如何計量經濟學論文

『壹』 計量經濟學論文應該怎麼寫啊

wo ye bu

『貳』 如何寫好一篇計量經濟學論文，急~~~

首先 你要確定你要研究什麼問題 訂好你要寫的論文的主題 最好是比較新穎的 題目回可以先不想 研究比較實際的答有意義的問題 最後能對某項你調查的東西提出建議
然後 你就要要針對你想要寫的主題的論文開始收集數據了 相關的文獻 以及 各種可以收集到數據的年鑒之類的 都需要 到時候再篩選也不遲的
然後 你就要確定寫計量經濟學論文的話 就要確定用什麼模型
接下來 你要閱讀各類文獻了 瀏覽 細讀 精讀同時進行哦~
最後 寫論文 格式的話 網路一下就知道了

『叄』 求計量經濟學論文

計量經濟學論文可以研究的問題有多種，期中比較簡單的就是根據數據，建立方程，研究變數之間的關系，主要運用的工具就是計量經濟學的初等知識和Eviews軟體，思路、要求和注意事項我覺得這么說對你的幫助不大，所以給你一篇我的論文做參考，也許對你有幫助，如果你覺得看的不是很明白的話，可以再留言給我，我把什麼思路等告訴你。
計量經濟學
期末實驗報告

實驗名稱：大中城市城鎮居民人均消費支出與其影響因素的分析
姓 名：
學 號：
班 級： （）級統計學系（）班
指導教師：
時 間：

（上面是論文封皮）

23個城市城鎮居民人均消費支出與其影響因素的分析（題目）
一、 經濟理論背景
近幾年來，中國經濟保持了快速發展勢頭，投資、出口、消費形成了拉動經濟發展的「三架馬車」，這已為各界所取得共識。通過建立計量模型，運用計量分析方法對影響城鎮居民人均消費支出的各因素進行相關分析，找出其中關鍵影響因素，以為政策制定者提供一定參考，最終促使消費需求這架「馬車」能成為引領中國經濟健康、快速、持續發展的基石。
二、 有關人均消費支出及其影響因素的理論
我們主要從以下幾個方面分析我國居民消費支出的影響因素：
①、居民未來支出預期上升，影響了居民即期消費的增長
居民的被動儲蓄直接導致購買力的巨大分流, 從而減弱對消費品的即期需求，嚴重地影響了居民即期消費的增長，進而導致有效需求的不足，最終導致經濟增長的乏力。90年代末期以來，我國的醫療、養老、失業保險、教育等一系列改革措施集中出台，原有的體制被打破，而新的體制尚未建立健全，因此目前的醫療、養老、失業保險、教育體制對居民個人支出的壓力較大，而且基本上都是硬性支出，支出的不確定性也很大，導致居民目前對未來支出預期的上升。
②、商品供求結構性矛盾依然突出
從消費結構上看，我國消費品市場已發生了新的根本性變化：居民低層次消費已近飽和，而更高水平的消費又未達到。改革開放20多年來，城鄉居民經過了一個中檔耐用消費品的普及階段後，目前老百姓的收入消費還不足以形成一個新的、以高檔產品為內容的主導性消費熱點，如轎車、住房等還遠不能納入大多數人的消費主流，居民現有的購買力不能形成推動主導消費品升級的動力。
③、物價總水平持續在低水平運行，通貨緊縮的壓力較大，不利於消費的增長
加入WTO之後，隨著關稅的降低和進口規模的擴大，國外產品對我國市場的沖擊將進一步加大，國際價格緊縮對國內價格變化將產生負面影響。物價的持續下降，不利於居民的消費增長。因為從居民的消費心理上看，買漲不買降是居民購物的習慣心理。由於居民對物價有進一步下降的預期，因此往往推遲消費，不利於居民消費的增長。另外，從統計上分析，由於物價的下降，名義消費增長往往低於實際消費的增長，這在一定程度上也不利於消費增長幅度的提高。
④、我國現階段沒有形成大的消費熱點，難以帶動消費的快速增長
經過近幾年的培育和發展，我國目前已經形成了住房消費、居民汽車消費、通信及電子產品的消費、節假日消費及旅遊消費等一些消費亮點，可以促進消費的穩定增長，但始終未能形成大的消費熱點，因此不能帶動消費的高速增長。
三、 相關數據收集
相關數據均來源於2006年《中國統計年鑒》：
23個大中城市城鎮居民家庭基本情況（表格）
地區 平均每戶就業人口（人） 平均每一就業者負擔人數（人） 平均每人實際月收入（元） 人均可支配收入（元） 人均消費支出（元）
北京 1.6 1.8 1865.1 1633.2 1187.9
天津 1.4 2.0 2010.6 1889.8 939.8
石家莊 1.4 2.0 1061.3 1010.0 722.9
太原 1.3 2.2 1256.9 1159.9 789.5
呼和浩特 1.5 1.9 1354.2 1279.8 772.7
沈陽 1.3 2.1 1148.5 1048.7 812.1
大連 1.6 1.8 1269.8 1133.1 946.5
長春 1.8 1.7 1156.1 1016.1 690.2
哈爾濱 1.4 2.0 992.8 942.5 727.4
上海 1.6 1.9 1884.0 1686.1 1505.3
南京 1.4 2.0 1536.4 1394.0 920.6
杭州 1.5 1.9 1695.0 1464.9 1264.2
寧波 1.5 1.8 1759.4 1543.2 1271.4
合肥 1.6 1.8 1042.5 950.1 686.9
福州 1.7 1.9 1172.5 1059.4 942.8
廈門 1.5 1.9 1631.7 1394.3 998.7
南昌 1.4 1.8 1405.0 1321.1 665.4
濟南 1.7 1.7 1491.3 1356.8 1071.4
青島 1.6 1.8 1495.6 1378.5 1020.7
鄭州 1.4 2.1 1012.2 954.2 750.3
武漢 1.5 2.0 1052.5 972.2 853.1
長沙 1.4 2.1 1256.9 1148.9 986.8
廣州 1.7 1.8 1898.6 1591.1 1215.1

四、 模型的建立
根據數據，我們建立多元線性回歸方程的一般模型為：
其中：
——人均消費支出
——常數項
——回歸方程的參數
——平均每戶就業人口數
——平均每一就業者負擔人口數
——平均每人實際月收入
——人均可支配收入
——隨即誤差項
五、實驗過程
（一）回歸模型參數估計
根據數據建立多元線性回歸方程：
首先利用Eviews軟體對模型進行OLS估計，得樣本回歸方程。
利用Eviews輸出結果如下：
Dependent Variable: Y
Method: Least Squares
Date: 12/11/07 Time: 16:08
Sample: 1 23
Included observations: 23
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C -1682.180 1311.506 -1.282633 0.2159
X1 564.3490 395.2332 1.427889 0.1704
X2 569.1209 379.7866 1.498528 0.1513
X3 1.552510 0.629371 2.466766 0.0239
X4 -1.180652 0.742107 -1.590947 0.1290
R-squared 0.721234 Mean dependent var 945.2913
Adjusted R-squared 0.659286 S.D. dependent var 224.1711
S.E. of regression 130.8502 Akaike info criterion 12.77564
Sum squared resid 308191.9 Schwarz criterion 13.02249
Log likelihood -141.9199 F-statistic 11.64259
Durbin-Watson stat 2.047936 Prob(F-statistic) 0.000076
根據多元線性回歸關於Eviews輸出結果可以得到參數的估計值為： , , ， ，
從而初步得到的回歸方程為：

Se= (1311.506) (395.2332) (379.7866) (0.629371) (0.742107)
T= (-1.282633) (1.427889) (1.498528) (2.466766) (-1.590947)
F=11.64259 df=18
模型檢驗：由於在 的水平下，解釋變數 、 、 的檢驗的P值都大於0.05，所以變數不顯著，說明模型中可能存在多重共線性等問題，進而對模型進行修正。
（二）處理多重共線性
我們採用逐步回歸法對模型的多重共線性進行檢驗和處理：
X1：
Dependent Variable: Y
Method: Least Squares
Date: 12/11/07 Time: 16:28
Sample: 1 23
Included observations: 23
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 153.8238 518.6688 0.296574 0.7697
X1 523.0964 341.4840 1.531833 0.1405
R-squared 0.100508 Mean dependent var 945.2913
Adjusted R-squared 0.057675 S.D. dependent var 224.1711
S.E. of regression 217.6105 Akaike info criterion 13.68623
Sum squared resid 994441.2 Schwarz criterion 13.78497
Log likelihood -155.3917 F-statistic 2.346511
Durbin-Watson stat 1.770750 Prob(F-statistic) 0.140491
X2：
Dependent Variable: Y
Method: Least Squares
Date: 12/11/07 Time: 16:29
Sample: 1 23
Included observations: 23
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 1756.641 667.2658 2.632596 0.0156
X2 -424.1146 347.9597 -1.218861 0.2364
R-squared 0.066070 Mean dependent var 945.2913
Adjusted R-squared 0.021597 S.D. dependent var 224.1711
S.E. of regression 221.7371 Akaike info criterion 13.72380
Sum squared resid 1032515. Schwarz criterion 13.82254
Log likelihood -155.8237 F-statistic 1.485623
Durbin-Watson stat 1.887292 Prob(F-statistic) 0.236412
X3：
Dependent Variable: Y
Method: Least Squares
Date: 12/11/07 Time: 16:29
Sample: 1 23
Included observations: 23
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 182.8827 137.8342 1.326831 0.1988
X3 0.540400 0.095343 5.667960 0.0000
R-squared 0.604712 Mean dependent var 945.2913
Adjusted R-squared 0.585888 S.D. dependent var 224.1711
S.E. of regression 144.2575 Akaike info criterion 12.86402
Sum squared resid 437014.5 Schwarz criterion 12.96276
Log likelihood -145.9362 F-statistic 32.12577
Durbin-Watson stat 2.064743 Prob(F-statistic) 0.000013
X4：
Dependent Variable: Y
Method: Least Squares
Date: 12/11/07 Time: 16:30
Sample: 1 23
Included observations: 23
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 184.7094 161.8178 1.141465 0.2665
X4 0.596476 0.124231 4.801338 0.0001
R-squared 0.523300 Mean dependent var 945.2913
Adjusted R-squared 0.500600 S.D. dependent var 224.1711
S.E. of regression 158.4178 Akaike info criterion 13.05129
Sum squared resid 527020.1 Schwarz criterion 13.15003
Log likelihood -148.0898 F-statistic 23.05284
Durbin-Watson stat 2.037087 Prob(F-statistic) 0.000096
由得出的數據可以看出， 的調整的判定系數最大，因此首先把 引入調整的方程中，然後在分別引入變數 、 、 進行OLS得：
X1、X3
Dependent Variable: Y
Method: Least Squares
Date: 12/11/07 Time: 16:32
Sample: 1 23
Included observations: 23
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C -222.8991 345.9081 -0.644388 0.5266
X1 289.8101 227.2070 1.275533 0.2167
X3 0.517213 0.095693 5.404899 0.0000
R-squared 0.634449 Mean dependent var 945.2913
Adjusted R-squared 0.597894 S.D. dependent var 224.1711
S.E. of regression 142.1510 Akaike info criterion 12.87276
Sum squared resid 404138.2 Schwarz criterion 13.02087
Log likelihood -145.0368 F-statistic 17.35596
Durbin-Watson stat 2.032110 Prob(F-statistic) 0.000043
X2、X3
Dependent Variable: Y
Method: Least Squares
Date: 12/11/07 Time: 16:33
Sample: 1 23
Included observations: 23
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 239.5536 531.1435 0.451015 0.6568
X2 -27.00981 244.0392 -0.110678 0.9130
X3 0.536856 0.102783 5.223221 0.0000
R-squared 0.604954 Mean dependent var 945.2913
Adjusted R-squared 0.565449 S.D. dependent var 224.1711
S.E. of regression 147.7747 Akaike info criterion 12.95036
Sum squared resid 436747.0 Schwarz criterion 13.09847
Log likelihood -145.9292 F-statistic 15.31348
Durbin-Watson stat 2.063247 Prob(F-statistic) 0.000093
X3、X4
Dependent Variable: Y
Method: Least Squares
Date: 12/11/07 Time: 16:34
Sample: 1 23
Included observations: 23
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 331.7015 142.5882 2.326290 0.0306
X3 1.766892 0.553402 3.192782 0.0046
X4 -1.473721 0.656624 -2.244390 0.0363
R-squared 0.684240 Mean dependent var 945.2913
Adjusted R-squared 0.652664 S.D. dependent var 224.1711
S.E. of regression 132.1157 Akaike info criterion 12.72634
Sum squared resid 349091.0 Schwarz criterion 12.87445
Log likelihood -143.3529 F-statistic 21.66965
Durbin-Watson stat 2.111635 Prob(F-statistic) 0.000010
由數據結果可以看出，引入X4時方程的調整判定系數最大，且解釋變數均通過了顯著性檢驗，再分別引入X1、X2進行分析。
X1、X3、X4
Dependent Variable: Y
Method: Least Squares
Date: 12/11/07 Time: 16:37
Sample: 1 23
Included observations: 23
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 193.6693 403.8464 0.479562 0.6370
X1 89.29944 243.6512 0.366505 0.7180
X3 1.652622 0.646003 2.558228 0.0192
X4 -1.345001 0.757634 -1.775265 0.0919
R-squared 0.686457 Mean dependent var 945.2913
Adjusted R-squared 0.636950 S.D. dependent var 224.1711
S.E. of regression 135.0712 Akaike info criterion 12.80625
Sum squared resid 346640.3 Schwarz criterion 13.00373
Log likelihood -143.2719 F-statistic 13.86591
Durbin-Watson stat 2.082104 Prob(F-statistic) 0.000050
X2、X3、X4
Dependent Variable: Y
Method: Least Squares
Date: 12/11/07 Time: 16:38
Sample: 1 23
Included observations: 23
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 62.60939 489.2088 0.127981 0.8995
X2 134.1557 232.9303 0.575948 0.5714
X3 1.886588 0.600027 3.144175 0.0053
X4 -1.596394 0.701018 -2.277251 0.0345
R-squared 0.689658 Mean dependent var 945.2913
Adjusted R-squared 0.640657 S.D. dependent var 224.1711
S.E. of regression 134.3798 Akaike info criterion 12.79599
Sum squared resid 343100.8 Schwarz criterion 12.99347
Log likelihood -143.1539 F-statistic 14.07429
Durbin-Watson stat 2.143110 Prob(F-statistic) 0.000046
由輸出結果可以看出，在 的水平下，解釋變數 、 的檢驗的P值都大於0.05，解釋變數不能通過顯著性檢驗，因此可以得出結論模型中只能引入X3、X4兩個變數。則調整後的多元線性回歸方程為：

Se= (142.5882) (0.553402) (0.656624)
T= (2.326290) (3.192782) (-2.244390)
F=21.66965 df=20
（三）.異方差性的檢驗
對模型 進行懷特檢驗：
White Heteroskedasticity Test:
F-statistic 1.071659 Probability 0.399378
Obs*R-squared 4.423847 Probability 0.351673

Test Equation:
Dependent Variable: RESID^2
Method: Least Squares
Date: 12/11/07 Time: 16:53
Sample: 1 23
Included observations: 23
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 34247.50 128527.9 0.266460 0.7929
X3 247.9623 628.1924 0.394723 0.6977
X3^2 -0.071268 0.187278 -0.380548 0.7080
X4 -333.6779 714.3390 -0.467114 0.6460
X4^2 0.18 0.229933 0.526841 0.6047
R-squared 0.192341 Mean dependent var 15177.87
Adjusted R-squared 0.012861 S.D. dependent var 23242.54
S.E. of regression 23092.59 Akaike info criterion 23.12207
Sum squared resid 9.60E+09 Schwarz criterion 23.36892
Log likelihood -260.9038 F-statistic 1.071659
Durbin-Watson stat 1.968939 Prob(F-statistic) 0.399378
由檢驗結果可知， ，由White檢驗知，在 時，查 分布表，得臨界值 (20)=30.1435，因為 < (5)= 30.1435,所以模型中不存在異方差。
（四）.自相關的檢驗
由模型的輸出結果可知，估計結果都比較滿意，無論是回歸方程檢驗，還是參數顯著性檢驗的檢驗概率，都顯著小於0.05，D-W值為2.111635，顯著性水平 =0.05下查Durbin-Watson表，其中n=23，解釋變數的個數為2，得到下限臨界值 ，上限臨界值 ， =1.543<D-W=2.111635<4 ，由DW檢驗決策規則可知，該模型不存在自相關問題。
六、對模型進行分析和解釋經濟學意義
回歸方程的意義為：當平均每人實際月收入不變時，人均可支配收入每增加一個單位，人均消費支出減少1.473721個單位；當人均可支配收入不變時，平均每人實際月收入每增加一個單位，人均消費支出增加1.766892個單位。
七、 就模型所反映的問題給出針對性的政策建議或結論
對於我國人均消費支出的分析中，可以看出我國在過去的幾年裡經濟發展穩健，但是由於種種原因導致我國經濟的現狀存在一定的問題，如不完善的社會保障制度導致消費結構不合理；過高的居民儲蓄存款影響居民消費傾向；消費品生產行業投資方向失誤和低效率引起國內市場消費梗阻；保守的消費觀念和消費政策的制約；教育支出比重過大影響居民消費傾向 。對此我們國家應該在以下幾個方面對居民消費中存在的問題進行對策研究
（一）建立和完善社會保障制度，增強居民消費信心
（二）培育新的消費熱點，拓展居民的消費領域
（三）促使商品消費從自我積累型向信用支持型轉變
（四）分層次促進居民消費
（五）破解影響消費結構優化的政策制約
（六）化解有效供給不足與產品相對過剩的矛盾

『肆』 有什麼好的計量經濟學論文題目簡單一點的

學術堂整理了十五個計量經濟學論文題目供大家進行參考：版

1、中國貨市需求函權數實證研究.

2、貨幣超發的實證研究

3、存款准備金率變化的影響

4、貨幣需求與通脹關聯分析

5、貨幣需求的彈性分析

6、我國居民消費函數實證分析

7、浙江省居民消費函數變化

8、日元實際匯率長期利率的實證分析

9、歐元實際匯率長期利率的實證分析

10、瑞朗實際匯率長期利率的實證分析

11、利率匯率與外商直接投資

12、利率與通脹的關系實證分析

13、利率與商業銀行不良貸款率的波動實證分析

14、利率、租金與房價

15、貨幣政策、利率傳導機制實證分析

『伍』 計量經濟學論文怎麼做

我們正在准備寫，不過我們在學計量經濟學這門課喲，我覺得跟數學建模的論文差不多吧，有回很多計量經濟學答論文啊~你可以在網上找找的~~下面那個資料是我們學校對計量經濟學的指導，裡面也有範文喲~~
希望對你有幫助哈~~~看了範文應該就曉得該怎麼做了~~

『陸』 如何應用計量經濟學模型寫畢業論文

上學期學過計量經濟學，還使用TSM寫過兩篇報告。但是不是特別精通，你有問題的話，能回答的可以幫你。

『柒』 求計量經濟學論文。

全球經濟學界的殿堂級頂尖盛會
「 2 0 1 0 第十屆世界計量經濟學大會」
於8 月1 7日在浦東的上海國際會議中
心 拉開 帷幕 ，歷時5 天，於21 日結
束。 本次會議有來 自4 0 多個國家與
地區的l 5 0 0 多名頂尖經濟學人出席，
不僅包括了國外的知名學者~2 0 0 7 年
諾貝爾經濟學獎獲得者羅傑 • 邁爾森
( Ro g e r My e r s o n)，2 0 0 0 年諾貝
爾經濟學獎獲得者丹尼爾 •麥克法登
( Da n i e l Mc F a d d e n )，1 9 9 6 年諾貝
爾經濟學獎獲得者詹姆斯 • 莫里斯
( J a me s Mi r r l e e s )，愛丁堡大學政
治經濟學講座教授，倫敦經濟學院教
授、2 0 1 0 年國際計量經濟學會主席約
翰 • 摩爾 ( J o h n H． Mo o r e )等出席
本次大會，諸多國內知名教授和業界
學者也蒞臨了本次盛會，包括上海交
通大學安泰經濟與管理學院院長、世
界計量經濟學會院士周林教授 ，世界
銀行副行長林毅夫教授，哥倫比亞大
學商學院講座教授魏尚進，耶魯大學
經濟學教授陳曉紅，清華經管學院院
長、美國伯克利加州大學經濟系教授
錢穎一等華裔大師。
2 0l 0年計量 經 濟學 會主 席約翰 • 摩爾會前表示，希望此次大會能
為中國經濟學界和世界經濟學界搭建
一
座溝通的橋梁，並期待能看到中國
國內高校的經濟學者和經濟學專業的
學生參加會議。在5 天會議上，1 5 0 0 多
位經濟學家進行1 0 0 多場密集的學術報
告，對熱點問題做思想火花的碰撞。 平衡經濟增長與社會發展
世界銀行首席經濟學家、高級副
行長林毅夫認為，中國的經濟增長有
望達到2 O ％， 但達到這一目標的具
體時間不明，而且要保持 目前穩定的
經濟發展速度，就必須要重視經濟發
展的整體性 ，比如工業、服務行業以
及信息技術產業等都要做好整體的規
劃， 技術水平也需要提高 林毅夫
說 ，中國要保持8 ％一1 0 ％的G DP 增長
率就必須提高技術水平，可以借鑒西
方發達國家第三次工業革命的經驗，
購買其核心科技，不簡單模仿，或照
搬其過程。在1 9 9 6 年諾貝爾經濟學獎
得主詹姆斯 • 莫里斯看來，技術創新
對 中國經濟的發展非常重要， 需要
通過加大對教育的投入，加強中國自
身的技術創新能力。加州大學聖迭戈
分校經濟學教授羅傑 • 戈登 ( Ro g e r
G o r d o n)說： 「 3 ％以上的高C P I 是不
可持續的」。因為經濟刺激政策的滯
後性 ，導致最近中國的C P I 較高，但
隨著經濟刺激政策的退出，C P I 會緩
慢下降，因此暫時還無須多慮通脹問
題 。
清華經管學院院長錢穎一認為，
當前的 中國經濟面臨的空前挑戰主
要體現在經濟體制改革尚未完成 ，
其中包括法律、產權、政府和市場關
系的調整。此外，金融危機也為中國
留下了一些後遺症，比如國進民退現
象，經濟結構調整停滯等。這些問題
很多都應該通過市場來解決。錢穎一指出，在未來2 0 年中國會發生更大的
變化，中國有可能成為世界最大經濟
體 ，人均收入也將達到世界 中等水
平 ，城鎮化會進一步推進。屆時，中
國還有可能同時成為世界最大的進 口
國和出口國。1 9 9 6 年諾貝爾經濟學獎
得主詹姆斯 • 莫里斯認為，由於人民
幣不能自由兌換 ，在金融法規、市場
種類和智力資本方面上海與香港有一
定的距離，因此上海短時間內不可能
超過香港。
2 0 0 7 年諾 貝爾經濟學獎得主羅
傑 • 邁爾森的觀點是，目前中國經濟
的高增長是普通 民眾犧牲生活質量換
來的，這種高增長在未來將會難以為
繼。中國各地區發展的嚴重不平衡，
從經濟、技術到人民生活條件等各方
面的差異都會威脅到中國經濟發展。
為什麼中國發展這么迅速 ，但是
國家整體還是很貧窮?羅傑 • 邁爾森
認為最大的問題是8 ％的增長率背後是
4 0 ％的儲蓄率 ，這是很難理解的經濟
現象，也是經濟發展的隱患。在其他
增長迅速的國家中，儲蓄率通常只有
l 0 ％。而在美國經濟增長時期 ，儲蓄
率接近0 。美國哥倫比亞商學院金融
學經濟學教授魏尚進對此給出了一個
與眾不同的解釋 ，那就是中國的高儲
蓄率、低消費率是由於中國性別比例
失調，男多女少造成的。
魏 尚進認 為，在2 0 0 3 年前後 中
國的8 0 後開始進入婚齡，這一代男多
女少，按傳統男方父母為了買婚房開
始儲蓄，並導致了消費的減少 ，從而
形成一種 「 競爭性儲蓄」。 「 可 以
說，現在找結婚對象的門檻越來越高
了。」因此，從2 0 0 3 年開始，中國開
始呈現出儲蓄率漸漸攀高 ，消費率逐
步下降的趨勢。魏尚進同時認為，中
國的性別比例失衡將在未來1 0 年惡化
而不是好轉 ，這個因素短期內不會逆
轉。因此，目前中國的當務之急應該
是未雨綢繆，盡量平衡性別比例。
中國房地產 ：剛需還是泡沫?
令人矚目的中國房地產需求量到
底是剛性需求還是泡沫繁榮?曾任職
於長江商學院的加州大學聖迭戈分校
經濟學教授羅傑 - 戈登最近注意到有
媒體報道北京的住房空置率 已經達到
6 0 ％， 「 這是驚人的數據，在美國可
能只有5 ％，在我看來這就是泡沫」。
他認為，房屋空置率是反映房地產市
場是否過熱的重要指標，樓市過熱已
成為中國經濟所面臨的主要風險之
一
。 要降低這一風險，他提出了幾種
可能方案，比如徵收房產稅將是抑制
房價過快上漲的有效措施之一 ，同時
還應該拓寬中國現有的投資渠道，此
外地方政府過去對高房價起了助推作
用 ，現在應重新審視其在房產市場中
應該扮演的角色。而羅傑 • 邁爾森認
為很難預測房地產泡沫破裂是否會產
生經濟危機，因為中國銀行業與政府
有很緊密的聯系。
1 9 9 6 年諾貝爾經濟學獎得主詹姆
斯 - 莫里斯表示，房地產的崩盤並不
一
定會嚴重影響經濟，2 0 0 8 年的美國
只是個特例。他分析指出，在大多數
情況下，即使房價出現3 0 ％的下跌，
對整體經濟的影響也十分有限。對於
擁有房產的人來說 ，房產價格下跌並
不會對家庭支出造成實質性影響，而
對正在供房的人來說，只要他們不違
約 ，銀行系統也不會受到影響。同
時，莫里斯建議對空置房產徵收房產
稅， 因為以中國市場的現狀而言 ，
房價下跌無助於緩解對房產的剛性需
求，大量已售住宅空置才是普通人無
法買房的症結

若不滿意再聯系[email protected] 我們學校維普 cnki 都有

『捌』 計量經濟學的論文要怎麼寫

計量經濟學其實很簡單，總結起來就幾個：
回歸方程前的准備工作，用散點圖看序列是版否是線性的，不是就做對權數處理。然後就是用J-B檢驗看是否符合正態分布。
回歸方程：
參數的標准差，t統計檢驗。擬合度系數、調整擬合度系數和F檢驗。
多重共線性的檢驗和修正。
正相關的檢驗和修正。
異方差的檢驗和修正。

『玖』 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
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