 ， 與 ， 與 不相關，即 ， ， ，從而 ，因此 ，進而有 。所以：消費函數 不清 ，在假設 下，函數形式 成為弗里德曼持久性收入假說消費函數的修正形成或弱形式。〈二〉.有關消費結構對居民消費影響的理論（一）消費結構是消費者為滿足不同方面的需要，用於不同方面的消費支出在總消費支出中所佔的比例關系。它是居民消費行為的重要內容。消費結構根本上說是由生產力發展水平決定的同時，又反過來對生產力發展水平產生重要影響。研究居民消費結構，對於正確引導消費，實現消費結構合理化，為產業結構調整提供理論依據，以促進經濟發展有重要意義。西方經濟學家對消費支出的分類，一般有以下3種，（1） 按吃、穿、住、用劃分；（2） 按消費對象基本屬性劃分，分為非耐用消費品、耐用消費品、勞務（3） 按消費的社會功能分為生理消費和社會消費。消費結構變化取決於多方面因素，其中志決定作用的是人均收入水平。恩格爾定律揭示了兩者的關系，用恩格爾系數= ，作為衡量個人家庭消費結構，以至一國居民消費結構變化的指標，也成為衡量富國、窮國的標准，一般也隨著收入的增加，恩系趨於下降。（二）從整個人類社會發展過程看，消費結構變化一般規律可概括為四個轉化（1）從自給性消費為主的消費結構向商品性消費結構轉化。（2）在商品性消費結構中，吃為主的消費結構向穿用為主的消費結構轉化。還有好多穿不上來 加我qq 532657535

❹ 求一篇計量經濟學的論文。萬分感謝。

城鄉收入差距的因素分析 大學生手機預期消費的計量經濟模型 第二產業國內生產總值對固定資產投資的影響分析 第二產業GDP形成的因素分析 各因素對高新技術區發展的影響 基於Hedonic模型的成都住宅價格影響因素分析 關於自籌資金對基本建設投資資金的影響 關於中國旅遊發展的分析 關於GDP與固定資產投資的計量經濟模型分析 國內工業固定資產和勞動就業人數對工業產值的影響 倒「U」曲線及頂點分析 金融發展與經濟增長的關系 失業率對中國國內生產總值的影響 人力資本和實物資本對企業利潤的影響分析 人力資本投入與GDP 實證庫茲涅茨倒U曲線中國實現 農村剩餘勞動力轉化途徑與農民收入增加的關系分析 農村居民收入影響因素分析 利率及收入對貨幣供應量的影響 我國房地產行業的生產函數模型 我國改革開放後通貨膨脹的因素分析 我國房地產市場影響因素分析 我國居民儲蓄影響因素的實證分析 我國居民收入對儲蓄存款的影響 適度擴大M2能提高我國GDP 四川省農民收入結構分析 四川省居民消費水平影響因素的分析 影響農民收入的因素分析 信息時代的城鎮對比 影響國內私人汽車擁有量的幾個重要因素分析 影響成都市機動車總數因素的定量分析 影響我國國內過夜旅遊者人數因素的計量分析 影響電信業務收入的主要因素的分析 影響貨幣需求的因素分析 用誤差校正模型研究季度M1需求 政府對公共衛生事業的投資與國民經濟增長關系的計量分析 由彈性價格貨幣模型論中國匯率和利率的聯動性 中國資本外逃的成因解釋與計量分析 中國的菲利普斯曲線 中國城鄉人口流動趨勢分析 中國外匯儲備的影響因素分析 中國校正失業變化率條件下的奧肯定律檢驗 菲利普斯曲線的驗證 對我國經濟增長的因素分析 恩格爾系數模型檢驗 地區人均收入影響因素的計量分析 成都市投資額影響因素的實證分析 關於司機年齡與發生車禍次數關系的分析 固定資產投資對GDP的影響 改革開放以來商品零售價格指數（RPI）變化因素分析 關於GDP與其他經濟因素關系的計量分析 關於教育對中國經濟增長作用的計量分析 吉尼系數影響因素的計量分析 我國經濟增長對能源消耗的依賴 我國旅遊經濟的因素分析 投資額與生產總值和物價指1 外商直接投資（FDI）對我國經濟影響的實證分析 試探交通運輸發展與國民經濟的關系 我國1978-1997年的財政收入和國民生產總值的計量分析 影響居民消費水平的因素分析 影響居民消費水平的主要因素分析 新中國出口的影響因素分析 有關我國居民儲蓄影響因素的計量分析 我國消費的影響因素分析(經濟2班） 我國人均GDP與消費的計量分析 影響股價指數的因素分析 中國經濟增長與周期波動 中國能源需求影響因素實證分析 中國旅遊業發展狀況分析 中國城市居民消費計量分析 FDI對中國經濟增長的影1 城鎮居民住房面積的多因素分析 對影響人身保險保費收入諸因素的計量分析 餐飲業區域市場潛力的影響因素分析 對上市公司利用新四項計提進行盈餘管理的實證研 關於國內旅遊需求的計量經濟學分析報告 關於影響我國南方幾省市農業總產值因素的實證分析 三大產業的發展與城鎮居民家庭消費支出 上市公司財務預警模型設計與分析 宏觀經濟政策對中國經濟周期波動的影響分析 如何提高農業產值和農民人均收入水平 貨幣政策有效性分析 私家車擁有量的計量分析 四川省居民消費水平的多因素分析 我國采礦業龍頭企業利潤因素分析 我國財產保險市場發展的因素分析 外資利用與我國進出口貿易關系的實證分析 我國國債擠出效應的實證分析 我國農民收入影響因素的回歸分析 影響保費收入的因素分析 我國汽車需求的因素分析 影響GDP增長的經濟因素分析 影響人身保險保費收入的重要因素分析 影響我國農業總產值因素的實證分析 影響壽險保費收入的因素分析2 影響四川省房地產業發展的因素分析 影響中國汽車產量的多因素分析 中國經濟增長的影響因素實證分析 中國城鎮居民2003年可支配收入分析 資本結構主要影響因素的再探析 在校學生總數變動的多因素分析 運用OLS法對參數估計 中國上市公司現金股利的影響因素分析 中國農業總產值問題的計量分析 GDP與進出口總額的計量分析 城市住房均衡價格供求模型 城鎮集體單位固定資產投資對國內生產總值的影響分析 城鎮人均收入與人均通訊消費分析 NBA球員薪金問題 北京城市居民消費函數模型分析 北京市城鎮居民消費函數模型 成都市05年度住宅市場定價模型 北京市城鎮居民消費模型 北京市居民消費函數模型(巫君榮楊三冠等) 店鋪租金的確定 對成都市房地產市場的實證考察 對影響某高校研究生錄取線的爽因素分析 對外貿易與四川經濟增長關系實證分析 工業產值與能源耗量的實證分析 發展中國家貨幣需求模型 固定資產投資對貴州GDP影響分析 固定資產投資的計量經濟學模型 工資收入差異分析 房地產價格因素分析 貨幣政策與GDP的回歸分析. 關於封閉式基金價格問題 關於社會商品零售總額的案例分析 開放經濟下儲蓄、投資與貿易余額關系的研究 我國財政收入與部分支出結構 四川省居民消費結構計量分析

❺ 求一篇計量經濟學論文！！

城鄉收入差距的因素分析
大學生手機預期消費的計量經濟模型
第二產業國內生產總值對固定資產投資的影響分析
第二產業GDP形成的因素分析
各因素對高新技術區發展的影響
基於Hedonic模型的成都住宅價格影響因素分析
關於自籌資金對基本建設投資資金的影響
關於中國旅遊發展的分析
關於GDP與固定資產投資的計量經濟模型分析
國內工業固定資產和勞動就業人數對工業產值的影響
倒「U」曲線及頂點分析
金融發展與經濟增長的關系
失業率對中國國內生產總值的影響
人力資本和實物資本對企業利潤的影響分析
人力資本投入與GDP
實證庫茲涅茨倒U曲線中國實現
農村剩餘勞動力轉化途徑與農民收入增加的關系分析
農村居民收入影響因素分析
利率及收入對貨幣供應量的影響
我國房地產行業的生產函數模型
我國改革開放後通貨膨脹的因素分析
我國房地產市場影響因素分析
我國居民儲蓄影響因素的實證分析
我國居民收入對儲蓄存款的影響
適度擴大M2能提高我國GDP
四川省農民收入結構分析
四川省居民消費水平影響因素的分析
影響農民收入的因素分析
信息時代的城鎮對比
影響國內私人汽車擁有量的幾個重要因素分析
影響成都市機動車總數因素的定量分析
影響我國國內過夜旅遊者人數因素的計量分析
影響電信業務收入的主要因素的分析
影響貨幣需求的因素分析
用誤差校正模型研究季度M1需求
政府對公共衛生事業的投資與國民經濟增長關系的計量分析
由彈性價格貨幣模型論中國匯率和利率的聯動性
中國資本外逃的成因解釋與計量分析
中國的菲利普斯曲線
中國城鄉人口流動趨勢分析
中國外匯儲備的影響因素分析
中國校正失業變化率條件下的奧肯定律檢驗
菲利普斯曲線的驗證
對我國經濟增長的因素分析
恩格爾系數模型檢驗
地區人均收入影響因素的計量分析
成都市投資額影響因素的實證分析
關於司機年齡與發生車禍次數關系的分析
固定資產投資對GDP的影響
改革開放以來商品零售價格指數（RPI）變化因素分析
關於GDP與其他經濟因素關系的計量分析
關於教育對中國經濟增長作用的計量分析
吉尼系數影響因素的計量分析
我國經濟增長對能源消耗的依賴
我國旅遊經濟的因素分析
投資額與生產總值和物價指1
外商直接投資（FDI）對我國經濟影響的實證分析
試探交通運輸發展與國民經濟的關系
我國1978-1997年的財政收入和國民生產總值的計量分析
影響居民消費水平的因素分析
影響居民消費水平的主要因素分析
新中國出口的影響因素分析
有關我國居民儲蓄影響因素的計量分析
我國消費的影響因素分析(經濟2班）
我國人均GDP與消費的計量分析
影響股價指數的因素分析
中國經濟增長與周期波動
中國能源需求影響因素實證分析
中國旅遊業發展狀況分析
中國城市居民消費計量分析
FDI對中國經濟增長的影1
城鎮居民住房面積的多因素分析
對影響人身保險保費收入諸因素的計量分析
餐飲業區域市場潛力的影響因素分析
對上市公司利用新四項計提進行盈餘管理的實證研
關於國內旅遊需求的計量經濟學分析報告
關於影響我國南方幾省市農業總產值因素的實證分析
三大產業的發展與城鎮居民家庭消費支出
上市公司財務預警模型設計與分析
宏觀經濟政策對中國經濟周期波動的影響分析
如何提高農業產值和農民人均收入水平
貨幣政策有效性分析
私家車擁有量的計量分析
四川省居民消費水平的多因素分析
我國采礦業龍頭企業利潤因素分析
我國財產保險市場發展的因素分析
外資利用與我國進出口貿易關系的實證分析
我國國債擠出效應的實證分析
我國農民收入影響因素的回歸分析
影響保費收入的因素分析
我國汽車需求的因素分析
影響GDP增長的經濟因素分析
影響人身保險保費收入的重要因素分析
影響我國農業總產值因素的實證分析
影響壽險保費收入的因素分析2
影響四川省房地產業發展的因素分析
影響中國汽車產量的多因素分析
中國經濟增長的影響因素實證分析
中國城鎮居民2003年可支配收入分析
資本結構主要影響因素的再探析
在校學生總數變動的多因素分析
運用OLS法對參數估計
中國上市公司現金股利的影響因素分析
中國農業總產值問題的計量分析
GDP與進出口總額的計量分析
城市住房均衡價格供求模型
城鎮集體單位固定資產投資對國內生產總值的影響分析
城鎮人均收入與人均通訊消費分析
NBA球員薪金問題
北京城市居民消費函數模型分析
北京市城鎮居民消費函數模型
成都市05年度住宅市場定價模型
北京市城鎮居民消費模型
北京市居民消費函數模型(巫君榮楊三冠等)
店鋪租金的確定
對成都市房地產市場的實證考察
對影響某高校研究生錄取線的爽因素分析
對外貿易與四川經濟增長關系實證分析
工業產值與能源耗量的實證分析
發展中國家貨幣需求模型
固定資產投資對貴州GDP影響分析
固定資產投資的計量經濟學模型
工資收入差異分析
房地產價格因素分析
貨幣政策與GDP的回歸分析.
關於封閉式基金價格問題
關於社會商品零售總額的案例分析
開放經濟下儲蓄、投資與貿易余額關系的研究
我國財政收入與部分支出結構
四川省居民消費結構計量分析

❻ 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
1.何德旭：10萬億儲蓄的多視角分析[N]。金融時報，2003-05-19.
2.屈宏斌：居民儲蓄高增長堪憂[N]。經濟觀察報， 2003-03-31.
3.張銳：高儲蓄挑戰宏觀政策[N]。世紀經濟報道， 2003-04-29.
4.郭樹清：深化投融資體制改革與完善貨幣政策傳導機制[J].金融研究，2002，（2）。
5.武少俊：強化消費需求啟動措施，保證經濟持續快速增長[J].金融研究，2003，（5）
6.潘雅瓊：我國城鄉居民儲蓄存款余額的趨勢預測[J].統計與決策，2003（6）
7.劉雋亭,喬瑞紅：我國居民儲蓄持續增長的原因及特點分析[J].天津商學院學報，2005(2)
8.李焰：關於利率與我國居民儲蓄關系的探討[J].經濟研究，1999(11)
9.韓漢君：中國的居民儲蓄存款及其利率彈性[J].上海經濟研究，1999(9)
10.龐皓：計量經濟學.科學出版社，2008-1

❼ 金融市場上金融工具的收益率與市場利率和該工具價格之間的變動關系

金融市場上金融工具的收益率與市場利率之間的變動關系是同方向，金融市場上金融工具的收益率與該工具價格之間的變動關系是反方向。
金融工具收益率大於市場利率，該工具的市場價格增高(爭想購買)，反之，該工具價格下降。盈利性以盈利率表示，即以收益對本金的比率表示。盈利率與金融工具的價格是反方向變動關系，與市場利率是同方向變動關系。

【拓展資料】
市場利率，是由資金市場上供求關系決定的利率。市場利率因資金市場的供求變化而經常變化。在市場機制發揮作用的情況下，由於自由競爭，信貸資金的供求會逐漸趨於平衡，處於這種狀態的市場利率為"均衡利率'，與市場利率對應的是官定利率。官定利率是指由貨幣當局規定的利率。貨幣當局可以是中央銀行，也可以是具有實際金融管理職能的政府部門，市場利率一般參考倫敦銀行間同業拆借利率、美國的聯邦基金利率。我國銀行間同業拆借市場的利率也是市場利率。新發行的債券利率一般也是按照當時的市場基準利率來設計的。一般來說，市場利率上升會引起債券類固定收益產品價格下降，股票價格下跌，房地產市場、外匯市場走低，但儲蓄收益將增加。
市場利率是市場資金借貸成本的真實反映，而能夠及時反映短期市場利率的指標有銀行間同業拆借利率、國債回購利率等。新發行的債券利率一般也是按照當時的市場基準利率來設計的。一般來說，市場利率上升會引起債券類固定收益產品價格下降，股票價格下跌，房地產市場、外匯市場走低，但儲蓄收益將增加。市場利率是指由資金市場上供求關系決定的利率。市場利率因受到資金市場上的供求變化而經常變化。
在市場機制發揮作用的情況下，由於自由競爭，信貸資金的供求會逐漸趨於平衡，經濟學家將這種狀態的市場利率稱為「均衡利率」。與市場利率對應的是官定利率，所謂官定利率是指由貨幣當局規定的利率。貨幣當局可以是中央銀行，也可以是具有實際金融管理職能的政府部門。在改革開放政策實施前，中國的利率基本上是官定利率。在近20年的改革開放過程中，隨著資金分配和融資格局的變化，市場利率在利率體系中的比例已逐漸加大。官定利率和市場利率是從資金價格決定權的角度來分析利率形式的。實際上，在統一的官定利率背景下，由融資形式多樣性、一國經濟發展不平衡、市場分割等因素所決定，市場利率也會有多種表現。例如在中國，經濟較發達的沿海地區和經濟發展較為落後的中西部地區，其市場利率水平也有相當的差距。