Ⅰ 求一篇计量经济学论文
城乡收入差距的因素分析
大学生手机预期消费的计量经济模型
第二产业国内生产总值对固定资产投资的影响分析
第二产业GDP形成的因素分析
各因素对高新技术区发展的影响
基于Hedonic模型的成都住宅价格影响因素分析
关于自筹资金对基本建设投资资金的影响
关于中国旅游发展的分析
关于GDP与固定资产投资的计量经济模型分析
国内工业固定资产和劳动就业人数对工业产值的影响
倒“U”曲线及顶点分析
金融发展与经济增长的关系
失业率对中国国内生产总值的影响
人力资本和实物资本对企业利润的影响分析
人力资本投入与GDP
实证库兹涅茨倒U曲线中国实现
农村剩余劳动力转化途径与农民收入增加的关系分析
农村居民收入影响因素分析
利率及收入对货币供应量的影响
我国房地产行业的生产函数模型
我国改革开放后通货膨胀的因素分析
我国房地产市场影响因素分析
我国居民储蓄影响因素的实证分析
我国居民收入对储蓄存款的影响
适度扩大M2能提高我国GDP
四川省农民收入结构分析
四川省居民消费水平影响因素的分析
影响农民收入的因素分析
信息时代的城镇对比
影响国内私人汽车拥有量的几个重要因素分析
影响成都市机动车总数因素的定量分析
影响我国国内过夜旅游者人数因素的计量分析
影响电信业务收入的主要因素的分析
影响货币需求的因素分析
用误差校正模型研究季度M1需求
政府对公共卫生事业的投资与国民经济增长关系的计量分析
由弹性价格货币模型论中国汇率和利率的联动性
中国资本外逃的成因解释与计量分析
中国的菲利普斯曲线
中国城乡人口流动趋势分析
中国外汇储备的影响因素分析
中国校正失业变化率条件下的奥肯定律检验
菲利普斯曲线的验证
对我国经济增长的因素分析
恩格尔系数模型检验
地区人均收入影响因素的计量分析
成都市投资额影响因素的实证分析
关于司机年龄与发生车祸次数关系的分析
固定资产投资对GDP的影响
改革开放以来商品零售价格指数（RPI）变化因素分析
关于GDP与其他经济因素关系的计量分析
关于教育对中国经济增长作用的计量分析
吉尼系数影响因素的计量分析
我国经济增长对能源消耗的依赖
我国旅游经济的因素分析
投资额与生产总值和物价指1
外商直接投资（FDI）对我国经济影响的实证分析
试探交通运输发展与国民经济的关系
我国1978-1997年的财政收入和国民生产总值的计量分析
影响居民消费水平的因素分析
影响居民消费水平的主要因素分析
新中国出口的影响因素分析
有关我国居民储蓄影响因素的计量分析
我国消费的影响因素分析(经济2班）
我国人均GDP与消费的计量分析
影响股价指数的因素分析
中国经济增长与周期波动
中国能源需求影响因素实证分析
中国旅游业发展状况分析
中国城市居民消费计量分析
FDI对中国经济增长的影1
城镇居民住房面积的多因素分析
对影响人身保险保费收入诸因素的计量分析
餐饮业区域市场潜力的影响因素分析
对上市公司利用新四项计提进行盈余管理的实证研
关于国内旅游需求的计量经济学分析报告
关于影响我国南方几省市农业总产值因素的实证分析
三大产业的发展与城镇居民家庭消费支出
上市公司财务预警模型设计与分析
宏观经济政策对中国经济周期波动的影响分析
如何提高农业产值和农民人均收入水平
货币政策有效性分析
私家车拥有量的计量分析
四川省居民消费水平的多因素分析
我国采矿业龙头企业利润因素分析
我国财产保险市场发展的因素分析
外资利用与我国进出口贸易关系的实证分析
我国国债挤出效应的实证分析
我国农民收入影响因素的回归分析
影响保费收入的因素分析
我国汽车需求的因素分析
影响GDP增长的经济因素分析
影响人身保险保费收入的重要因素分析
影响我国农业总产值因素的实证分析
影响寿险保费收入的因素分析2
影响四川省房地产业发展的因素分析
影响中国汽车产量的多因素分析
中国经济增长的影响因素实证分析
中国城镇居民2003年可支配收入分析
资本结构主要影响因素的再探析
在校学生总数变动的多因素分析
运用OLS法对参数估计
中国上市公司现金股利的影响因素分析
中国农业总产值问题的计量分析
GDP与进出口总额的计量分析
城市住房均衡价格供求模型
城镇集体单位固定资产投资对国内生产总值的影响分析
城镇人均收入与人均通讯消费分析
NBA球员薪金问题
北京城市居民消费函数模型分析
北京市城镇居民消费函数模型
成都市05年度住宅市场定价模型
北京市城镇居民消费模型
北京市居民消费函数模型(巫君荣杨三冠等)
店铺租金的确定
对成都市房地产市场的实证考察
对影响某高校研究生录取线的爽因素分析
对外贸易与四川经济增长关系实证分析
工业产值与能源耗量的实证分析
发展中国家货币需求模型
固定资产投资对贵州GDP影响分析
固定资产投资的计量经济学模型
工资收入差异分析
房地产价格因素分析
货币政策与GDP的回归分析.
关于封闭式基金价格问题
关于社会商品零售总额的案例分析
开放经济下储蓄、投资与贸易余额关系的研究
我国财政收入与部分支出结构
四川省居民消费结构计量分析
请采纳答案，支持我一下。
Ⅱ 简述中央银行执行货币政策与证券市场走势的关系
你好，中央银行的货币政策对证券市场的影响，可以从四个方面加以分析： （1）中央银行调整基准利率对证券价格产生影响。一般来说，利率下降时，股票价格就上升；而利率上升时，股票价格就下降。 （2）中央银行的公开市场业务对证券价格的影响。...
Ⅲ 求计量经济学论文
本文利用我国1995年以来的统计数字建立了可以通过各种检验的城镇居民储蓄率的模型，对我国城镇居民储蓄存款情况进行实证分析。通过对该模型的经济含义分析得出各种主要因素对我国城镇居民储蓄存款数量的影响程度，并针对我国城镇居民存款储蓄现状提出自己的一些建议。
一、问题的提出
1995年以来,随着我国国民经济的飞速发展,我国的居民储蓄也出现高速增长的态势。进入2000年代以后．我国居民储蓄存款余额始终保持在两位数的增长速度。我国居民储蓄存款持续增长这一经济现象引起国内理论界的广泛关注。这对我国经济的进一步增长有着有利的一面,但也会带来一定的负面影响。所以国家相继出台了一系列积极的财政和货币政策,以刺激国内消费和投资需求,分流储蓄,但是居民储蓄依然持续增加。由于居民的储蓄存款直接影响着居民的消费行为，影响着货币的供给量，进而间接影响着国家经济的发展，宏观调控的力度和效果，因此，对我国居民存款储蓄问题的深入研究就显得尤为重要，这有助于帮助大家认清现状，做出合理的决策。虽然我们作为本科阶段的学生对这个问题的理解和研究还不够深入和透彻，但对此问题的探索有利于我们更好的掌握专业知识，了解国情。
二、文献综述
我国有很多学者建立了许多的储蓄模型来分析各因素对居民储蓄的影响程度,但分析结论的差异很大。整理以前的研究成果,一个社会的储蓄总量受很多因数的影响，根据经典西方宏观经济学理论，储蓄水平主要受收入因数、利息率、物价水平、收入分配等因数的影响：
1.收入因数
收入是决定储蓄的重要因数，收入的变化会直接决定着储蓄的变化。在其他条件不变的情况下，储蓄与可支配收入之间存在着正方向的变化关系，即居民的可支配收入增加，储蓄量增加；个人可支配收入减少，储蓄量减少。可支配收入是指居民户在支付个人所得税之后，余下的全部实际现金收入。
2.利息率
传统经济学认为，在收入即定的条件下，较高的利息率会使储蓄增加。在本文中，我们选用的利息率是根据当年变动月份加权平均后的一年期储蓄存款加权利率。
3.物价水平
本文用通货膨胀率来考察物价水平对储蓄率的影响。
4.收入分配
凯恩斯认为，收入分配的均等化程度越高，社会的平均消费倾向就会越高，社会的储蓄倾向就会越低。在国际上，衡量收入分配平均状况最常用的指数是基尼系数。
三、变量的选取及分析
目前我国正处于改革时期，各种不确定性因素很多。因而，要分析各种因素对中国居民储蓄行为的影响，必须立足于中国的国情。1998年后，中国经济运行进入了一种新的体制约束状态，出现了明显的供给过剩，需求对经济增长的约束与拉动作用明显增强，投资、消费膨胀的内在动力明显不足；同时，由于我国市场机制尚不健全，市场经济发育不成熟，市场体制的控制力还有限，从而不能形成一种有效地传导机制。市场化的改革对人们的经济行为、心理行为带来了很大影响，银行开始考虑贷款风险，投资者开始考虑投资回报，而消费者也开始考虑最佳的消费时机和预期收入。这说明，我们的微观经济层面已生长出一种内在的约束机制，然而社会各个方面对这些积极的因素还很不适应，微观主体内在约束机制较强与宏观经济市场传导机制不畅之间的矛盾，导致了投资行为受阻、消费行为审慎和储蓄持续稳定增长。当前影响我国居民储蓄的因素有很多，概括起来有以下几点：居民对社会经济形势的预期、可选择的投资渠道、信贷消费的发展、利率因素的影响、"假性"存款的影响、消费领域的信用等级、高收入阶层消费状况、就业形势压力、体制改革、居民收入水平等。
由于我现在的时间和能力有限，只能综合考虑，选取一部分变量进行研究，而且为了方便查找数据，只建立我国城镇居民储蓄存款模型进行研究。本文选用当年的收入增长率来考察收入因数对储蓄率的影响。用城镇居民的储蓄率作为被解释变量。另外还选取了中国1995年到2008年的各年的城镇居民收入的基尼系数、一年期储蓄利率和通货膨胀率作为解释变量。
四、数据及处理
本文模型数据样本为从1995-2008年。
年份 城镇居民储蓄率 城镇居民收入增长率 一年期储蓄利率 通货膨胀率 城镇居民基尼系数
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
注：Y代表城镇居民储蓄率
X1代表城镇居民收入增长率
X2代表一年期储蓄利率
X3代表通货膨胀率
X4代表城镇居民基尼系数
五、模型及处理
基于以上数据，建立的模型是：
Y=β1+β2X1+β3X2+β4X3+β5X4+u
β1度量了截距项，它表示在没有收入的时候人们也要花钱消费，储蓄率为负。
β2度量了当城镇个人可支配收入率变动1%时，储蓄增长率的变动。
β3度量了当利率变动一个单位，其实也就是1%时，储蓄的增量的变动。
β4度量了当通货膨胀率变动一个单位，储蓄增量的变动。
β5度量了基尼系数对储蓄率的影响。这也是本文的重点变量。
u是随机误差项。
对Y做回归
利用eviews最小二乘估计结果如下
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
根据以上结果，初步得出的模型为
Y=-0.264646+0.317426X1+0.024054X2 +0.024476X3+1.127523X4.
1.经济意义的检验
该模型可以通过初步的经济意义的检验，系数的符号符合经济理论。
2.统计检验
从表中可以看出，显然通货膨胀率的系数通不过T检验，R2=0.897971， 2值为0.875298，模型的拟合情况较好。F检验的值为39.60525，整个模型对储蓄率的增长影响是显著的。
3.多重共线性的检验
从F值可知此模型整体显著，但是分析各个变量后发现X1和X3不显著，可能存在多重共线性，运用消除多重共线性的逐步回归方法我们可以得到要放弃X3 这个变量，重新做回归分析得到：
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
从新模型的整体效果来看，R值和F值都很好，而且各个变量的t统计量也表明各个变量对储蓄率的增长都有显著影响。
因此模型可设为Y= -0.271487+0.314787X1+0.024487X2+1.145280X4
4.最终结果
从上面的计量分析中最后得到我国城镇居民的储蓄存款模型：
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、结论与建议
1.模型的实证分析
城镇居民的收入增长率变化对居民的储蓄率变化的影响还是比较明显的，储蓄率对收入增长率的弹性为0.314, 在其他条件不变的情况下，居民的收入变化1%，储蓄率同方向变化0.314%。
利率变动对实际的储蓄率变动的影响并不是十分的重要，弹性仅为0.024。这方面有很多的原因，其中对未来预期的不确定性是一个很重要的原因，尤其是1998年以后，随着住房、医疗、教育等方面的改革，人们的储蓄倾向受预期的影响更大。这方面从人民银行数次通过降息来调整储蓄量，但是效果并不明显也可以看出来。
基尼系数对储蓄率的影响非常大，弹性达到了1.145。这里可以看出，收入分配的均等程度对储蓄的影响非常明显。这是由于收入高的群体的储蓄倾向要明显的高于收入低的群体。
2.对宏观经济的政策建议
基于基尼系数对储蓄率的很大的影响，因此，国家应该重视对分配领域的调节，加大对低收入的者的转移支付，切合中国实际的对税收领域进行改革，缩小社会的贫富差距：
1）不要"逼"老百姓花钱，而要针对不同收入阶层，采取不同对策，引导居民消费
首先，增加中低收入居民的个人相对收入，在分配政策上进一步缩小收入差距；进行微观层面的改革和合适的福利体系改革，大力提高人们的收入预期；控制教育和医疗费用，降低人们的支出预期，减少公众的焦虑；积极发展消费信贷，尤其是助学贷款，减少人们为教育而储蓄的需要，让其"有钱花"。
其次，引导高收入居民向更高层次的消费过渡，努力提高其消费倾向，增加消费供给，让其"有地方花钱"，从而抑制储蓄倾向的进一步提高。
2）不要"逼"老百姓投资，而要不断增加金融创新，努力改善投资环境，刺激居民投资
目前的储蓄高增长主要是由于居民收入的持续增长、消费和投资的增速缓慢、居民手持现金的逐步减少而引起，充分暴露出我国经济架构的严重失衡。因此，必须采取相应的措施缓解储蓄增长的势头，并积极引导储蓄向投资转化：
第一，提供多样化的金融工具，不断开发新的金融产品，大力发展商业保险和社会保险，拓宽居民投资渠道，引导居民储蓄资金的合理分流。
第二，进一步发展和完善股票市场，规范上市公司的市场行为，逐步建立完善的、公开的信息披露制度，增强居民的投资信心。
第三，大力发展债券市场，尤其是企业债券市场，充分发挥债券融资的优势，加大企业从资本市场直接融资的比重。
第四，积极引导民间投资，用新型的融资方式拓宽民间投融资的渠道。稳定发展民营金融机构；建立民间投资退出机制；加强民间投资的信用体系建设。
3.模型的不足
在实际经济活动中，人们的预期对储蓄率的影响是非常明显的。由于这方面的影响很难用数据来描述以及碍于本文作者水平有限，所以本模型没有反映人们的预期对储蓄率的影响。
Ⅳ 计量经济学论文 期末论文啊~要有数据模型，最好有异方差共线性啥的。而且最好数据新一点啊。。
计量经济学课程论文
产业结构对我国经济增长影响
的实证分析
学号：2008324030924
学院：商学院
班级：财务管理0802班
姓名：王玉娟
产业结构变动对我国经济增长影响
的实证分析
（河北农业大学商学院 财务管理0802班 王玉娟 2008324030924）
摘要：经济发展是以经济增长为前提的，而经济增长与产业结构变动又有着密不可分的关系。本文采用1981年至2010年的统计数据，通过建立多元线性回归模型，运用最小二乘法，研究三大产业增长对我国经济增长的贡献，从而得出调整产业结构对转变经济发展方式，促进我国经济可持续发展的重要性。
关键字：经济增长；三大产业；最小二乘法；产业结构；可持续发展
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
经济增长通常是指在一个较长的时间跨度上，一个国家人均产出（或人均收入）水平的持续增加。经济增长率的高低体现了一个国家或地区在一定时期内经济总量的增长速度，也是衡量一个国家或地区总体经济实力增长速度的标志。它构成了经济发展的物质基础，而产业结构的调整与优化升级对于经济增长乃至经济发展至关重要。
一个国家产业结构的状态及优化升级能力，是经济发展的重要动力。十六大报告提出，推进产业结构优化升级，形成以高新技术产业为先导、基础产业和制造业为支撑、服务业全面发展的产业格局。十七大报告明确指出，推动产业结构优化升级，这是关系国民经济全局紧迫而重大的战略任务。《十二五规划纲要》又将经济结构战略性调整作为主攻方向和核心任务。产业结构优化升级对于促进我国经济全面协调可持续发展具有重要作用。
二、模型设定及数据说明
1、模型设定
通过对数据观察，根据搜集的1981年至2010年的统计数据，建立模型。其模型表达式为：
Yt=α+β1X1+β2X2+β3X3+µi (i=1,2,3)
其中：Y表示国内生产总值(GDP)的年增长率，X1、X2、X3分别表示第一、二、三产业的年增长率，α表示在不变情况下，经济固有增长率。可近似认为，表明国内生产总值增长为三次产业增加值增长率的加权和，而βi分别表示各产业部门在经济增长中的权数；βi Xi则表示各产业部门对经济增长的贡献。µi表示随机误差项。
通过上式，我们可以了解到，各产业每增长1个百分点，国内生产总值(GDP)会如何变化。从而进行经济预测，为产业政策调整提供依据与参考。
2、数据说明
以下数据来自财新网，见表1
表1单位：％
年度 GDP 第一产业 第二产业 第三产业 年度 GDP 第一产业 第二产业 第三产业
增长率 增长率 增长率 增长率 增长率 增长率 增长率 增长率
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、模型参数估计
运用eview3.1软件，采用最小二乘法，对表一中的数据进行线性回归，对所建模型进行估计，估计结果见下图。（图1）
从估计结果可得模型：
Yt=0.6902+0.1869X1+0.4564X2+0.2875X3
四、模型的检验
通过上述线性回归得到模型，现在就其具体形式进行检验：
1、经济意义检验
通过估计所得到参数，可进行经济意义检验：
⑴α=0.6902，表示当三大产业保持原有规模，我国GDP仍能增加0.6902个百分点。这种结果符合经济发展规律，合理。
⑵β1 =0.1869,表示在其他条件不变的情况下，第一产业每增长1个百分点，GDP增加0.1869个百分点；反之，降低0.1869，符合经济现实。
⑶β2=0.4564,表示在其他条件不变的情况下，第产业每增长1个百分点，GDP增加0.4564个百分点；反之，降低0.4564，符合现实。
⑷β3 =0.2875,表示在其他条件不变的情况下，第一产业每增长1个百分点，GDP增加0.2875个百分点；反之，降低0.2875，合理。
综上可知，该模型符合经济意义，经济意义检验通过。
2、统计检验
⑴ 拟合优度检验
① 样本决定系数
R^2的值越接近1，说明回归直线对观测值的拟合程度越好；反之，R^2的值越接近0，说明回归直线对观测值的拟合程度越差。
由图1参数估计结果可得，样本决定系数R^2=0.965032＞0.8，可见其拟合优度不错。
② 调整后的样本决定系数
因解释变量为多元，使用调整的拟合优度，以消除解释变量对拟合优度的影响。调整后的R^2=0.960997＞0.8，所以，其拟合程度不错。
⑵方程显著性检验
有模型可知总离差平方和TSS的自由度为29(n-1),回归平方和ESS的自由度为3。所以，残差平方和的自由度为26(n-k-1)。
H0: βi =0 H1: βi≠0
在H0成立的条件下，统计量
F= (ESS/k)/(RSS/(n-K-1))=239.1760
而在α=0.05,n=30,k=3时，查表得F0.05(3,26)=2.98＜239.1760，由此可知，应拒绝原假设，接受H1，认为回归方程显著成立。
⑶参数显著性检验
H0: βi =0 H1: βi≠0
在H0成立的条件下，统计量
Ti=(^βi-βi)/S(^βi)
当βi =0时，T1=3.970619、T2=15.04468、T3=6.837076；在α=0.05,n=30,k=3时，查表得T0.025(26)=2.056,得Ti＞T0.025(16)=2.056,则拒绝原假设，接受备选假设，即认为βi显著不为0 。
3、计量经济学检验
⑴解释变量之间的多重共线性检验
在这里采用Frisch综合分析法，检验模型各解释变量间是否存在多重共线问题：
① 通过做简单回归得到下表：
表2
回归方程 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
根据经济理论和统计检验，X2最重要，从而得出最有简单回归方程Y= 3.6885+0.5537 X2 。
②将其余变量逐一引入Y=3.6885+0.5537X2，从而得出Y=0.6902+0.1869X1+0.4564X2+0.2875X3为最优模型。
说明该模型不存在多重共线性问题，可能与选取变量为相对数有关，降低了其共线性问题发生的可能性。将其余变量逐一引入
综上所述，该模型不存在共线性问题。
⑵随即扰动项序列相关检验
在给定α=0.05，n=30,k=3,查D-W统计表，得dL=1.21,dU=1.55。由DW=0.5372＜dL=1.21，可知随机误差项存在一阶正序列相关，即μt=ρμt-1+νt。
经软件处理可得图2，ρ1估计值为0.8643，并且T检验显著，说明该模型确实存在一阶序列相关。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，表明模型已经不存在一阶序列相关性。因此，模型已消除序列相关性影响，经济增长率与各产业增长率的回归方程为：
Yt=0.4168+0.2506X1+0.4002X2+0.3852X3
由模型可知，当第一产业增长1个百分点时，我国经济增长0.2506个百分点；当第二产业增长1个百分点时，我国经济增长0.4002个百分点；当第三产业增长1个百分点时，我国经济增长0.3852个百分点。
五、对策建议
根据模型得出1981-2010年，三大产业对经济增长的贡献率和产业构成情况如下图所示：
由图可以看出，由前面对实证分析结果可以看出，改革开放以来，第二产业对经济增长的贡献率最高，其次是第三产业、第一产业；第二、三产业所占比重逐年增大，其中，以第三产业增速最快，而第一产业在国民经济中所占比重逐年
下降。
1、坚持科学发展观，加快转变经济发展方式，推动产业优化升级，形成以高技术产业为先导，基础产业和制造业为支撑、服务业全面发展的产业格局；形成由主要依靠第二产业带动向依靠第一、第二、第三产业协同带动转变的新局面，实现我国经济可全面协调持续发展。
2、加大对农业的投入，调整农业内部产业结构，提高我国农业的科技化、产业化、现代化水平。
改革开放以来，尤其是市场经济建立以来，虽然第一产业在国民经济中所占比重逐年下降，但第一产业对经济增长的贡献率却逐年上升，说明科教兴农、农业产业化、财政支持等农业产业政策的支持下，我国农业的综合竞争力在提升，但就总体而言，仍是我国的弱智产业。加强农业财政投入，提高农业科技化、产业化、现代化水平，调整农业内部产业结构，提高我国农业的市场竞争力。尤其应加大资本、技术等要素的投入，建立健全农村资本金融市场和生产要素流动市场，提高要素资源的使用效率。提高农村居民受教育水平，培养具有创新精神和时代感的社会主义新农民。
3、要坚持走中国特色新兴工业化道路，着重改造提升制造业，培育发展战略性新兴产业，建立创新型国家，提高我国核心竞争力。
自建国以来，工业尤其是重工业是我国经济发展的支柱，工业内部结构、地区结构都存在差异。调整工业内部产业结构，提高基础工艺、基础材料、基础元器件研发和系统集成水平。积极有序发展新一代信息技术、节能环保、新能源、生物、高端装备制造、新材料、新能源汽车等产业，加快形成先导性、支柱性产业，切实提高产业核心竞争力和经济效益。
4、加快推进服务业发展，把推动服务业大发展作为产业结构优化升级的战略重点。
推进服务业发展，不仅能够有效改变我国产业结构现状，更能够提高就业率，稳定民生，提高人们的生活水平和质量。推进服务业发展，重点是建立健全流通和服务部门，提高流通、服务质量；拓展服务业新领域，发展新业态，培育新热点，推进规模化、品牌化、网络化经营。推动特大城市形成以服务经济为主的产业结构。
参考文献：
⑴ 陈华.中国产业结构变动与经济增长[J]．统计与决策，2005,3
⑵ 刘云峰.辽宁省产业结构与经济增长实证分析[J]．东北亚论坛，2004，9
⑶ 高鸿业.西方经济学.北京：中国人民大学出版社，2004
⑷ 张润清.计量经济学.北京：中国农业出版社，2007
⑸ 刘伟，李绍荣.产业结构与经济增长[J]．中国工业经济2005.5，
⑹ 王怜.产业结构变动与经济增长影响的实证分析[J]．商业现代化2007.5
Ⅳ 急求助：计量经济学论文
关于计量经济学
本文较系统地介绍了计量经济学在证券期货市场中的应用，其中包括作者的一些最新研究成果，如：计量经济学证券期货市场指标体系的研究；新华财经指数的编制；证券投资组合的研究与应用等。
关键词：计量经济学 证券市场 期货市场
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
我国自九十年代初建立证券期货市场以来，短短几年，得到了迅猛发展，方兴未艾。仅拿股市来看(截至1999年07月13日)，在沪深两市上市的境内公司已达900家，沪深市场的A，B股股数是981只，上市公司900家，其中沪市501只(461家)，深市480只(439家)，沪深A股股数874只，B股股数107只。这与1991年沪市8家深市6家上市公司相比，可见发展速度之快。市价总值21083亿元人民币，占国内生产总值的比重超过25%；开办证券90家，兼营证券业务的信托投资公司237家，下属证券营业部2400多家；现有43家境内企业海外上市，累计筹集资金100多亿美元；已有107家公司成功发行了B股，筹集资金近50亿美元；股民已达4000多万。自1999年五月十九日井喷式行情以来，沪深两市的日成交量猛增，至六月二十五日高达800多亿(1998年8月18日香港股市一天的成交量为790亿港元)，创下空前的天量。证券市场的作用愈来愈大，并逐渐成为国民经济的晴雨表。
统计学及其相关学科在证券期货交易中有什么作用呢?我们先从世界范围谈起。
据有关报道，当今华尔街最抢手的不再是传统的MBA，而是有统计背景、数理能力强的人才。一些在美国获得统计或数学博士学位的中国留学生被华尔街录用，转眼间便当上了年薪百万美元的“白领”贵族。如，1984年入中国科学技术大学少年班的黄沁于1988年提前毕业，赴美国麻省理工学院就读研究生，毕业后受聘到华尔街某大型证券公司工作。在这个世界上金融证券业最发达的地方，他以统计和数学为基础，建立了自己的投资理论，现已升任该公司副总裁，主管对外投资工作。年仅27岁的黄沁是进入华尔街金融界高层领导的少数华人之一。
华尔街取才原则的转向，从一个侧面反映出证券期货等金融业目前发展面临的挑战和未来的潮流。证券金融交易是信息量最大，信息敏感度最强、信息变化频度最高的领域。随着市场日趋复杂，数字已成为传递信息最直接的裁体，加上未来的经济是被网络覆盖与笼罩的数字化经济，大量的数学与统计工具将在分析研究中发挥不可或缺的重要影响。能否把握那看似枯燥无味的数字所隐含的精微变化，成为决定未来竞争成败的关键因素之一。
前年诺贝尔经济学奖授予在期权定价方面做出开拓性贡献的经济学家和统计学家。他们在二十多年前就探索出具有划时代意义的定价模型——布莱克.斯科尔期定价公式。本世纪20年代开设了股票期权品种，由于采用柜台交易方式和缺乏标准化的设计合约，很难转让对冲，交易量不足称道。1973年美国经济学家布莱克和斯科尔斯，引进概率统计上随机变量函数的一些定理和积分求值，推导出不支付红利的股票期权定价公式，从此期权有了明确科学的价格定位依据，很快形成一个完整的市场，并迅速推广到全世界，直至现在，期权占据着金融王国的重要位置。定价公式成为整个市场运转的基础。这个期权公式的定价思想所引发的金融革命表现在，预测远期价格成为可能，不仅使期权为指数、货币、利率、期货交易提供了全新的保值，投资手段，极大地丰富了金融市场，而且进一步推动了对各种金融产品的价值研究，提高了操作的理论水平。由此可以推断，没有布莱克.斯科尔斯定价模型，期权就不可能发展这么快，全球金融衍生品市场也就不可能有今天的高度发达，如今国外大型金融机构在总结金融交易失利原因时，总是首先追究最初的定价是否存在漏洞和错误
建立一个模型就摘取经济领域的桂冠这一事实，体现了经济与统计数学密不可分的关系。据不完全统计，自1969年设立诺贝尔经济学奖以来的40多位获奖者中，著名的计量经济学家有23位，10位担任过世界计量经济学会会长，有六位直接靠计量经济的研究和应用成果获奖。借用统计数学，将经济理论数学公式化，将经济行为定量化，已成为当今世界经济的热门课题。
有关专家指出，统计学，经济理论和数学这三者对于真正了解现代经济生活中的数量关系来说，都是必要的，但本身并非充分条件。三者结合起来，就是力量。数学给经济界带来新的视角，新的观念。抽象的数学工具一旦准确地切入金融市场，就显得非常实用和有价值。二十多年来，指导期权交易的理论—定价模型得到广大投资者的一贯遵循。没有统计基础、不懂定价公式含义的人要想在市场有出色表现将是十分困难的。
证券金融市场的风险管理是个永恒的话题，投资者都想寻求收益回报，但又必须面对各种各样的损失可能。市场到底存在哪些风险，如何确定风险的大小，如何才能实现收益最大化和风险最小化，历来都是受人关注的焦点和难点。自从1952年美国学者马柯威茨运用数量方法创立证券组合理论以来，市场风险的神秘色彩逐渐淡化，不再变得那么可怕和不可驾驭。
马柯威茨组合理论的立足点是全面考虑“期望收益最大”和“不确定性(即风险)最小”。它通过总结投资损失的概率分布和可能收益与预期收益的偏离程度(即我们统计学上的方差)，发现投资者应该同时按适当比例购买各种证券而不是一种证券，进行分散化投资，其收益才尽可能是确定的。通过数量分析得出的这种结论，迎合了投资者避风险的需要。风险管理能力的提高促进了基金的蓬勃发展。在短短的几十年间，随着量化研究的不断深入，组合理论及其实际运用方法越来越完善，成为现代投资学中的主流工具。由于马哥威茨证券组合选择理论给金融投资和管理思想带来革新，1990年他获得了诺贝尔经济学奖。
众所周知，量变引起质变。数量关系的背后，牵扯着市场的稳定与发展。金融业的现代化推动了统计与数理方法的应用研究，反过来，当今世界的金融管理特别是防范金融风险，也越来越要量化研究。早在1995年9月，美国斯但福大学经济学教授刘遵义就通过实证比较，数量分析和模糊评价等方兴，预测出菲律宾、韩国、泰国、印尼和马来西亚有可能发生金融危机。后来的事实果然如此。这从一个侧面提醒我们，没有完整、科学的分析预测工具，就可能在国际金融竞争中蒙受重大损失。只有加强对作为金融信息的各种变量的研究，才能提高对金融运行规律的认识，才能把握市场的发展动向。
经济理论的数学化和统计分析，使各种经济行为也越来越数量化。在金融领域也不例外。定价公式和组合理论地位的确立，就证明数量工具已发挥了不可磨灭的作用。有统计显示，在西方金融市场，三分之一的人运用组合理论来投资，三分之一的人靠技术分析管理头寸，另外三分之一的人仍在坚守基础分析。虽然运用何种手段来指导决策是投资者个人偏好、观念的问题，但组合理论和技术分析所运用的统计工具逐渐被认同，说明理性投资将成为市场的宠儿。由此我们不难理解华尔街选才的动机。
主观意见和直觉判断有很大的随意性，显然与现代投资决策的要求相去甚远。对市场和价格进行定量研究，从而揭示客观存在的数量依存关系，成为投资和管理决策的一项基础工作。用统计工具处理各种证券金融数据，可以比较全面地分析各种因素的影响力度。其主要表现在：
1 结构分析：证券市场与汇率、利率变动和国民经济发展有多大的关联度；单一证券与整个市场之间如何相互影响，市场指数设计是否合理；证券与期货价格走势是否相互制约；同一类证券有没有一定的连动关系。
2 价值预测：分析未来证券发行和上市价格的理论定位，确定金融衍生证券的价格，分析预测证券期货的价格走势，进行投资决策等。
3 政策评价：研究市场系统风险的预警及控制，探讨不同的组合投资效果。
4 理论检验：证券价格能否反映所有的信息，市场的有效性实证检验；各种技术指标的适用性和优化处理，周期效应的对比分析。
从以上可看出，量化研究有助于搞好风验管理，设计投资组合，选择交易时机，评估市场特性。统计工具在证券金融市场的大量应用，对交易技术的升级换代，管理水平的提高做出了特殊贡献。现在，电脑交易系统在国外大行其道，依据不同要求设计的模型软件层出不穷，只要把数据输入电脑中，投资者根据分析结果随时制订和调整投资计划。
投资者竞争的优势不再停留在信息的收集上，而是综合处理信息的能力。谁的模型从总量上与趋势上能更合理、科学地分析市场，谁就能掌握主动。
简单的统计和数学方法已经满足不了日益复杂的金融发展需要。随着统计和数学工具的推广应用，一门新兴的边缘科学——金融统计学应运而生。美国芝加哥大学、哥伦比亚大学、纽约大学和英国利兹大学先后确定了金融统计的硕士和本科生的培养计划。我国近几年来，像中国科技大学、南开大学和山东大学建立了统计金融系，去年北京大学相继成立了金融数学与金融工程管理中心、金融数学系；像北方工业大学统计学专业等建立的证券期货模拟实验室的也有很多家；开设相关专业的就更多了。
总之，统计学及其相关学科在证券期货交易中的重大作用愈来愈被人们所认识和重视。读者从本专题所讲的内容也将会有更深入和全面的了解。后面我们将结合我国证券期货交易的实际，介绍统计方法在证券期货市场的一些基础应用(包括我们的部分研究成果)，如证券期货交易的统计指标体系；证券指数；投资组合；上市公司财物报表的统计分析与选股；证券期货价格走势预测(主要是技术分析)等。
Ⅵ 您好，请给我下计量经济学相关的论文可以吗就是关于eviews的。 [email protected]
节点列表
地区人均收入影响因素的计量分析
菲利普斯曲线的验证
恩格尔系数模型检验
成都市投资额影响因素的实证分析
对我国经济增长的因素分析
关于教育对中国经济增长作用的计量分析
关于司机年龄与发生车祸次数关系的分析
改革开放以来商品零售价格指数（RPI）变化因素分析
固定资产投资对GDP的影响
关于GDP与其他经济因素关系的计量分析
吉尼系数影响因素的计量分析
我国旅游经济的因素分析
试探交通运输发展与国民经济的关系
我国1978-1997年的财政收入和国民生产总值的计量分析
我国经济增长对能源消耗的依赖
投资额与生产总值和物价指1
外商直接投资（FDI）对我国经济影响的实证分析
影响居民消费水平的因素分析
我国人均GDP与消费的计量分析
有关我国居民储蓄影响因素的计量分析
新中国出口的影响因素分析
影响股价指数的因素分析
影响居民消费水平的主要因素分析
我国消费的影响因素分析(经济2班）
中国能源需求影响因素实证分析
中国经济增长与周期波动
中国旅游业发展状况分析
中国城市居民消费计量分析
对上市公司利用新四项计提进行盈余管理的实证研
对影响人身保险保费收入诸因素的计量分析
餐饮业区域市场潜力的影响因素分析
FDI对中国经济增长的影1
城镇居民住房面积的多因素分析
关于影响我国南方几省市农业总产值因素的实证分析
关于国内旅游需求的计量经济学分析报告
如何提高农业产值和农民人均收入水平
宏观经济政策对中国经济周期波动的影响分析
三大产业的发展与城镇居民家庭消费支出
上市公司财务预警模型设计与分析
货币政策有效性分析
外资利用与我国进出口贸易关系的实证分析
我国采矿业龙头企业利润因素分析
我国农民收入影响因素的回归分析
我国财产保险市场发展的因素分析
私家车拥有量的计量分析
我国国债挤出效应的实证分析
四川省居民消费水平的多因素分析
我国汽车需求的因素分析
影响GDP增长的经济因素分析
影响保费收入的因素分析
影响寿险保费收入的因素分析2
影响四川省房地产业发展的因素分析
影响我国农业总产值因素的实证分析
影响中国汽车产量的多因素分析
影响人身保险保费收入的重要因素分析
资本结构主要影响因素的再探析
中国经济增长的影响因素实证分析
运用OLS法对参数估计
中国城镇居民2003年可支配收入分析
中国农业总产值问题的计量分析
中国上市公司现金股利的影响因素分析
在校学生总数变动的多因素分析
GDP与进出口总额的计量分析
城市住房均衡价格供求模型
城镇集体单位固定资产投资对国内生产总值的影响分析
城镇人均收入与人均通讯消费分析
NBA球员薪金问题
北京市居民消费函数模型(巫君荣杨三冠等)
北京市城镇居民消费模型
北京市城镇居民消费函数模型
北京城市居民消费函数模型分析
成都市05年度住宅市场定价模型
店铺租金的确定
对成都市房地产市场的实证考察
对影响某高校研究生录取线的爽因素分析
对外贸易与四川经济增长关系实证分析
工资收入差异分析
工业产值与能源耗量的实证分析
房地产价格因素分析
发展中国家货币需求模型
固定资产投资对贵州GDP影响分析
固定资产投资的计量经济学模型
关于社会商品零售总额的案例分析
关于封闭式基金价格问题
货币政策与GDP的回归分析.
开放经济下储蓄、投资与贸易余额关系的研究
农业总产值分析
农民收入影响因素研究
外商直接投资FDI与国有企业改革的互动分析
旅游经济分析
我国财政收入与部分支出结构
美国居民消费与可支配收入关系的实证分析
四川省居民消费结构计量分析
我国居民消费增长模型1
我国居民消费的因素分析
我国国内债务规模的多元线性分析
我国改革开放以来固定资产投资与GDP关系分析
我国国债发行规模影响因素的分析
我国利用外资与GDP关系123
我国人均GDP与消费的计量分析
我国外汇储备及其影响因素的分析
我国涉外旅游业收入的实证分析
西方消费理论在中国的实证分析
我国私人汽车拥有量分析
营销系统的计量经济模型
影响GNP的因素分析
有关我国进口商品消费的计量分析
影响我国居民储蓄的相关因素的实证分析
影响我国粮食总产量诸因素分析
影响新股上市定价的因素分析
影响粮食产量的相关因素分析
影响银行卡交易量的因素分析
中国股票内在价值影响因素的实证分析
政府对公共卫生事业的投
中国粮食总产量多因素分析
重庆市城乡居民储蓄存款的计量模型分析
中国对美国进口总额的分析
关于农民人均纯收入的计量经济模型[1]
对四川省种植业收入模型的初步探索2[1]
计量经济学 消费——收入模型分析(01级基地班）[1]
城镇居民消费水平影响因素浅析[1]
电信分析[1]
青海省人力资本存量的现状分析 3稿[1]
农民人均收入影响因素分析
浅析我国城市化的影响因素
加工工业产品出厂价格多因素分析
计量经济学论文[1]
计量经济学作业－范静（20347123）[1]
分析我国影响钢铁产量的因素
影响电信业的因素分析--影响电信业的因素分析---改[1]
（代瑜等）税收收入与国内生产总值及进出口总额的关系分析
（姜鑫等）浅析我国取消农业税的可行性
（贾珍珍等）农业总产值影响因素分析
影响我国电力产量的因素分析
（李莉等）我国GDP增长与人民就业及生活水平的关系分析
（刘佳等）关于影响就业人数的因素的计量分析
（刘愈等）关于美国政府社会保障支出与失业率的计量分析
（李园等）中国进出口相关因素的数量与实证分析
（林能兴等）四川省就业状况计量及经济分析
（秦继国等）对我国国债发行规模的计量经济分析
（王玥等）1978年~2002年中国失业多因素分析
（王志峰等）关于影响大学生就业问题与人口老龄化问题的因素分析与思考
（田晓琴等）影响我国城镇居民消费性支出的因素分析
（曲波等）国债发行规模影响因素的实证分析
（覃彪等）对我国人均GDP的各影响因素的计量分析
基于我国银行存款利率对流动性溢酬的研究
沪深债指波动的协整研究
（谢桂林等）对四川当前农村政策的合理性分析
基于成都住宅市场Hedonic定价模型的因素分析
公共投资取向与经济增长的实证分析
通货膨胀的影响因素分析
外国直接投资决定因素分析论文
四川省农业生产函数建立与分析
影响上市公司高管薪酬的企业因素实证分析
我国当前的产业结构与劳动力结构分析
我国固定资产投资对经济增长的滞后影响分析
我国国债发行规模的影响因素
我国居民消费增长模型(罗善奇、张冰)
影响IPO公司上市前后的绩效分析
中国期货市场与相关市场价格关系的实证研究
银行信贷资金与股票市场交易金额变动的关系
我国资本市场与经济增长的实证分析
FDI溢出效应
财政支农与中国农业产出及增长的关系分析
奥肯定律的怀疑
Ⅶ 计量经济学论文
关于我国城镇居民储蓄存款模型的计量经济分析
（我的姓名等信息就省略了啊 呵呵）
内容摘要：本文利用我国1978年以来的统计数字建立了可以通过各种检验的城镇居民储蓄率的模型，对我国城镇居民储蓄存款情况进行实证分析。通过对该模型的经济含义分析得出各种主要因素对我国城镇居民储蓄存款数量的影响程度，并针对我国城镇居民存款储蓄现状提出自己的一些建议。
关键词：居民储蓄存款 实证分析 主要因素
一、问题的提出
1978年以来,随着我国国民经济的飞速发展,我国的居民储蓄也出现高速增长的态势。进入90年代以后．我国居民储蓄存款余额始终保持在两位数的增长速度。我国居民储蓄存款持续增长这一经济现象引起国内理论界的广泛关注。这对我国经济的进一步增长有着有利的一面,但也会带来一定程度的负面影响。所以国家相继出台了一系列积极的财政和货币政策,以刺激国内消费和投资需求,分流储蓄,但是居民储蓄依然持续增加。由于居民的储蓄存款直接影响着居民的消费行为，影响着货币的供给量，进而间接影响着国家经济的发展，宏观调控的力度和效果，因此，对我国居民存款储蓄问题的深入研究就显得尤为重要，这有助于帮助大家认清现状，做出合理的决策。虽然我们作为本科阶段的学生对这个问题的理解和研究还不够深入和透彻，但对此问题的探索有利于我们更好的掌握专业知识，了解国情，提高实际操作水平和理论联系实际、发现问题、分析问题、解决问题的能力。
二、文献综述
我国有很多学者建立了许多的储蓄模型来分析各因素对居民储蓄的影响程度,但分析结论的差异很大。整理以前的研究成果,一个社会的储蓄总量受很多因数的影响，根据经典西方宏观经济学理论，储蓄水平主要受收入因数、利息率、物价水平、收入分配等因数的影响：
1.收入因数
收入是决定储蓄的重要因数，收入的变化会直接决定着储蓄的变化。在其他条件不变的情况下，储蓄与可支配收入之间存在着正方向的变化关系，即居民的可支配收入增加，储蓄量增加；个人可支配收入减少，储蓄量减少。可支配收入是指居民户在支付个人所得税之后，余下的全部实际现金收入。
2.利息率
传统经济学认为，在收入即定的条件下，较高的利息率会使储蓄增加。在本文中，我们选用的利息率是根据当年变动月份加权平均后的一年期储蓄存款加权利率。
3.物价水平
物价水平会导致居民户的消费倾向的改变，从而也就会改变居民户的储蓄倾向。本文用通货膨胀率来考察物价水平对储蓄率的影响。
4.收入分配
凯恩斯认为，收入分配的均等化程度越高，社会的平均消费倾向就会越高，社会的储蓄倾向就会越低。在国际上，衡量收入分配平均状况最常用的指数是基尼系数。
三、变量的选取及分析
目前我国正处于改革时期，各种不确定性因素很多。因而，要分析各种因素对中国居民储蓄行为的影响，必须立足于中国的国情。1998年后，中国经济运行进入了一种新的体制约束状态，出现了明显的供给过剩，需求对经济增长的约束与拉动作用明显增强，投资、消费膨胀的内在动力明显不足；同时，由于我国市场机制尚不健全，市场经济发育不成熟，市场体制的控制力还有限，从而不能形成一种有效地传导机制。市场化的改革对人们的经济行为、心理行为带来了很大影响，银行开始考虑贷款风险，投资者开始考虑投资回报，而消费者也开始考虑最佳的消费时机和预期收入。这说明，我们的微观经济层面已生长出一种内在的约束机制，然而社会各个方面对这些积极的因素还很不适应，微观主体内在约束机制较强与宏观经济市场传导机制不畅之间的矛盾，导致了投资行为受阻、消费行为审慎和储蓄持续稳定增长。当前影响我国居民储蓄的因素有很多，概括起来有以下几点：居民对社会经济形势的预期、可选择的投资渠道、信贷消费的发展、利率因素的影响、"假性"存款的影响、消费领域的信用等级、高收入阶层消费状况、就业形势压力、体制改革、居民收入水平等。
由于我现在的时间和能力有限，只能综合考虑，选取一部分变量进行研究，而且为了方便查找数据，只建立我国城镇居民储蓄存款模型进行研究。本文选用当年的收入增长率来考察收入因数对储蓄率的影响。用城镇居民的储蓄率作为被解释变量。另外还选取了中国1979年到2002年的各年的城镇居民收入的基尼系数、一年期储蓄利率和通货膨胀率作为解释变量。
四、数据及处理
本文模型数据样本为从1979-2002年。
年份 城镇居民储蓄率 城镇居民收入增长率 一年期储蓄利率 通货膨胀率 城镇居民基尼系数
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
数据来源：各年份的《中国统计年鉴》
注：Y代表城镇居民储蓄率
X1代表城镇居民收入增长率
X2代表一年期储蓄利率
X3代表通货膨胀率
X4代表城镇居民基尼系数
五、模型及处理
基于以上数据，建立的模型是：
Y=β1+β2X1+β3X2+β4X3+β5X4+u
β1度量了截距项，它表示在没有收入的时候人们也要花钱消费，储蓄率为负。
β2度量了当城镇个人可支配收入率变动1%时，储蓄增长率的变动。
β3度量了当利率变动一个单位，其实也就是1%时，储蓄的增量的变动。
β4度量了当通货膨胀率变动一个单位，储蓄增量的变动。
β5度量了基尼系数对储蓄率的影响。这也是本文的重点变量。
u是随机误差项。
对Y做回归
利用eviews最小二乘估计结果如下
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
根据以上结果，初步得出的模型为
Y=-0.264646+0.317426X1+0.024054X2 +0.024476X3+1.127523X4.
1.经济意义的检验
该模型可以通过初步的经济意义的检验，系数的符号符合经济理论。
2.统计检验
从表中可以看出，显然通货膨胀率的系数通不过T检验，R2=0.897971， 2值为0.875298，模型的拟合情况较好。F检验的值为39.60525，整个模型对储蓄率的增长影响是显著的。
3.多重共线性的检验
从F值可知此模型整体显著，但是分析各个变量后发现X1和X3不显著，可能存在多重共线性，运用消除多重共线性的逐步回归方法我们可以得到要放弃X3 这个变量，重新做回归分析得到：
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
从新模型的整体效果来看，R值和F值都很好，而且各个变量的t统计量也表明各个变量对储蓄率的增长都有显著影响。
因此模型可设为Y= -0.271487+0.314787X1+0.024487X2+1.145280X4
4.异方差性检验
对新模型进行异方差性的检验，运用white检验，得到如下结果：
White Heteroskedasticity Test:
F-statistic 2.669433 Probability 0.054505
Obs*R-squared 11.50596 Probability 0.073942
Obs*R-squared的计算结果是11.50596，，由于选用的没有交叉乘积项的方式，所以自由度为7，在0.05的显著水平下，查表得 （7）=12.59〉11.50596，所以接受原假设，即该模型不存在异方差性。
5.自相关性的检验
从上表可知DW值为1.556309，且样本容量n=24，有三个解释变量的条件下，给定显著性水平 =0.01，查D-W表得，d =0.882,d =1.407,这时有d <dw=1.556039<4- d ,表明不存在自相关。
6.最终结果
从上面的计量分析中最后得到我国城镇居民的储蓄存款模型：
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、结论与建议
1.模型的实证分析
城镇居民的收入增长率变化对居民的储蓄率变化的影响还是比较明显的，储蓄率对收入增长率的弹性为0.314787, 在其他条件不变的情况下，居民的收入变化1%，储蓄率同方向变化0.314787%。
利率变动对实际的储蓄率变动的影响并不是十分的重要，弹性仅为0.024487。这方面有很多的原因，其中对未来预期的不确定性是一个很重要的原因，尤其是1998年以后，随着住房、医疗、教育等方面的改革，人们的储蓄倾向受预期的影响更大。这方面从人民银行数次通过降息来调整储蓄量，但是效果并不明显也可以看出来。
基尼系数对储蓄率的影响非常大，弹性达到了1.145280。这里可以看出，收入分配的均等程度对储蓄的影响非常明显。这是由于收入高的群体的储蓄倾向要明显的高于收入低的群体。
2.对宏观经济的政策建议
基于基尼系数对储蓄率的很大的影响，因此，国家应该重视对分配领域的调节，加大对低收入的者的转移支付，切合中国实际的对税收领域进行改革，缩小社会的贫富差距：
1）不要"逼"老百姓花钱，而要针对不同收入阶层，采取不同对策，引导居民消费
首先，增加中低收入居民的个人相对收入，在分配政策上进一步缩小收入差距；进行微观层面的改革和合适的福利体系改革，大力提高人们的收入预期；控制教育和医疗费用，降低人们的支出预期，减少公众的焦虑；积极发展消费信贷，尤其是助学贷款，减少人们为教育而储蓄的需要，让其"有钱花"。
其次，引导高收入居民向更高层次的消费过渡，努力提高其消费倾向，增加消费供给，让其"有地方花钱"，从而抑制储蓄倾向的进一步提高。
2）不要"逼"老百姓投资，而要不断增加金融创新，努力改善投资环境，刺激居民投资
目前的储蓄高增长主要是由于居民收入的持续增长、消费和投资的增速缓慢、居民手持现金的逐步减少而引起，充分暴露出我国经济架构的严重失衡。因此，必须采取相应的措施缓解储蓄增长的势头，并积极引导储蓄向投资转化：
第一，提供多样化的金融工具，不断开发新的金融产品，大力发展商业保险和社会保险，拓宽居民投资渠道，引导居民储蓄资金的合理分流。
第二，进一步发展和完善股票市场，规范上市公司的市场行为，逐步建立完善的、公开的信息披露制度，增强居民的投资信心。
第三，大力发展债券市场，尤其是企业债券市场，充分发挥债券融资的优势，加大企业从资本市场直接融资的比重。
第四，积极引导民间投资，用新型的融资方式拓宽民间投融资的渠道。稳定发展民营金融机构；建立民间投资退出机制；加强民间投资的信用体系建设。
3.模型的不足
在实际经济活动中，人们的预期对储蓄率的影响是非常明显的。由于这方面的影响很难用数据来描述以及碍于本文作者水平有限，所以本模型没有反映人们的预期对储蓄率的影响。
参考文献
1.何德旭：10万亿储蓄的多视角分析[N]。金融时报，2003-05-19.
2.屈宏斌：居民储蓄高增长堪忧[N]。经济观察报， 2003-03-31.
3.张锐：高储蓄挑战宏观政策[N]。世纪经济报道， 2003-04-29.
4.郭树清：深化投融资体制改革与完善货币政策传导机制[J].金融研究，2002，（2）。
5.武少俊：强化消费需求启动措施，保证经济持续快速增长[J].金融研究，2003，（5）
6.潘雅琼：我国城乡居民储蓄存款余额的趋势预测[J].统计与决策，2003（6）
7.刘隽亭,乔瑞红：我国居民储蓄持续增长的原因及特点分析[J].天津商学院学报，2005(2)
8.李焰：关于利率与我国居民储蓄关系的探讨[J].经济研究，1999(11)
9.韩汉君：中国的居民储蓄存款及其利率弹性[J].上海经济研究，1999(9)
10.庞皓：计量经济学.科学出版社，2008-1
Ⅷ 【重赏】求关于股票论文一篇：《联系我国实际，谈谈货币政策对证券市场的影响》
对股票市场的影响
中央银行的货币政策主要是通过调整利率与存款准备金率来实现的,一般当利率提高时,人们在银行存款的收益会提高,因而很多人会将钱从证券市场（股票 债券 基金）转入银行,这样就造成证券市场的抛售,会造成证券市场的价格下跌.而当政府降低利率时,人们则更倾向于持有证券,则会造成证券供不应求,证券市场价格会上升,存款准备金率的作用和利率差不多,只是作用的相对隐蔽
政策与股票市场的关系
减少税收。降低税率、减少税收，可以增加企业收入，提升上市公司利润，从而提升股票价格。
（1）增加政府采购，会增加相关上市公司的利润，提升股票价格。
（2）居民收入增加，对证券市场的信心增强，提升股票价格。
（3）政府直接投资增加，比如投资能源、基础设施、住宅等，可以带动相关行业（水泥、钢材、机械、铁路）的发展，提升相关上市公司的业绩，提升股票价格。
3�增加财政补贴。财政补贴是政府财政支出的一个重要形式，财政补贴会提高相关上市公司的利润，提升股票的价格。
紧缩性财政政策对股票市场的影响与上述情况相反。财政政策对股票市场的影响非常复杂，投资人要结合其他方面的情况进行综合分析，从而作出投资决策。
（一）货币政策的主要工具
�调整再贴现率 �变动法定存款准备金率 �公开市场业务 �变动利率 �变动汇率。
1�调整利率对股票价格的影响。首先，利率是计算股票价值的重要依据，利率上升时，股票价值下降，股价下跌；利率下降时，股票价值上升，股价上涨。其次，利率上升会增加上市公司的融资成本，影响上市公司的利润，进而影响股价；利率下降则会降低上市公司的利息负担，增加利润，提升股价。再次，利率下降会促使投资人将储蓄转化为股票投资，促使股票价格上涨；利率上升则会使投资人将股票投资转化为储蓄，造成股票价格下跌。利率的变动对股票价格的影响是非常明显、非常迅速的。但是，利率对股价的负面影响并不是绝对的，要结合其他因素进行分析。
2�中央银行的公开市场业务对股票价格的影响。中央银行实施宽松的货币政策时，就会从市场上大量购进有价证券，促使市场货币供给量增加，进而推动股票价格上涨；反之，股票价格将下跌。
3�调节货币供应量对股票价格的影响。中央银行可以通过调整法定存款准备金率和再贴现率调节货币供应量，从而影响货币市场和资本市场的资金供给，进而影响股票价格水平。货币供给充足，流动性充裕是股票市场持续上升的重要力量。
Ⅸ 银行利率和股票价格的关系是怎样的
利率（Interest Rate）又称利息率，是指在借贷期内所形成的利息额与所贷资金额的比率。利率直接反映的是信用关系中债务人使用资金的代价，也是债权人出让资金使用权的报酬。从宏观经济分析的角度看，利率的波动反映出市场资金供求的变动状况。
利息率的高低，决定着一定数量的借贷资本在一定时期内获得利息的多少。影响利息率的因素，主要有资本的边际生产力或资本的供求关系。此外还有承诺交付货币的时间长度以及所承担风险的程度。利息率政策是西方宏观货币政策的主要措施，政府为了干预经济，可通过变动利息率的办法来间接调节通货。在萧条时期，降低利息率，扩大货币供应，刺激经济发展。在膨胀时期，提高利息率，减少货币供应，抑制经济的恶性发展。
上调利率和银行准备金,是为了刺激人们把钱存银行.这样投入到股市中的资金就会减少,自然股票要小跌一下
股市的运行在多大程度上受到利率的左右呢？
揭开利率的真面目
在影响股市走势的诸多因素中，利率是一种比较敏感的因素，而且可以说没有哪个因素能超过利率对股市产生更深远而实质的影响。现代货币金融学认为利率是资金的价格，也是社会资金流动的平均成本，因为资金成本的高低将会影响股市中资金的流向。不妨套用一句俗话来解释，"水往低处流，资金往（利率）高处溜"。
但是在实际经济生活中，中央银行公布的利率水平，仅仅是一种名义上的利率，虽然它是人们关心的焦点，可它只是真实利率的一部分，因而也就不是代表真正的社会资金成本。资金的真正价格是实际利率或者说真实利率。所谓实际利率是相对名义利率而言的，它是名义利率（通常按1年期定期存款银行利率为准），减去全国社会商品零售价格指数（RPI）得出的利率水平。可以看到，在物价指数保持稳定时，名义利率的调整将决定实际利率的高低。但是目前我国仍然处于经济波动期，物价水平的变化幅度较大，即使名义利率保持不变，物价指数的大幅起落也同样左右实际利率水平的高低。目前虽然名义利率不高，但实际利率的水平却处于我国改革开放25年来的最低水平。这负利率将是有助于推动股市进入牛市阶段。
实际利率是根本
从根本上讲，实际利率代表着社会资金的平均成本，实际利率的变动改变着资金的分布和流向。若实际利率越高，则意味着企业资金成本走高、企业利润下降，进而形成企业生产积极性不高、开工不足、失业率增加的趋势，使国民收入总体水平下降，人们心理上的即期和预期的投资和消费水平不断回落，大量的商品出现滞销，实现不了其使用价值，导致整个市场呈现萧条和疲软，并最终表现为通货紧缩的经济现象。在这种情况下，消费和投资的萎缩，促使物价下跌，而物价指数的回落，又会反过来引发实际利率的再度上涨。于是投资者趋向储蓄、债券等固定收益的投资，因为这些投资工具的实际回报在不断提高，相比之下，股市的吸引力趋弱，资金运作的成本偏高，资金撒离股市成为必然选择。另一方面，现期和预期物价的下降，将造成上市公司的业绩滑坡，投资者和消费者只要持币观望就会相对升值，于是股市也就缺少资金的有效供给，故人们会普通认为选择存款最为有利。
在较为宽松的货币政策和积极的财政政策环境中，在世界经济复苏和弱势美元的条件下，拉动了消费物价指数回升，那么实际利率就被降下来，利率调节资金供求关系的杠杆作用就会被发挥出来，资金成本下降，生产者开始有利可图，企业利润和效益也将相应上升。从公布的2003年上市公司年报业绩普遍上升，就可见一斑了。更有意义的是，人们的心理预期也将改变。因此拉升物价指数的途径来下调实际利率，对国民经济发展是既治表又治里的最好方法。
利率牵着股市走
1996年的行情，始于当年4月1日取消保值贴补率，同年5月1日公布下调银行名义利率，使实际利率下降，改变了人们心理预期效应。重要的是当时的实际利率为2%左右，在这一实际利率的杠杆作应下，有利于资金从银行流向证券市场，从而使股市开始摆脱熊市的阴影，踏上牛市的征途。从1997年以来，由于实现宏观经济的软着陆成功，物价指数持续回落，1998年上半年社会商品零售价格指数为-2.1%，下半年商品物价指数更是大幅下降，市场陷入疲弱，引发银行"惜贷"、企业"愤贷"的现象，人们对投资和消费的预期持续下降。在这种情况下，股市频频"失血"，一直延续到1999年中期。在《人民日报》评论员文章催发下，又走出一轮牛市行情。
经过长期跟踪统计分析，实际利率的变动与股市指数变动之间，存在着一种相当紧密的关系，若按社会商品零售价格指数来计算实际利率时，过去当其在2.5%以下时，一轮牛市行情则具备条件，一旦实际利率上升至6%左右时，股市指数可能会见顶转为弱势，尔后随着实际利率的攀升，股市指数会不断下滑。1991年至今的股市运行趋势就是视实际利率走向演绎的。
现在国民经济方方面面的因素和国际经济环境发生很大变化，估计实际利率为负1.5%至1%，有利于股市行情的演绎，若一但实际利率负值在2%以上，并高居不下时，反映通货膨胀较为严重，宏观经济泡沫成分较大，国家为了抑制通货膨胀率，通常会采取货币紧缩的收紧银根的措施，提高银行存款利率，与此同时减少货币供应量，则股市的资金在政策导向下流出股票市场，如1993-1995年的三年熊市就是个例证