居民消費計量經濟學論文_有什麼好的計量經濟學論文題目簡單一點的

❶ 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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2.屈宏斌：居民儲蓄高增長堪憂[N]。經濟觀察報， 2003-03-31.
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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）。
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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

❷ 求一篇計量經濟學小論文要求：先確定課題（eg.中國城鎮居民人均食品消費），然後搜集數據，

中國城鎮居民人均食品消費）
我給你一篇吧

❸ 求一篇計量經濟學的論文。萬分感謝。

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❹ 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。

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我國居民消費水平的計量分析及對策建議
內容摘要：通過對我國居民消費水平的歷史及現狀研究，建立了居民消費水平的經濟模型，並研究了模型中主要變數對模型的影響程度，在此基礎上提出了提高居民消費水平的對策建議。
關鍵詞：居民消費水平影響因素模型分析對策建議

一、引言
消費水平是指一個國家一定時期內人們在消費過程中對物質和文化生活需要的滿足程度。筆者以分析居民消費水平為目的，同時考慮了其他一些指標的分析需要，根據計量經濟學模型的構思，在建模時作了如下處理：
1、該模型為線性模型。
2、主要採集的樣本是1978年以後的，因為改革開放以後，我國的經濟運行機制有了極大的改變，人民生活水平也有了極大的提高，故這一時期的樣本更能反映這種變化。
3、模型中將居民消費水平作為被解釋變數，根據經驗引入國內生產總值、城鄉居民人均收入、人口自然增長率、居民消費價格指數，對模型進行回歸分析，以求能使模型具有更高的可操作性。
obs Y X1 X2 X3 X4 X5
1978 184.0000 3624.100 343.4000 133.6000 12.00000 100.7000
1979 207.0000 4038.200 405.0000 160.2000 13.34000 101.9000
1980 236.0000 4517.800 477.6000 191.3000 11.87000 107.5000
1981 262.0000 4862.400 500.4000 223.4000 14.55000 102.5000
1982 284.0000 5294.700 535.3000 270.1000 15.68000 102.0000
1983 311.0000 5934.500 564.6000 309.8000 13.29000 102.0000
1984 354.0000 7171.000 652.1000 355.3000 13.08000 102.7000
1985 437.0000 8964.400 739.1000 397.6000 14.26000 109.3000
1986 485.0000 10202.20 899.6000 423.8000 15.57000 106.5000
1987 550.0000 11962.50 1002.200 462.6000 16.61000 107.3000
1988 693.0000 14928.30 1181.400 545.0000 15.73000 118.8000
1989 762.0000 16909.20 1373.900 601.5000 15.04000 118.0000
1990 803.0000 18547.90 1510.200 686.3000 14.39000 103.1000
1991 896.0000 21617.80 1700.600 708.6000 12.98000 103.4000
1992 1070.000 26638.10 2026.600 784.0000 11.60000 106.4000
1993 1331.000 34634.40 2577.400 921.6000 11.45000 114.7000
1994 1746.000 46759.40 3496.200 1221.000 11.21000 124.1000
1995 2236.000 58478.10 4283.000 1577.700 10.55000 117.1000
1996 2641.000 67884.60 4838.900 1926.100 10.42000 108.3000
1997 2834.000 74462.60 5160.300 2090.100 10.06000 102.8000
1998 2972.000 78345.20 5425.100 2102.000 9.140000 99.20000
1999 3180.000 82067.50 5854.000 2210.300 8.180000 98.50000
2000 3415.000 89468.10 6280.000 2253.400 7.580000 100.1000
2001 3654.000 97314.80 6859.600 2366.400 6.950000 102.1000
2002 3910.000 105172.3 7702.800 2745.600 6.450000 99.70000
註：以上數據來源於2003年《中國統計年鑒》
二、影響居民消費水平的單因素分析
1、國內生產總值對居民消費水平的影響
為了研究居民消費水平和經濟發展水平的關系，我們把國內生產總值作為經濟發展水平的代表性指標。由經濟理論分析可知，經濟發展水平與居民消費水平有密切關系。因此，我們設定居民消費水平Y 與國內生產總值X 的關系為：

假定模型中隨機誤差項滿足古典假定，運用OLS法估計模型參數，結果如下：
Dependent Variable: Y
Method: Least Squares
Date: 12/12/05 Time: 14:50
Sample: 1978 2002
Included observations: 25
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 93.22748 10.02780 9.296901 0.0000
X1 0.036811 0.000203 181.1983 0.0000
R-squared 0.999300 Mean dependent var 1418.120
Adjusted R-squared 0.999270 S.D. dependent var 1269.558
S.E. of regression 34.31248 Akaike info criterion 9.985514
Sum squared resid 27078.96 Schwarz criterion 10.08302
Log likelihood -122.8189 F-statistic 32832.82
Durbin-Watson stat 0.894184 Prob(F-statistic) 0.000000

(9.2969) (181.1983)
其中，可決系數 =0.9993。從回歸結果可以看出，模型擬合度很好，可決系數很高，這也表明國內生產總值確實對居民消費水平有顯著影響。其中，GDP每增長1億元，居民消費水平平均增加0.04元。
2、居民人均收入對居民消費水平的影響
如果說國內生產總值是宏觀影響因素，那麼居民的人均收入就是微觀影響因素。由於我國城鄉差距比較顯著，於是在這里分別考察了城鎮居民和農村居民的可支配收入對消費水平的影響。設城鎮居民人均可支配收入為，農村居民人均純收入為，它們與居民消費水平的關系為：
，

運用OLS法估計結果如下：

城鎮居民可支配收入對居民消費水平的影響
Dependent Variable: Y
Method: Least Squares
Date: 12/12/05 Time: 14:51
Sample: 1978 2002
Included observations: 25
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 9.629737 18.72683 0.514222 0.6120
X2 0.530391 0.005288 100.2944 0.0000
R-squared 0.997719 Mean dependent var 1418.120
Adjusted R-squared 0.997620 S.D. dependent var 1269.558
S.E. of regression 61.94203 Akaike info criterion 11.16689
Sum squared resid 88246.75 Schwarz criterion 11.26440
Log likelihood -137.5862 F-statistic 10058.98
Durbin-Watson stat 0.834725 Prob(F-statistic) 0.000000

（0.5142）（100.2944） =0.9977

農村居民純收入對居民消費水平的影響
Dependent Variable: Y
Method: Least Squares
Date: 12/12/05 Time: 14:51
Sample: 1978 2002
Included observations: 25
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C -113.4612 28.65894 -3.959014 0.0006
X3 1.491763 0.021689 68.78073 0.0000
R-squared 0.995162 Mean dependent var 1418.120
Adjusted R-squared 0.994951 S.D. dependent var 1269.558
S.E. of regression 90.20660 Akaike info criterion 11.91870
Sum squared resid 187156.3 Schwarz criterion 12.01621
Log likelihood -146.9838 F-statistic 4730.789
Durbin-Watson stat 1.010615 Prob(F-statistic) 0.000000

（-3.9590）（68.7807） R²=0.9952
由數據分析的結論可知，農村居民人均純收入對居民消費水平的影響大大超過了城鎮居民人均可支配收入對居民消費水平的影響。造成這種情況，主要有以下幾個原因：第一是我國是農民人口占絕大多數的國家，而居民消費水平是以人口數為權數對農村居民消費水平和城鎮居民消費水平進行加權平均計算而得到的；第二是農村居民的消費動力遠遠大於城鎮居民。根據聯合國糧農組織提出的標准，恩格爾系數在59%以上為貧困，50—59%為溫飽，40—50%為小康，30—40%為富裕，低於30%為最富裕。1978年，我國城鄉居民的恩格爾系數分別為57.5%和67.7%，也就是說城鎮居民只屬於勉強溫飽，農村居民則處於絕對貧困。然而到2001年，農村居民家庭的恩格爾系數降至47.8%，而城鎮居民家庭的恩格爾系數則降至37.9%, 可見農村居民目前的消費需求大於城鎮居民。
3、人口自然增長率對居民消費水平的影響
人口的多少與消費水平的高低有密切的關系。由經驗分析可知，在人口數量一定的情況下，經濟發展水平越高，消費品數量越多，那麼居民消費水平就會越高；反之，在經濟發展水平穩定的條件下，人口數量的多少就決定著消費水平的高低。因此，下面以人口自然增長率為解釋變數，設為X4進行回歸分析。
設
回歸估計結果如下：
Dependent Variable: Y
Method: Least Squares
Date: 12/12/05 Time: 14:52
Sample: 1978 2002
Included observations: 25
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 6120.843 519.8942 11.77325 0.0000
X4 -389.3241 41.89861 -9.292053 0.0000
R-squared 0.789651 Mean dependent var 1418.120
Adjusted R-squared 0.780506 S.D. dependent var 1269.558
S.E. of regression 594.7908 Akaike info criterion 15.69092
Sum squared resid 8136851. Schwarz criterion 15.78843
Log likelihood -194.1364 F-statistic 86.34224
Durbin-Watson stat 0.548669 Prob(F-statistic) 0.000000

(11.7733) (-9.2921)
回歸結果表明，人口每增長1%。，居民消費水平平均下降389.32元。其原因主要是我國人口基數大，即使增長率很低，也使得以人口平均來計算的居民消費水平有顯著性變動。
4、消費物價指數對居民消費水平的影響
按經濟理論分析，物價越高，越會抑制人們的消費，消費水平會越低。故在此引入消費物價指數進行回歸分析。
Dependent Variable: Y
Method: Least Squares
Date: 12/12/05 Time: 14:51
Sample: 1978 2002
Included observations: 25
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 5071.259 3968.544 1.277864 0.2140
X5 -34.35080 37.23965 -0.922425 0.3659
R-squared 0.035675 Mean dependent var 1418.120
Adjusted R-squared -0.006253 S.D. dependent var 1269.558
S.E. of regression 1273.521 Akaike info criterion 17.21358
Sum squared resid 37302690 Schwarz criterion 17.31109
Log likelihood -213.1697 F-statistic 0.850869
Durbin-Watson stat 0.052147 Prob(F-statistic) 0.365883
從結果看出，可決系數很低，t統計檢驗不顯著，盡管從經濟背景分析來看，消費物價指數可能影響消費水平，但回歸結果顯示並非如此，這可能與統計數據誤差以及估計方法有關系。
三、影響居民消費水平的多因素分析
在前面分析的基礎上，將所有對居民消費水平影響顯著的解釋變數（消費物價指數除外）放進同一個模型，進行多元回歸分析，結果如下：
Dependent Variable: Y
Method: Least Squares
Date: 12/12/05 Time: 15:06
Sample: 1978 2002
Included observations: 25
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C -34.92876 68.33338 -0.511152 0.6148
X2 -0.106034 0.067316 -1.575168 0.1309
X3 0.209742 0.092590 2.265268 0.0348
X4 7.788147 4.980314 1.563786 0.1336
X1 0.039598 0.005350 7.401766 0.0000
R-squared 0.999631 Mean dependent var 1418.120
Adjusted R-squared 0.999557 S.D. dependent var 1269.558
S.E. of regression 26.73036 Akaike info criterion 9.586334
Sum squared resid 14290.24 Schwarz criterion 9.830109
Log likelihood -114.8292 F-statistic 13529.64
Durbin-Watson stat 1.529774 Prob(F-statistic) 0.000000
從回歸結果看，盡管可決系數很高，F統計值很大，說明模型在整體上線性回歸擬合較好，但常數項的回歸系數不顯著，城鎮居民可支配收入與人口自然增長率的符號與經濟意義相悖，表明模型中解釋變數存在嚴重的多重共線性。
下面看各變數之間的簡單相關系數：
X2 X3 X4 X1 Y
X2 1.000000 0.996093 -0.893822 0.999424 0.998859
X3 0.996093 1.000000 -0.872752 0.996649 0.997578
X4 -0.893822 -0.872752 1.000000 -0.895038 -0.888623
X1 0.999424 0.996649 -0.895038 1.000000 0.999650
Y 0.998859 0.997578 -0.888623 0.999650 1.000000
由上表可以看出，解釋變數之間確實存在高度線性相關，於是運用OLS方法逐一求Y對各個解釋變數的回歸，並結合經濟意義和統計檢驗選出擬合結果最好的一元線性回歸方程，在此基礎上將其餘解釋變數逐一代入並擬合，最終得到如下模型：
Dependent Variable: Y
Method: Least Squares
Date: 12/12/05 Time: 15:19
Sample: 1978 2002
Included observations: 25
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C -34.31193 19.08905 -1.797467 0.0860
X2 0.352578 0.047965 7.350744 0.0000
X3 0.502716 0.135078 3.721667 0.0012
R-squared 0.998600 Mean dependent var 1418.120
Adjusted R-squared 0.998473 S.D. dependent var 1269.558
S.E. of regression 49.61351 Akaike info criterion 10.75857
Sum squared resid 54153.00 Schwarz criterion 10.90483
Log likelihood -131.4821 F-statistic 7846.542
Durbin-Watson stat 1.349085 Prob(F-statistic) 0.000000

（-1.7975）（7.3507）（3.77217）
從下圖也可以看出，模型的擬合程度非常好，這也說明城鄉居民人均收入對居民消費水平的直接影響最大。農村居民人均純收入每增加1元，居民消費水平平均增加0.50元；城鎮居民人均可支配收入每增加1元，居民消費水平平均增加0.35元。

四、提高居民消費水平的對策建議
根據以上分析，可以看出提高居民消費水平的根本途徑是大力發展生產力。但在大力發展生產力，增加城鄉居民可支配收入的同時，必須嚴格控制人口增長。為此，我們可以採取以下措施：
（一）提高居民整體收入水平，特別是農村居民收入水平。
中國是一個農業大國，農村居民收入水平低是居民消費水平難以提高的重要原因。切實提高農民收入，不僅是農民由溫飽進入小康、改善農民生活質量的關鍵，也是刺激消費、促進經濟健康快速協調發展的重要著力點。
1、調整農業結構，提高農產品品質。調整和優化農業結構，大力發展高產、優質、高校農業，這是當前增加農村居民收入的關鍵措施。調整結構的重點是改善農產品品種，提高質量，增加效益。一是要抓住當前農產品供給充足的時機，加快調整糧食品種結構；二是大力發展畜牧業。畜牧業在農業生產中處於「前拉後帶」的重要環節，搞好了可以促進種植業、帶動加工業，實現農產品轉化增值。三是發揮種植業傳統優勢，發展農林牧漁業和名、特、優、新產品，農產品也要提高品牌意識，靠品牌開拓市場。
2、依靠科技進步，降低農業生產成本。在當前增收困難的情況下，降低生產成本，減少農民的支出也是增加農民收入的一條重要途徑。目前，由於技術相對落後，我國農業資源的利用率遠遠低於發達國家水平，特別是農民在用水、用電、用地等很多方面，缺乏科學指導，浪費嚴重。據測算，從1988年到1996年，糧食增長了27.6%,收購價格指數增長了172.9%,但同期總成本卻增長了274.3%。這也說明，降低成本，增加效益是推動農業節能增效，增加農民收入的重要措施。
3、推動農業產業化經營，建立有利於農民增收的產業體系和利益機制。推進農業產業化，應突出抓好建設農產品基地，培育龍頭企業，建立利益機制，完善社會化服務體系等幾個關鍵環節。
4、切實減輕農民負擔。在逐步減少農業稅以外的農村各項收費項目和數額的同時，把真正應由農民承擔的合理性收費費用用立法的形式確定下來，是減輕農民負擔的工作走上法制化、正規化的軌道。同時還要狠抓基層政府及幹部的廉政建設，消除向農民亂攤派、亂收費的各種隱患，進一步加強農村精神文明建設，引導農民健康消費。
（二）嚴格控制人口增長
控制人口增長是人口問題的重點和難點。人口自然增長率越高，越是阻礙社會經濟的發展和人類的進步。我們要繼續實行計劃生育政策，實現控制人口規模的既定目標。根據我國人口現狀和經濟發展水平，要把控制人口出生率、提高人口素質和解決人口老齡化等問題通盤考慮，制定一個合理增長、提高質量、優化年齡結構的綜合人口方案。同時加強對目前人口狀況和人口動態的研究分析，為人口控制、就業、遷移與城市化等正確決策提供依據。

❼ 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
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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
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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
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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
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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
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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
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❽ 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：

1、中國貨市需求函數實證研究.

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

居民消費計量經濟學論文

與居民消費計量經濟學論文相關的內容