1. 計量經濟學的論文怎麼寫
1、選定研究對象
（確定被解釋變數，說明選題的意義和原因等。）
2、確定解釋變數，盡量完備地考慮到可能的相關變數供選擇，並初步判定個變數對被解釋變數的影響方向。
（ 作出相應的說明 ）
3、確定理論模型或函數式
（根據相應的理論和經濟關系設立模型形式，並提出假設，系數是正的還是負的等。）
（二）數據的收集和整理
（三）數據處理和回歸分析
（先觀察數據的特點，觀看和輸出散點圖，最後選擇相應的變數關系式進行OLS回歸，並輸出會歸結果。）
（四）回歸結果分析和檢驗
（寫出模型估計的結果）
1、回歸結果的經濟理論檢驗，方向正確否？理論一致否？
2、統計檢驗，t檢驗 F 檢驗 R2— 擬合優度檢驗
3、模型設定形式正確否？可試試其他形式。
4、模型的穩定性檢驗。
（五）模型的修正
（對所發現的模型變數選擇問題、設定偏誤、模型不穩定等，進行修正。）
（六）確定模型
（七）預測
多元回歸模型
【實驗目的】
【實驗內容】
2. 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。
3. 求計量經濟學期末論文
發了，一年多前寫的，僅供參考，是小排量汽車市場的銷量預測，裡面少許數據可能不太對，就幾個吧汗..找不到我捏造了，你寫的話可以按這個套路來，不要照搬！！..希望能幫到你吧，還有，加分啊啊啊啊啊啊，！
除了忌八九行的行文外，「大頭作文」也要不得。建議考生在寫作文的時候，開頭結尾占兩行半，頂多不能超過三行半。視覺會有瞬間的疲勞，也會影響閱卷老師的情緒。
4. 求一份計量經濟學 基於多元線性回歸模型理論的實驗報告（上機報告）和研究報告（論文形式）
古典文學常見論文一詞，謂交談辭章或交流思想。當代，論文常用來指進行科學研究和描述科研成果的文章，簡稱之為論文。它既是探討問題進行科學研究的一種手段，又是描述科研成果進行學術交流的一種工具。它包括學年論文、畢業論文、學位論文、科技論文、成果論文等，總稱為論文。論文一般由題名、作者、摘要、關鍵詞、正文、參考文獻和附錄等部分組成，其中部分組成（例如附錄）可有可無。論文題目要求准確、簡練、醒目、新穎。目錄目錄是論文中主要段落的簡表。（短篇論文不必列目錄）內容提要是文章主要內容的摘錄，要求短、精、完整。1、先確立一個論點。全文圍繞這一論點論證。對「開卷有益」這種說法，既不能全盤否定，寫駁論文；也不宜全盤肯定，寫成立論文。因為這種說法既有它正確的一面。又有它不夠全面的地方，所以對這個看法要採取「一分為二」的方法進行分析，肯定其有益的一面，否定其有害的一面，從中總結出正確的論點來。只有這樣才能對這一說法作出合乎事實的評價，最終達到以理服人的目的。2、運用「一分為二」的方法進行分析，要防止出這樣一個毛病：自相矛盾。一會兒說開卷有益，一會兒說開卷有害，令人不知所雲。為了避免這種現象，文章中還要將二者的聯系點明，才算把道理真正說透。3、從論證方法看，如果所讀的書是壞書，則開卷未必有益，這里可以採取例證法，並輔之以引證法和喻證法，用前幾年社會上黃書泛濫成災毒害青少年作為事實論據，用名人名言作為理論論據，充分論證黃書的害處和讀好書的益處。在此基礎上，再把這兩者辯正地統一起來。說明我們中學生既要多讀書，又要慎重地加以選擇、讀好書。這樣從正反兩方面進行論證，就將問題說得比較全面而深刻，文章也就具有了不可辯駁的邏輯力量。導思：這是一篇給材料作文。該題雖然規定了作文題目，但仍給學生思維留下了很大的空間，從文體來看，寫議論文是最好的選擇。學生可以從是非觀、處世態度、治學精神等方面談自己的看法，闡述自己的見解和主張。要寫好議論文，必須做好以下三點：1、確定論點。根據命題提供的材料，可從不同角度提煉出諸多觀點，但短短600字的文章不可能面面俱到。因此，一定要選准一個論點充分論證。2、選好論據。論據能起到充分證明論點的作用，論據選擇要遵循兩個原則：①真實確鑿，不能有虛假成分；②具有典型性，有說服力，才能發揮更大的作用。3、組織好論證結構。最常用的結構一般為「提出問題（引論）——分析問題（本論）——解決問題（結論）」。
5. 求計量經濟學論文
計量經濟學課程論文
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日期：2010/年月27日
2006年我國各城市的GDP變動的多因素分析
摘要：本文主要通過對各城市同一時期的GDP進行多因素分析，建立以各城市同一時期的GDP為被解釋變數，以其它可量化橫截面數據作為解釋變數建立多元線性回歸模型，從而對各城市同一時期的GDP進行數量化分析。
關鍵詞：GDPY(億元） 多因素分析 模型 計量經濟學 檢驗
一、引言部分
GDP（國內生產總值）指一個國家（或地區）所有常住單位在一定時期內生產活動的最終成果，從價值形態看，它是所有常住單位在一定時期內生產的全部貨物和服務價值超過同期中間投入的全部非固定資產貨物和服務價值的差額，即所有常住單位的增加值之和。GDP在創造的同時也被相應的生產要素分走了，主要體現為勞動報酬和利潤。在現代社會政府還要以稅收的形式拿走一部分GDP。本文主要研究就業人數L（萬人）、各地區資本形成總額K(億元）剔除價格影響因素即商品零售價格指數P（上年=100）之後對各城市同一時期的GDP的影響。
二、文獻綜述
註： 2006年各城市同一時期的GDP總量的數據來源於《中國統計年鑒2007》；
2006年就業人數L（萬人）的數據來源於《中國統計年鑒2007》；
2006年資本形成總額K(億元）的數據來源於《中國統計年鑒2007》,本表按2006年價格計算；
2006年商品零售價格指數P（上年=100）的數據來源於《中國統計年鑒2007》；
三、研究目的
通過研究各個城市在同一時期的GDP建立以各城市同一時期的GDP為被解釋變數，以其它可量化橫截面數據作為解釋變數建立多元線性回歸模型，從而對各城市同一時期的GDP進行數量化分析。掌握建立多元回歸模型和比較、篩選模型的方法。
四、實驗內容
根據生產函數理論，生產函數的基本形式為: 。其中，L、K分別為產出GDP的過程中投入的勞動與資金,本文未考慮時間變數 即技術進步的影響。上表列出了我國2006年我國各個城市的GDP的有關統計資料；其中產出Y為各城市同一時期的GDP（可比價），L、K分別為2006年年末職工人數和各地區資本形成總額（可比價）。
五、建立模型並進行模型的參數估計、檢驗及修正
（一） 我們先建立Y1與L的關系模型：
其中，Y1——各個城市在同一時期的實際GDP(億元)
L——2006年年末職工人數（萬人）
模型的參數估計及其經濟意義、統計推斷的檢驗
利用EVIEWS軟體，經回歸分析，作出Y1與L的散點圖如下：
利用EVIEWS軟體，用OLS方法估計得：
Dependent Variable: Y1
Method: Least Squares
Date: 05/27/10 Time: 14:45
Sample: 1 36
Included observations: 31
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C -1647.264 517.2169 -3.184861 0.0034
L 14.99417 0.712549 21.04299 0.0000
R-squared 0.938534 Mean dependent var 7387.979
Adjusted R-squared 0.936415 S.D. dependent var 6367.139
S.E. of regression 1605.545 Akaike info criterion 17.66266
Sum squared resid 74755513 Schwarz criterion 17.75517
Log likelihood -271.7712 F-statistic 442.8073
Durbin-Watson stat 1.503388 Prob(F-statistic) 0.000000
可見，L的t值顯著，且系數符合經濟意義。從經濟意義上講，勞動每增加一單位，都可以使實際GDP相應增加14.9941， 這在一定條件下可以實現。另外，修正可決系數為0.936415，F值為442.8073，明顯通過了F檢驗。且L的P檢驗值為0，小於0.05,所以通過了P值檢驗
（二）建立Y1與K1的關系模型：
其中，Y1——各個城市在同一時期的實際GDP(億元)
K1——各地區資本形成總額(實際投入額)（億元）
模型的參數估計及其經濟意義、統計推斷的檢驗
利用EVIEWS軟體，經回歸分析，作出Y1與K1的散點圖如下：
利用EVIEWS軟體，用OLS方法估計得：
Dependent Variable: Y1
Method: Least Squares
Date: 05/27/10 Time: 17:16
Sample: 1 36
Included observations: 31
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C -705.0563 393.0357 -1.793873 0.0833
K1 2.241106 0.086751 25.83385 0.0000
R-squared 0.958357 Mean dependent var 7387.979
Adjusted R-squared 0.956921 S.D. dependent var 6367.139
S.E. of regression 1321.537 Akaike info criterion 17.27332
Sum squared resid 50647333 Schwarz criterion 17.36583
Log likelihood -265.7364 F-statistic 667.3880
Durbin-Watson stat 1.697910 Prob(F-statistic) 0.000000
可見，K1的t值顯著，且系數符合經濟意義。從經濟意義上講，資本每增加一單位，都可以使實際GDP相應增加2.241106， 這在一定條件下可以實現。另外，修正可決系數為0.956921，F值為667.3880，明顯通過了F檢驗。且K1的P檢驗值為0，小於0.05,所以通過了P值檢驗
通過兩個模型的可絕系數 、調整可決系數 、T檢驗、F檢驗、P值檢驗的比較，明顯的 ，Y1與K1的關系模型優於Y1與L的關系模型。因此，在以Y1與K1的關系模型為基礎模型的條件下，建立二元關系模型。
（三）建立Y1與K1和L的二元關系模型
其中，Y1——各個城市在同一時期的實際GDP(億元)
K1——各地區資本形成總額(實際投入額)（億元）
L——2006年年末職工人數（萬人）
利用EVIEWS軟體，用OLS方法估計得
Dependent Variable: Y1
Method: Least Squares
Date: 05/27/10 Time: 17:23
Sample: 1 36
Included observations: 31
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C -1369.643 303.2218 -4.516968 0.0001
K1 1.336796 0.176104 7.590936 0.0000
L 6.522268 1.190606 5.478107 0.0000
R-squared 0.979900 Mean dependent var 7387.979
Adjusted R-squared 0.978464 S.D. dependent var 6367.139
S.E. of regression 934.3899 Akaike info criterion 16.60943
Sum squared resid 24446367 Schwarz criterion 16.74820
Log likelihood -254.4462 F-statistic 682.5040
Durbin-Watson stat 1.633165 Prob(F-statistic) 0.000000
可見，K1和L的t值顯著，且系數符合經濟意義。從經濟意義上講，資本每增加一單位，都可以使實際GDP相應增加。另外，修正可決系數為0.978464，F值為682.5040，明顯通過了F檢驗。且K1和L的P檢驗值為0，均小於0.05,所以通過了P值檢驗。
通過兩個模型的可絕系數 、調整可決系數 、T檢驗、F檢驗、P值檢驗的比較，明顯的 ，Y1與K1和L的關系模型優於Y1與K1的關系模型。因此，建立二元關系模型更符合實際經濟情況。
（四）建立非線性回歸模型——C-D生產函數。
C-D生產函數為： ，對於此類非線性函數，可以採用以下兩種方式建立模型。
方式1：轉化成線性模型進行估計；
在模型兩端同時取對數，得：
在EViews軟體的命令窗口中依次鍵入以下命令：
GENR LNY1=log（Y1）
GENR LNL=log（L）
GENR LNK1=log（K1）
LS LNY1 C LNL LNK1
則估計結果如圖所示。
Dependent Variable: LNY1
Method: Least Squares
Date: 05/27/10 Time: 17:29
Sample: 1 36
Included observations: 31
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C 0.242345 0.198180 1.222853 0.2316
LNK1 0.666500 0.082707 8.058538 0.0000
LNL 0.493322 0.088128 5.597775 0.0000
R-squared 0.988755 Mean dependent var 8.504486
Adjusted R-squared 0.987951 S.D. dependent var 1.037058
S.E. of regression 0.113834 Akaike info criterion -1.416379
Sum squared resid 0.362831 Schwarz criterion -1.277606
Log likelihood 24.95388 F-statistic 1230.946
Durbin-Watson stat 1.295173 Prob(F-statistic) 0.000000
可見，K1和L的t值顯著，且系數符合經濟意義。從經濟意義上講，資本每增加一單位，都可以使實際GDP相應增加。另外，修正可決系數為0.987951，F值為1230.946，明顯通過了F檢驗。且K1和L的P檢驗值為0，均小於0.05,所以通過了P值檢驗。
通過對以上模型的可決系數 、調整可決系數 、F檢驗的比較，明顯的 ，該模型最優。因此，選用該模型為以各城市同一時期的GDP為被解釋變數，以其它可量化橫截面數據作為解釋變數建立的最優多元線性回歸模型。
六、總結
綜上所述，我們採用截面數據擬合的模型成功的反映各城市同一時期的GDPY1與就業人數L（萬人）和各地區剔除價格影響因素即商品零售價格指數P（上年=100）的資本形成總額K1(億元）間的數量關系，是一個成功的模型。從模型中看出，各城市同一時期的GDPY1與就業人數L（萬人）和各地區剔除價格影響因素即商品零售價格指數P（上年=100）的資本形成總額K1(億元）有非常密切的關系，與柯布-道格拉斯 （C-D）生產函數密切吻合，驗證了柯布-道格拉斯 （C-D）生產函數的正確。
參考文獻：
1、《國民經濟核算——國家統計年鑒2007》
2、《價格指數——國家統計年鑒2007》
3、《中國國內生產總值核算》,作者：許憲春 編著，
6. 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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