Ⅰ 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
請採納答案，支持我一下。
Ⅱ 簡述中央銀行執行貨幣政策與證券市場走勢的關系
你好，中央銀行的貨幣政策對證券市場的影響，可以從四個方面加以分析： （1）中央銀行調整基準利率對證券價格產生影響。一般來說，利率下降時，股票價格就上升；而利率上升時，股票價格就下降。 （2）中央銀行的公開市場業務對證券價格的影響。...
Ⅲ 求計量經濟學論文
本文利用我國1995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。
一、問題的提出
1995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2000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。
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
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1995年到2008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1995-2008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
1995 0.301 0.228 7.56 0.053 0.27
1995 0.319 0.311 9.26 0.131 0.3
1996 0.424 0.397 10.98 0.216 0.28
1999 0.448 0.261 10.98 0.147 0.28
2000 0.409 0.198 9.21 0.061 0.29
2003 0.309 0.127 7.17 0.007 0.3
2004 0.257 0.108 5.02 -0.026 0.295
2005 0.212 0.134 2.89 -0.029 0.3
2006 0.123 0.125 2.25 -0.015 0.32
2007 0.241 0.143 2.25 -0.007 0.33
2008 0.298 0.173 2.03 -0.013 0.319
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 -0.264 0.045 -5.813 0.000
X1 0.317 0.175 1.806 0.087
X2 0.024 0.003 6.523 0.000
X3 0.024 0.205 0.119 0.906
X4 1.127 0.149 7.551 0.000
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 0.03026 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.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0.314, 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0.314%。
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0.024。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1.145。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。
Ⅳ 計量經濟學論文 期末論文啊~要有數據模型，最好有異方差共線性啥的。而且最好數據新一點啊。。
計量經濟學課程論文
產業結構對我國經濟增長影響
的實證分析
學號：2008324030924
學院：商學院
班級：財務管理0802班
姓名：王玉娟
產業結構變動對我國經濟增長影響
的實證分析
（河北農業大學商學院 財務管理0802班 王玉娟 2008324030924）
摘要：經濟發展是以經濟增長為前提的，而經濟增長與產業結構變動又有著密不可分的關系。本文採用1981年至2010年的統計數據，通過建立多元線性回歸模型，運用最小二乘法，研究三大產業增長對我國經濟增長的貢獻，從而得出調整產業結構對轉變經濟發展方式，促進我國經濟可持續發展的重要性。
關鍵字：經濟增長；三大產業；最小二乘法；產業結構；可持續發展
The change of instrial structure to
the economic growth in China empirical analysis
of the influence
Abstract: Economic development is the premise of economic growth, and economic growth and the change of instrial structure and the inseparable relationship. This paper adopts from 1981 to 2010 by establishing the statistical data of multiple linear regression model, using the least squares, research to our country economy three instry growth contribution to the growth of adjust the instrial structure, thus draws for transformation of the mode of economic development, and promote the sustainable development of China's economic importance.
Key word: economic growth; Three instries; Least squares; Instrial structure
一、引言
經濟增長通常是指在一個較長的時間跨度上，一個國家人均產出（或人均收入）水平的持續增加。經濟增長率的高低體現了一個國家或地區在一定時期內經濟總量的增長速度，也是衡量一個國家或地區總體經濟實力增長速度的標志。它構成了經濟發展的物質基礎，而產業結構的調整與優化升級對於經濟增長乃至經濟發展至關重要。
一個國家產業結構的狀態及優化升級能力，是經濟發展的重要動力。十六大報告提出，推進產業結構優化升級，形成以高新技術產業為先導、基礎產業和製造業為支撐、服務業全面發展的產業格局。十七大報告明確指出，推動產業結構優化升級，這是關系國民經濟全局緊迫而重大的戰略任務。《十二五規劃綱要》又將經濟結構戰略性調整作為主攻方向和核心任務。產業結構優化升級對於促進我國經濟全面協調可持續發展具有重要作用。
二、模型設定及數據說明
1、模型設定
通過對數據觀察，根據搜集的1981年至2010年的統計數據，建立模型。其模型表達式為：
Yt=α+β1X1+β2X2+β3X3+µi (i=1,2,3)
其中：Y表示國內生產總值(GDP)的年增長率，X1、X2、X3分別表示第一、二、三產業的年增長率，α表示在不變情況下，經濟固有增長率。可近似認為，表明國內生產總值增長為三次產業增加值增長率的加權和，而βi分別表示各產業部門在經濟增長中的權數；βi Xi則表示各產業部門對經濟增長的貢獻。µi表示隨機誤差項。
通過上式，我們可以了解到，各產業每增長1個百分點，國內生產總值(GDP)會如何變化。從而進行經濟預測，為產業政策調整提供依據與參考。
2、數據說明
以下數據來自財新網，見表1
表1單位：％
年度 GDP 第一產業 第二產業 第三產業 年度 GDP 第一產業 第二產業 第三產業
增長率 增長率 增長率 增長率 增長率 增長率 增長率 增長率
1981 5.2 6.98 1.87 10.42 1996 10 5.1 12.11 9.43
1982 9.1 11.53 5.56 12.98 1997 9.3 3.5 10.48 10.72
1983 10.9 8.33 10.37 15.17 1998 7.8 3.5 8.91 8.37
1984 15.2 12.88 14.48 19.35 1999 7.6 2.8 8.14 9.33
1985 13.5 1.84 18.57 18.16 2000 8.4 2.4 9.43 9.75
1986 8.8 3.32 10.22 12.04 2001 8.3 2.8 8.44 10.26
1987 11.6 4.7 13.69 14.36 2002 9.1 2.9 9.83 10.44
1988 11.3 2.54 14.52 13.16 2003 10 2.5 12.67 9.5
1989 4.1 3.07 3.77 5.36 2004 10.1 6.3 11.11 10.06
1990 3.8 7.33 3.17 2.33 2005 11.3 5.2 12.1 12.2
1991 9.2 2.4 13.85 8.87 2006 12.7 5 13.4 14.1
1992 14.2 4.7 21.15 12.44 2007 14.2 3.7 15.1 16
1993 14 4.7 19.87 12.19 2008 9.6 5.4 9.9 10.4
1994 13.1 4 18.36 11.09 2009 9.2 4.2 9.9 9.6
1995 10.9 5 13.88 9.84 2010 10.3 4.3 12.2 9.5
三、模型參數估計
運用eview3.1軟體，採用最小二乘法，對表一中的數據進行線性回歸，對所建模型進行估計，估計結果見下圖。（圖1）
從估計結果可得模型：
Yt=0.6902+0.1869X1+0.4564X2+0.2875X3
四、模型的檢驗
通過上述線性回歸得到模型，現在就其具體形式進行檢驗：
1、經濟意義檢驗
通過估計所得到參數，可進行經濟意義檢驗：
⑴α=0.6902，表示當三大產業保持原有規模，我國GDP仍能增加0.6902個百分點。這種結果符合經濟發展規律，合理。
⑵β1 =0.1869,表示在其他條件不變的情況下，第一產業每增長1個百分點，GDP增加0.1869個百分點；反之，降低0.1869，符合經濟現實。
⑶β2=0.4564,表示在其他條件不變的情況下，第產業每增長1個百分點，GDP增加0.4564個百分點；反之，降低0.4564，符合現實。
⑷β3 =0.2875,表示在其他條件不變的情況下，第一產業每增長1個百分點，GDP增加0.2875個百分點；反之，降低0.2875，合理。
綜上可知，該模型符合經濟意義，經濟意義檢驗通過。
2、統計檢驗
⑴ 擬合優度檢驗
① 樣本決定系數
R^2的值越接近1，說明回歸直線對觀測值的擬合程度越好；反之，R^2的值越接近0，說明回歸直線對觀測值的擬合程度越差。
由圖1參數估計結果可得，樣本決定系數R^2=0.965032＞0.8，可見其擬合優度不錯。
② 調整後的樣本決定系數
因解釋變數為多元，使用調整的擬合優度，以消除解釋變數對擬合優度的影響。調整後的R^2=0.960997＞0.8，所以，其擬合程度不錯。
⑵方程顯著性檢驗
有模型可知總離差平方和TSS的自由度為29(n-1),回歸平方和ESS的自由度為3。所以，殘差平方和的自由度為26(n-k-1)。
H0: βi =0 H1: βi≠0
在H0成立的條件下，統計量
F= (ESS/k)/(RSS/(n-K-1))=239.1760
而在α=0.05,n=30,k=3時，查表得F0.05(3,26)=2.98＜239.1760，由此可知，應拒絕原假設，接受H1，認為回歸方程顯著成立。
⑶參數顯著性檢驗
H0: βi =0 H1: βi≠0
在H0成立的條件下，統計量
Ti=(^βi-βi)/S(^βi)
當βi =0時，T1=3.970619、T2=15.04468、T3=6.837076；在α=0.05,n=30,k=3時，查表得T0.025(26)=2.056,得Ti＞T0.025(16)=2.056,則拒絕原假設，接受備選假設，即認為βi顯著不為0 。
3、計量經濟學檢驗
⑴解釋變數之間的多重共線性檢驗
在這里採用Frisch綜合分析法，檢驗模型各解釋變數間是否存在多重共線問題：
① 通過做簡單回歸得到下表：
表2
回歸方程 Tα Tβ R^2 DW
Y1=9.4776+0.1292 X1 8.49 0.62 0.01 0.94
Y2=3.6885+0.5537 X2 5.87 10.95 0.81 0.79
Y3=2.5273+0.6727 X3 2.30 7.18 0.65 0.44
根據經濟理論和統計檢驗，X2最重要，從而得出最有簡單回歸方程Y= 3.6885+0.5537 X2 。
②將其餘變數逐一引入Y=3.6885+0.5537X2，從而得出Y=0.6902+0.1869X1+0.4564X2+0.2875X3為最優模型。
說明該模型不存在多重共線性問題，可能與選取變數為相對數有關，降低了其共線性問題發生的可能性。將其餘變數逐一引入
綜上所述，該模型不存在共線性問題。
⑵隨即擾動項序列相關檢驗
在給定α=0.05，n=30,k=3,查D-W統計表，得dL=1.21,dU=1.55。由DW=0.5372＜dL=1.21，可知隨機誤差項存在一階正序列相關，即μt=ρμt-1+νt。
經軟體處理可得圖2，ρ1估計值為0.8643，並且T檢驗顯著，說明該模型確實存在一階序列相關。DW=2.2963，α=0.05，n=29,k=3,，查表得dL=1.20，dU=1.65， dU=1.65＜DW=2.2963＜4-dU=2.35，表明模型已經不存在一階序列相關性。因此，模型已消除序列相關性影響，經濟增長率與各產業增長率的回歸方程為：
Yt=0.4168+0.2506X1+0.4002X2+0.3852X3
由模型可知，當第一產業增長1個百分點時，我國經濟增長0.2506個百分點；當第二產業增長1個百分點時，我國經濟增長0.4002個百分點；當第三產業增長1個百分點時，我國經濟增長0.3852個百分點。
五、對策建議
根據模型得出1981-2010年，三大產業對經濟增長的貢獻率和產業構成情況如下圖所示：
由圖可以看出，由前面對實證分析結果可以看出，改革開放以來，第二產業對經濟增長的貢獻率最高，其次是第三產業、第一產業；第二、三產業所佔比重逐年增大，其中，以第三產業增速最快，而第一產業在國民經濟中所佔比重逐年
下降。
1、堅持科學發展觀，加快轉變經濟發展方式，推動產業優化升級，形成以高技術產業為先導，基礎產業和製造業為支撐、服務業全面發展的產業格局；形成由主要依靠第二產業帶動向依靠第一、第二、第三產業協同帶動轉變的新局面，實現我國經濟可全面協調持續發展。
2、加大對農業的投入，調整農業內部產業結構，提高我國農業的科技化、產業化、現代化水平。
改革開放以來，尤其是市場經濟建立以來，雖然第一產業在國民經濟中所佔比重逐年下降，但第一產業對經濟增長的貢獻率卻逐年上升，說明科教興農、農業產業化、財政支持等農業產業政策的支持下，我國農業的綜合競爭力在提升，但就總體而言，仍是我國的弱智產業。加強農業財政投入，提高農業科技化、產業化、現代化水平，調整農業內部產業結構，提高我國農業的市場競爭力。尤其應加大資本、技術等要素的投入，建立健全農村資本金融市場和生產要素流動市場，提高要素資源的使用效率。提高農村居民受教育水平，培養具有創新精神和時代感的社會主義新農民。
3、要堅持走中國特色新興工業化道路，著重改造提升製造業，培育發展戰略性新興產業，建立創新型國家，提高我國核心競爭力。
自建國以來，工業尤其是重工業是我國經濟發展的支柱，工業內部結構、地區結構都存在差異。調整工業內部產業結構，提高基礎工藝、基礎材料、基礎元器件研發和系統集成水平。積極有序發展新一代信息技術、節能環保、新能源、生物、高端裝備製造、新材料、新能源汽車等產業，加快形成先導性、支柱性產業，切實提高產業核心競爭力和經濟效益。
4、加快推進服務業發展，把推動服務業大發展作為產業結構優化升級的戰略重點。
推進服務業發展，不僅能夠有效改變我國產業結構現狀，更能夠提高就業率，穩定民生，提高人們的生活水平和質量。推進服務業發展，重點是建立健全流通和服務部門，提高流通、服務質量；拓展服務業新領域，發展新業態，培育新熱點，推進規模化、品牌化、網路化經營。推動特大城市形成以服務經濟為主的產業結構。
參考文獻：
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⑵ 劉雲峰.遼寧省產業結構與經濟增長實證分析[J]．東北亞論壇，2004，9
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⑷ 張潤清.計量經濟學.北京：中國農業出版社，2007
⑸ 劉偉，李紹榮.產業結構與經濟增長[J]．中國工業經濟2005.5，
⑹ 王憐.產業結構變動與經濟增長影響的實證分析[J]．商業現代化2007.5
Ⅳ 急求助：計量經濟學論文
關於計量經濟學
本文較系統地介紹了計量經濟學在證券期貨市場中的應用，其中包括作者的一些最新研究成果，如：計量經濟學證券期貨市場指標體系的研究；新華財經指數的編制；證券投資組合的研究與應用等。
關鍵詞：計量經濟學 證券市場 期貨市場
The Application of Statistics on Securities and Futures Markets
LI Cong-zhu,DING Shao-fang,WANG Ling-hua,SUN Da-ning
(North China University of Technology,100041)
Abstract：In this paper,the Application of Statistics on Securities and Futures Markets is introced,author's many new achievements are included in it,such as study of index system on Securities and future markets;study of Xin Hua index number of securities;study and application of investment in bond and so on.
Key Words：statistics securities markets futures markets▲
一、序 言
我國自九十年代初建立證券期貨市場以來，短短幾年，得到了迅猛發展，方興未艾。僅拿股市來看(截至1999年07月13日)，在滬深兩市上市的境內公司已達900家，滬深市場的A，B股股數是981隻，上市公司900家，其中滬市501隻(461家)，深市480隻(439家)，滬深A股股數874隻，B股股數107隻。這與1991年滬市8家深市6家上市公司相比，可見發展速度之快。市價總值21083億元人民幣，占國內生產總值的比重超過25%；開辦證券90家，兼營證券業務的信託投資公司237家，下屬證券營業部2400多家；現有43家境內企業海外上市，累計籌集資金100多億美元；已有107家公司成功發行了B股，籌集資金近50億美元；股民已達4000多萬。自1999年五月十九日井噴式行情以來，滬深兩市的日成交量猛增，至六月二十五日高達800多億(1998年8月18日香港股市一天的成交量為790億港元)，創下空前的天量。證券市場的作用愈來愈大，並逐漸成為國民經濟的晴雨表。
統計學及其相關學科在證券期貨交易中有什麼作用呢?我們先從世界范圍談起。
據有關報道，當今華爾街最搶手的不再是傳統的MBA，而是有統計背景、數理能力強的人才。一些在美國獲得統計或數學博士學位的中國留學生被華爾街錄用，轉眼間便當上了年薪百萬美元的「白領」貴族。如，1984年入中國科學技術大學少年班的黃沁於1988年提前畢業，赴美國麻省理工學院就讀研究生，畢業後受聘到華爾街某大型證券公司工作。在這個世界上金融證券業最發達的地方，他以統計和數學為基礎，建立了自己的投資理論，現已升任該公司副總裁，主管對外投資工作。年僅27歲的黃沁是進入華爾街金融界高層領導的少數華人之一。
華爾街取才原則的轉向，從一個側面反映出證券期貨等金融業目前發展面臨的挑戰和未來的潮流。證券金融交易是信息量最大，信息敏感度最強、信息變化頻度最高的領域。隨著市場日趨復雜，數字已成為傳遞信息最直接的裁體，加上未來的經濟是被網路覆蓋與籠罩的數字化經濟，大量的數學與統計工具將在分析研究中發揮不可或缺的重要影響。能否把握那看似枯燥無味的數字所隱含的精微變化，成為決定未來競爭成敗的關鍵因素之一。
前年諾貝爾經濟學獎授予在期權定價方面做出開拓性貢獻的經濟學家和統計學家。他們在二十多年前就探索出具有劃時代意義的定價模型——布萊克.斯科爾期定價公式。本世紀20年代開設了股票期權品種，由於採用櫃台交易方式和缺乏標准化的設計合約，很難轉讓對沖，交易量不足稱道。1973年美國經濟學家布萊克和斯科爾斯，引進概率統計上隨機變數函數的一些定理和積分求值，推導出不支付紅利的股票期權定價公式，從此期權有了明確科學的價格定位依據，很快形成一個完整的市場，並迅速推廣到全世界，直至現在，期權占據著金融王國的重要位置。定價公式成為整個市場運轉的基礎。這個期權公式的定價思想所引發的金融革命表現在，預測遠期價格成為可能，不僅使期權為指數、貨幣、利率、期貨交易提供了全新的保值，投資手段，極大地豐富了金融市場，而且進一步推動了對各種金融產品的價值研究，提高了操作的理論水平。由此可以推斷，沒有布萊克.斯科爾斯定價模型，期權就不可能發展這么快，全球金融衍生品市場也就不可能有今天的高度發達，如今國外大型金融機構在總結金融交易失利原因時，總是首先追究最初的定價是否存在漏洞和錯誤
建立一個模型就摘取經濟領域的桂冠這一事實，體現了經濟與統計數學密不可分的關系。據不完全統計，自1969年設立諾貝爾經濟學獎以來的40多位獲獎者中，著名的計量經濟學家有23位，10位擔任過世界計量經濟學會會長，有六位直接靠計量經濟的研究和應用成果獲獎。借用統計數學，將經濟理論數學公式化，將經濟行為定量化，已成為當今世界經濟的熱門課題。
有關專家指出，統計學，經濟理論和數學這三者對於真正了解現代經濟生活中的數量關系來說，都是必要的，但本身並非充分條件。三者結合起來，就是力量。數學給經濟界帶來新的視角，新的觀念。抽象的數學工具一旦准確地切入金融市場，就顯得非常實用和有價值。二十多年來，指導期權交易的理論—定價模型得到廣大投資者的一貫遵循。沒有統計基礎、不懂定價公式含義的人要想在市場有出色表現將是十分困難的。
證券金融市場的風險管理是個永恆的話題，投資者都想尋求收益回報，但又必須面對各種各樣的損失可能。市場到底存在哪些風險，如何確定風險的大小，如何才能實現收益最大化和風險最小化，歷來都是受人關注的焦點和難點。自從1952年美國學者馬柯威茨運用數量方法創立證券組合理論以來，市場風險的神秘色彩逐漸淡化，不再變得那麼可怕和不可駕馭。
馬柯威茨組合理論的立足點是全面考慮「期望收益最大」和「不確定性(即風險)最小」。它通過總結投資損失的概率分布和可能收益與預期收益的偏離程度(即我們統計學上的方差)，發現投資者應該同時按適當比例購買各種證券而不是一種證券，進行分散化投資，其收益才盡可能是確定的。通過數量分析得出的這種結論，迎合了投資者避風險的需要。風險管理能力的提高促進了基金的蓬勃發展。在短短的幾十年間，隨著量化研究的不斷深入，組合理論及其實際運用方法越來越完善，成為現代投資學中的主流工具。由於馬哥威茨證券組合選擇理論給金融投資和管理思想帶來革新，1990年他獲得了諾貝爾經濟學獎。
眾所周知，量變引起質變。數量關系的背後，牽扯著市場的穩定與發展。金融業的現代化推動了統計與數理方法的應用研究，反過來，當今世界的金融管理特別是防範金融風險，也越來越要量化研究。早在1995年9月，美國斯但福大學經濟學教授劉遵義就通過實證比較，數量分析和模糊評價等方興，預測出菲律賓、韓國、泰國、印尼和馬來西亞有可能發生金融危機。後來的事實果然如此。這從一個側面提醒我們，沒有完整、科學的分析預測工具，就可能在國際金融競爭中蒙受重大損失。只有加強對作為金融信息的各種變數的研究，才能提高對金融運行規律的認識，才能把握市場的發展動向。
經濟理論的數學化和統計分析，使各種經濟行為也越來越數量化。在金融領域也不例外。定價公式和組合理論地位的確立，就證明數量工具已發揮了不可磨滅的作用。有統計顯示，在西方金融市場，三分之一的人運用組合理論來投資，三分之一的人靠技術分析管理頭寸，另外三分之一的人仍在堅守基礎分析。雖然運用何種手段來指導決策是投資者個人偏好、觀念的問題，但組合理論和技術分析所運用的統計工具逐漸被認同，說明理性投資將成為市場的寵兒。由此我們不難理解華爾街選才的動機。
主觀意見和直覺判斷有很大的隨意性，顯然與現代投資決策的要求相去甚遠。對市場和價格進行定量研究，從而揭示客觀存在的數量依存關系，成為投資和管理決策的一項基礎工作。用統計工具處理各種證券金融數據，可以比較全面地分析各種因素的影響力度。其主要表現在：
1 結構分析：證券市場與匯率、利率變動和國民經濟發展有多大的關聯度；單一證券與整個市場之間如何相互影響，市場指數設計是否合理；證券與期貨價格走勢是否相互制約；同一類證券有沒有一定的連動關系。
2 價值預測：分析未來證券發行和上市價格的理論定位，確定金融衍生證券的價格，分析預測證券期貨的價格走勢，進行投資決策等。
3 政策評價：研究市場系統風險的預警及控制，探討不同的組合投資效果。
4 理論檢驗：證券價格能否反映所有的信息，市場的有效性實證檢驗；各種技術指標的適用性和優化處理，周期效應的對比分析。
從以上可看出，量化研究有助於搞好風驗管理，設計投資組合，選擇交易時機，評估市場特性。統計工具在證券金融市場的大量應用，對交易技術的升級換代，管理水平的提高做出了特殊貢獻。現在，電腦交易系統在國外大行其道，依據不同要求設計的模型軟體層出不窮，只要把數據輸入電腦中，投資者根據分析結果隨時制訂和調整投資計劃。
投資者競爭的優勢不再停留在信息的收集上，而是綜合處理信息的能力。誰的模型從總量上與趨勢上能更合理、科學地分析市場，誰就能掌握主動。
簡單的統計和數學方法已經滿足不了日益復雜的金融發展需要。隨著統計和數學工具的推廣應用，一門新興的邊緣科學——金融統計學應運而生。美國芝加哥大學、哥倫比亞大學、紐約大學和英國利茲大學先後確定了金融統計的碩士和本科生的培養計劃。我國近幾年來，像中國科技大學、南開大學和山東大學建立了統計金融系，去年北京大學相繼成立了金融數學與金融工程管理中心、金融數學系；像北方工業大學統計學專業等建立的證券期貨模擬實驗室的也有很多家；開設相關專業的就更多了。
總之，統計學及其相關學科在證券期貨交易中的重大作用愈來愈被人們所認識和重視。讀者從本專題所講的內容也將會有更深入和全面的了解。後面我們將結合我國證券期貨交易的實際，介紹統計方法在證券期貨市場的一些基礎應用(包括我們的部分研究成果)，如證券期貨交易的統計指標體系；證券指數；投資組合；上市公司財物報表的統計分析與選股；證券期貨價格走勢預測(主要是技術分析)等。
Ⅵ 您好，請給我下計量經濟學相關的論文可以嗎就是關於eviews的。 [email protected]
節點列表
地區人均收入影響因素的計量分析
菲利普斯曲線的驗證
恩格爾系數模型檢驗
成都市投資額影響因素的實證分析
對我國經濟增長的因素分析
關於教育對中國經濟增長作用的計量分析
關於司機年齡與發生車禍次數關系的分析
改革開放以來商品零售價格指數（RPI）變化因素分析
固定資產投資對GDP的影響
關於GDP與其他經濟因素關系的計量分析
吉尼系數影響因素的計量分析
我國旅遊經濟的因素分析
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
我國經濟增長對能源消耗的依賴
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
影響居民消費水平的因素分析
我國人均GDP與消費的計量分析
有關我國居民儲蓄影響因素的計量分析
新中國出口的影響因素分析
影響股價指數的因素分析
影響居民消費水平的主要因素分析
我國消費的影響因素分析(經濟2班）
中國能源需求影響因素實證分析
中國經濟增長與周期波動
中國旅遊業發展狀況分析
中國城市居民消費計量分析
對上市公司利用新四項計提進行盈餘管理的實證研
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
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
關於影響我國南方幾省市農業總產值因素的實證分析
關於國內旅遊需求的計量經濟學分析報告
如何提高農業產值和農民人均收入水平
宏觀經濟政策對中國經濟周期波動的影響分析
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
貨幣政策有效性分析
外資利用與我國進出口貿易關系的實證分析
我國采礦業龍頭企業利潤因素分析
我國農民收入影響因素的回歸分析
我國財產保險市場發展的因素分析
私家車擁有量的計量分析
我國國債擠出效應的實證分析
四川省居民消費水平的多因素分析
我國汽車需求的因素分析
影響GDP增長的經濟因素分析
影響保費收入的因素分析
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
影響我國農業總產值因素的實證分析
影響中國汽車產量的多因素分析
影響人身保險保費收入的重要因素分析
資本結構主要影響因素的再探析
中國經濟增長的影響因素實證分析
運用OLS法對參數估計
中國城鎮居民2003年可支配收入分析
中國農業總產值問題的計量分析
中國上市公司現金股利的影響因素分析
在校學生總數變動的多因素分析
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
北京市居民消費函數模型(巫君榮楊三冠等)
北京市城鎮居民消費模型
北京市城鎮居民消費函數模型
北京城市居民消費函數模型分析
成都市05年度住宅市場定價模型
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
工資收入差異分析
工業產值與能源耗量的實證分析
房地產價格因素分析
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
關於社會商品零售總額的案例分析
關於封閉式基金價格問題
貨幣政策與GDP的回歸分析.
開放經濟下儲蓄、投資與貿易余額關系的研究
農業總產值分析
農民收入影響因素研究
外商直接投資FDI與國有企業改革的互動分析
旅遊經濟分析
我國財政收入與部分支出結構
美國居民消費與可支配收入關系的實證分析
四川省居民消費結構計量分析
我國居民消費增長模型1
我國居民消費的因素分析
我國國內債務規模的多元線性分析
我國改革開放以來固定資產投資與GDP關系分析
我國國債發行規模影響因素的分析
我國利用外資與GDP關系123
我國人均GDP與消費的計量分析
我國外匯儲備及其影響因素的分析
我國涉外旅遊業收入的實證分析
西方消費理論在中國的實證分析
我國私人汽車擁有量分析
營銷系統的計量經濟模型
影響GNP的因素分析
有關我國進口商品消費的計量分析
影響我國居民儲蓄的相關因素的實證分析
影響我國糧食總產量諸因素分析
影響新股上市定價的因素分析
影響糧食產量的相關因素分析
影響銀行卡交易量的因素分析
中國股票內在價值影響因素的實證分析
政府對公共衛生事業的投
中國糧食總產量多因素分析
重慶市城鄉居民儲蓄存款的計量模型分析
中國對美國進口總額的分析
關於農民人均純收入的計量經濟模型[1]
對四川省種植業收入模型的初步探索2[1]
計量經濟學 消費——收入模型分析(01級基地班）[1]
城鎮居民消費水平影響因素淺析[1]
電信分析[1]
青海省人力資本存量的現狀分析 3稿[1]
農民人均收入影響因素分析
淺析我國城市化的影響因素
加工工業產品出廠價格多因素分析
計量經濟學論文[1]
計量經濟學作業－范靜（20347123）[1]
分析我國影響鋼鐵產量的因素
影響電信業的因素分析--影響電信業的因素分析---改[1]
（代瑜等）稅收收入與國內生產總值及進出口總額的關系分析
（姜鑫等）淺析我國取消農業稅的可行性
（賈珍珍等）農業總產值影響因素分析
影響我國電力產量的因素分析
（李莉等）我國GDP增長與人民就業及生活水平的關系分析
（劉佳等）關於影響就業人數的因素的計量分析
（劉愈等）關於美國政府社會保障支出與失業率的計量分析
（李園等）中國進出口相關因素的數量與實證分析
（林能興等）四川省就業狀況計量及經濟分析
（秦繼國等）對我國國債發行規模的計量經濟分析
（王玥等）1978年~2002年中國失業多因素分析
（王志峰等）關於影響大學生就業問題與人口老齡化問題的因素分析與思考
（田曉琴等）影響我國城鎮居民消費性支出的因素分析
（曲波等）國債發行規模影響因素的實證分析
（覃彪等）對我國人均GDP的各影響因素的計量分析
基於我國銀行存款利率對流動性溢酬的研究
滬深債指波動的協整研究
（謝桂林等）對四川當前農村政策的合理性分析
基於成都住宅市場Hedonic定價模型的因素分析
公共投資取向與經濟增長的實證分析
通貨膨脹的影響因素分析
外國直接投資決定因素分析論文
四川省農業生產函數建立與分析
影響上市公司高管薪酬的企業因素實證分析
我國當前的產業結構與勞動力結構分析
我國固定資產投資對經濟增長的滯後影響分析
我國國債發行規模的影響因素
我國居民消費增長模型(羅善奇、張冰)
影響IPO公司上市前後的績效分析
中國期貨市場與相關市場價格關系的實證研究
銀行信貸資金與股票市場交易金額變動的關系
我國資本市場與經濟增長的實證分析
FDI溢出效應
財政支農與中國農業產出及增長的關系分析
奧肯定律的懷疑
Ⅶ 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。
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Ⅷ 【重賞】求關於股票論文一篇：《聯系我國實際，談談貨幣政策對證券市場的影響》
對股票市場的影響
中央銀行的貨幣政策主要是通過調整利率與存款准備金率來實現的,一般當利率提高時,人們在銀行存款的收益會提高,因而很多人會將錢從證券市場（股票 債券 基金）轉入銀行,這樣就造成證券市場的拋售,會造成證券市場的價格下跌.而當政府降低利率時,人們則更傾向於持有證券,則會造成證券供不應求,證券市場價格會上升,存款准備金率的作用和利率差不多,只是作用的相對隱蔽
政策與股票市場的關系
減少稅收。降低稅率、減少稅收，可以增加企業收入，提升上市公司利潤，從而提升股票價格。
（1）增加政府采購，會增加相關上市公司的利潤，提升股票價格。
（2）居民收入增加，對證券市場的信心增強，提升股票價格。
（3）政府直接投資增加，比如投資能源、基礎設施、住宅等，可以帶動相關行業（水泥、鋼材、機械、鐵路）的發展，提升相關上市公司的業績，提升股票價格。
3�增加財政補貼。財政補貼是政府財政支出的一個重要形式，財政補貼會提高相關上市公司的利潤，提升股票的價格。
緊縮性財政政策對股票市場的影響與上述情況相反。財政政策對股票市場的影響非常復雜，投資人要結合其他方面的情況進行綜合分析，從而作出投資決策。
（一）貨幣政策的主要工具
�調整再貼現率 �變動法定存款准備金率 �公開市場業務 �變動利率 �變動匯率。
1�調整利率對股票價格的影響。首先，利率是計算股票價值的重要依據，利率上升時，股票價值下降，股價下跌；利率下降時，股票價值上升，股價上漲。其次，利率上升會增加上市公司的融資成本，影響上市公司的利潤，進而影響股價；利率下降則會降低上市公司的利息負擔，增加利潤，提升股價。再次，利率下降會促使投資人將儲蓄轉化為股票投資，促使股票價格上漲；利率上升則會使投資人將股票投資轉化為儲蓄，造成股票價格下跌。利率的變動對股票價格的影響是非常明顯、非常迅速的。但是，利率對股價的負面影響並不是絕對的，要結合其他因素進行分析。
2�中央銀行的公開市場業務對股票價格的影響。中央銀行實施寬松的貨幣政策時，就會從市場上大量購進有價證券，促使市場貨幣供給量增加，進而推動股票價格上漲；反之，股票價格將下跌。
3�調節貨幣供應量對股票價格的影響。中央銀行可以通過調整法定存款准備金率和再貼現率調節貨幣供應量，從而影響貨幣市場和資本市場的資金供給，進而影響股票價格水平。貨幣供給充足，流動性充裕是股票市場持續上升的重要力量。
Ⅸ 銀行利率和股票價格的關系是怎樣的
利率（Interest Rate）又稱利息率，是指在借貸期內所形成的利息額與所貸資金額的比率。利率直接反映的是信用關系中債務人使用資金的代價，也是債權人出讓資金使用權的報酬。從宏觀經濟分析的角度看，利率的波動反映出市場資金供求的變動狀況。
利息率的高低，決定著一定數量的借貸資本在一定時期內獲得利息的多少。影響利息率的因素，主要有資本的邊際生產力或資本的供求關系。此外還有承諾交付貨幣的時間長度以及所承擔風險的程度。利息率政策是西方宏觀貨幣政策的主要措施，政府為了干預經濟，可通過變動利息率的辦法來間接調節通貨。在蕭條時期，降低利息率，擴大貨幣供應，刺激經濟發展。在膨脹時期，提高利息率，減少貨幣供應，抑制經濟的惡性發展。
上調利率和銀行准備金,是為了刺激人們把錢存銀行.這樣投入到股市中的資金就會減少,自然股票要小跌一下
股市的運行在多大程度上受到利率的左右呢？
揭開利率的真面目
在影響股市走勢的諸多因素中，利率是一種比較敏感的因素，而且可以說沒有哪個因素能超過利率對股市產生更深遠而實質的影響。現代貨幣金融學認為利率是資金的價格，也是社會資金流動的平均成本，因為資金成本的高低將會影響股市中資金的流向。不妨套用一句俗話來解釋，"水往低處流，資金往（利率）高處溜"。
但是在實際經濟生活中，中央銀行公布的利率水平，僅僅是一種名義上的利率，雖然它是人們關心的焦點，可它只是真實利率的一部分，因而也就不是代表真正的社會資金成本。資金的真正價格是實際利率或者說真實利率。所謂實際利率是相對名義利率而言的，它是名義利率（通常按1年期定期存款銀行利率為准），減去全國社會商品零售價格指數（RPI）得出的利率水平。可以看到，在物價指數保持穩定時，名義利率的調整將決定實際利率的高低。但是目前我國仍然處於經濟波動期，物價水平的變化幅度較大，即使名義利率保持不變，物價指數的大幅起落也同樣左右實際利率水平的高低。目前雖然名義利率不高，但實際利率的水平卻處於我國改革開放25年來的最低水平。這負利率將是有助於推動股市進入牛市階段。
實際利率是根本
從根本上講，實際利率代表著社會資金的平均成本，實際利率的變動改變著資金的分布和流向。若實際利率越高，則意味著企業資金成本走高、企業利潤下降，進而形成企業生產積極性不高、開工不足、失業率增加的趨勢，使國民收入總體水平下降，人們心理上的即期和預期的投資和消費水平不斷回落，大量的商品出現滯銷，實現不了其使用價值，導致整個市場呈現蕭條和疲軟，並最終表現為通貨緊縮的經濟現象。在這種情況下，消費和投資的萎縮，促使物價下跌，而物價指數的回落，又會反過來引發實際利率的再度上漲。於是投資者趨向儲蓄、債券等固定收益的投資，因為這些投資工具的實際回報在不斷提高，相比之下，股市的吸引力趨弱，資金運作的成本偏高，資金撒離股市成為必然選擇。另一方面，現期和預期物價的下降，將造成上市公司的業績滑坡，投資者和消費者只要持幣觀望就會相對升值，於是股市也就缺少資金的有效供給，故人們會普通認為選擇存款最為有利。
在較為寬松的貨幣政策和積極的財政政策環境中，在世界經濟復甦和弱勢美元的條件下，拉動了消費物價指數回升，那麼實際利率就被降下來，利率調節資金供求關系的杠桿作用就會被發揮出來，資金成本下降，生產者開始有利可圖，企業利潤和效益也將相應上升。從公布的2003年上市公司年報業績普遍上升，就可見一斑了。更有意義的是，人們的心理預期也將改變。因此拉升物價指數的途徑來下調實際利率，對國民經濟發展是既治表又治里的最好方法。
利率牽著股市走
1996年的行情，始於當年4月1日取消保值貼補率，同年5月1日公布下調銀行名義利率，使實際利率下降，改變了人們心理預期效應。重要的是當時的實際利率為2%左右，在這一實際利率的杠桿作應下，有利於資金從銀行流向證券市場，從而使股市開始擺脫熊市的陰影，踏上牛市的征途。從1997年以來，由於實現宏觀經濟的軟著陸成功，物價指數持續回落，1998年上半年社會商品零售價格指數為-2.1%，下半年商品物價指數更是大幅下降，市場陷入疲弱，引發銀行"惜貸"、企業"憤貸"的現象，人們對投資和消費的預期持續下降。在這種情況下，股市頻頻"失血"，一直延續到1999年中期。在《人民日報》評論員文章催發下，又走出一輪牛市行情。
經過長期跟蹤統計分析，實際利率的變動與股市指數變動之間，存在著一種相當緊密的關系，若按社會商品零售價格指數來計算實際利率時，過去當其在2.5%以下時，一輪牛市行情則具備條件，一旦實際利率上升至6%左右時，股市指數可能會見頂轉為弱勢，爾後隨著實際利率的攀升，股市指數會不斷下滑。1991年至今的股市運行趨勢就是視實際利率走向演繹的。
現在國民經濟方方面面的因素和國際經濟環境發生很大變化，估計實際利率為負1.5%至1%，有利於股市行情的演繹，若一但實際利率負值在2%以上，並高居不下時，反映通貨膨脹較為嚴重，宏觀經濟泡沫成分較大，國家為了抑制通貨膨脹率，通常會採取貨幣緊縮的收緊銀根的措施，提高銀行存款利率，與此同時減少貨幣供應量，則股市的資金在政策導向下流出股票市場，如1993-1995年的三年熊市就是個例證