中国外汇储备的计量模型
一个国家的中央银行和其他政府机构所掌握和能支配和外汇总额称为这个国家的外汇储备。而外汇则是指一国对外结算所使用的外国货币（外币现金）或以外国货币表示的支付凭证。这些凭证包括以外币支付的支票，汇票，期票，息票和其他有价证券，以及其他可在国外兑换的凭证。
外汇储备是我国国际储备的主要形式。我国外汇储备规模在1980年以后有了很大的增长，促进了宏观经济的稳定和发展。
一、我国外汇储备的规模变化
1978年以前，我国外汇储备年平均只有5亿美元左右，数量很少。国家实行的是封闭
经济条件下的计划经济，不倾向对外举债，也不吸引外资流入，对外贸易往来很少，外汇储备的积累非常有限。当时国家实行“量入为出，以收定支、收支平衡、略有节余”的外汇政策，所以，国家外汇结存只有很小的余额。
（1）1979——1993年外汇储备变化
这一时期外汇储备开始增长，由于宏观经济管理的失控，外汇储备出现了大起大落情况。1981年，外汇储备数量为27亿美圆。1983年，由于实行外汇留成制度和贸易外汇内部结算价，刺激了出口，使外汇储备增加较快，达到89亿。1985年后，经济出现过热现象，进猛增，出口增长放慢。1989年和1990年，为促进经济回升，国家曾两次下调人民币汇率，推动出口增长，同时资本流入继续平稳增长。到1991年外汇储备翻了两翻，从55.5亿美圆增加到217亿美圆。
（2）1994年外汇体制改革。
1994年，国家大幅度推进外汇体制改革，使外汇储备迅速增长。国际收支连年顺差，
外汇储备成倍增加。外汇储备从1993年的212亿美圆激增到1997年的1398亿美圆。这一点
也可从数据的变化中看出。
（3）总体分析
我国外汇储备的超常快速增加，在一定程度上也反映了现行汇率体制条件下，中央银行对外汇储备丧失实际控制权，外汇储备的快速增长具有明显的被动性。在1994年外汇体制改革前有很大部分外汇余额以留存形式存在，作为单位外汇存款。改革后，由于取消外汇留成，进出口用汇和收汇全部采用银行销售汇，同时国家对外汇指定银行的结算周转余额实行幅度比例管理，多余头寸，必须到中国外汇交易中心卖出，当外汇供大于求，央行就必须全部吃进多余外汇，这成为近年来我国外汇储备增长的一个明显特征。
二、我国合理的外汇储备量的数学模型
（1）中国外汇储备规模理论函数的前提假设
本文将使用多元回归与相关分析的计量方法建立我国外汇储备规模的函数，对我国外汇储备规模进行分析。回归法对储备规模的分析是根据以往的一些数据得出当时储备的变动模式，所以可假定过去时期内储备是适度的，而且储备的适度性在过去的变动趋势也适用于将来的情况。
（2）建立我国外汇储备规模函数应该考虑的变量
第一，进口水平。进口水平的提高，将导致储备持有额的下降，进口水平与外汇储备
- 1 -
呈反相关。
第二，外商直接投资（FDI）. 我国资本项目的顺差大于经常项目顺差，所以仅从国际
收支平衡表分析，FDI应是我国外汇储备的最主要来源。第三，
货币供应量。
这里的货币采用广义货币M2,外汇储备与货币供给呈现正相关关系。由于《中国统计年
鉴》里公布的M, 数值是以人民币记的，所以必须按相应各年人民币兑美
元汇率将其换算成以亿美元为单位的数据。我国货币供应量与外汇储备的相关度极高，
用E-views计算的两者的相关系数为0.99
correlation matrix
RE M2
RE 1.000000 0.991555
MA 0.991555 1.000000
第四，汇率。汇率决定了本币与外币交换的价格，所以它必然是影响外汇储备的一个内
生变量。我国汇率经历了几次大的调整，也构成了我国外汇储备几次大的剧烈变动的
重要原因。
第五，对外借款（DEB）.对外借款一方面构成外汇储备形成债务性外汇储备的一部分，
同时它面临还本付息，也会影响外汇储备的规模。外汇储备的构成决定了影响外汇储
备的主要因素是进口水平，外商直接投资水平和货币的供应量，对外借款和汇率水平。（3）确定模型的关系形式和参数的范围
经过散点图观察可知，外汇储备(RE) 与进口水平（M）大致呈线性关系,RE~M
1
3500
3000
2500
2000
R E系列1
1500
1000
500
01000200030004000
M
外汇储备(RE)与外商直接投资（FDI）成线性关系，RE~FDI;
35002
3000
2500
2000
R E系列1
1500
1000
500
01000 2000 FDI3000 4000 5000
- 2 -
外汇储备(RE)与货币供给量（M2）成线性关系，RE~M2;由于M2的统计单位为人民币，将其折算成美元，必须将M2除以汇率e, 所以将M2和e合并在一起，用m2取代。
35003
3000
2500
2000
R E
1500
系列1
1000
500
0500010000150002000025000
M2
外汇储备(RE)与对外借款（DEB）的关系也大致呈线性。RE~DEB
35004
3000
2500
2000
R E
1500
系列1
1000
500
0500100015002000
DEB
首先我假定我国外汇储备规模的函数模型为：
RE=+ c a M+a FD I+ a m+
a D E B∝+
t 1 t2t32t4t t
，t=1985,1986,??2002 (1)
其中M为进口数值，FDI为外商直接投资，m2=M2/e (其中，M2为广义货币，e为汇率) ，DEB 为我国的对外借款，即外债的数量。
(4) 样本数据的选取：
外汇储备(RE)：摘自《中国统计年鉴2003》；进口水平（M）：
摘自《中国统计年鉴2003》；
外商直接投资（FDI）：此处所选取的是外商直接投资的存量，即上年末的存量加上该年的FDI增量得到的该年的存量。数据来源于中国对外贸易网；相对于FDI的增量而言，作为存量的FDI能够更好的解释RE, 因为本身也是个存量；
货币供给量（M2）: 摘自《中国统计年鉴2003》;
汇率e: 摘自《中国统计年鉴2003》，调整为每一美元可兑换人民币的数量；对外借款（DEB）：摘自《中国国际收支平衡表2001》及《中国统计年鉴2003》；该
项数据也是选取了存量，因为相对于外汇储备这个存量而言，表现为存量的对外借款与之有更好的相关性。这一点也可以从散点图看出。
- 3 -
以上数据除了汇率外均调整为以亿美元为单位，他们在数据来源处均以美元或者亿美元为单位，故
只需调整数字的位数，不涉及到相关指数问题。由于解释变量与被解释变量都用亿美元来表示，故
数据的一致性比较好。得到的模型参数有较高的可信度。
样本数据列于表1
年份RE:外汇储备M:进口数值FDI：外商直接投资m2DEB：对外借款单位(亿美元) (亿美元)亿美元(存量）亿美元亿美元（存量）
198526.44422.560.61880.6158.3 198620.72429.183.042104.9214.8 198729.23432.1106.182414.1302 198833.72552.7138.122940.9400 198955.5591.4172.053457.4413 1990110.93533.5206.923462.6525.5 1991217.12637.9250.583918.3605.6 1992194.43805.9360.654992.6693.2 1993211.991030.6635.86098.4835.7 1994516.2115.61973.475444.4928.1 1995735.971320.81348.687274.91065.9 19961050.291388.31765.959122.81162.8 19971398.91423.72201.4110976.81309.6 19981449.61402.42656.0312621.91460.3 19991546.7516573059.2214483.41518.2 20001655.742250.93466.3716260.41457.2 20012121.652435.53935.1519125.51701.1 20022864.072951.74462.622351.91685.38
(5 ) 参数估计
于
对理论的运用OLS进行参数估计，E-VIEWS结果如下：
Dependent Variable: RE
Method: Least Squares Date:
04/13/05 Time: 18:58
Sample: 1985 2002
Included observation s: 18
Variable Co e fficient Std. Error t-Statistic Prob.
M -0.0457560.182512-0.2506980.8060
F D I 0.3392050.223330 1.5188520.1527
M2 0.0677290.062704 1.0801370.2997
DEB -0.0886080.220976-0.4009880.6949
C -124.3511151.7889-0.8192370.4274
R-squared0.978580Mean de pe n dent var791.0694
Adjusted R-squared 0.971990 S.D. dependent var 864.0481
S.E. of regression 144.6097 Akaike info criterion 13.01609
Sum squared resid 271855.7 Schwarz criterion 13.26341
Log likelihood -112.1448 F-statistic 148.4794
Durbin-Watson stat 1.205113 Prob(F-statistic) 0.000000
(6) 模型检验。
- 4 -
对于n=18(观测值的个数)，k=4 （解释变量的个数），查表得Dl=0.93 DU=1.69,而D.W=1.205, 且DI< D.W 从该结果中可以看到每个参数的估计值，其中DEM前的参数为负，说明外债的规模越大， 我国的外汇储备反而会越小，这与实际的经济意义不相符合。并且，每个解释变量的显著性水平也很低，t值都比较低，但是模型整体的R-square 为0.978, Adjusted R-squared也为0.97,这说明模型整体的解释力还是很强的。 由 线性作用显著，但各解释变量之间存在共线性而使得它们对RE的独立作用不能分辨，于我们采用的时间序列数据，所以可以考虑这种情况的原因是：各解释变量对RE的 联合 故t检验不明显。下面首先进行解释变量间的多重共线性的检验。 (7) 多重共线性检验： 先看看个变量间的相关系数矩阵： M FDI M2 DEB M 1.000000 0.944463 0.963061 0.876884 F D I 0.944463 1.000000 0.993047 0.950134 M2 0.963061 0.993047 1.000000 0.942292 DEB 0.876884 0.950134 0.942292 1.000000 从中可以看到：变量间的相关系数均大于0.8。又结合OLS的统计结果可知，这四个解 释变量间存在着严重的多重共线性。下面先从各变量的经济意义上考虑是否能对解释变量进行改进。 第一，进口水平和FDI. 进口水平的提高，将导致储备持有额的下降，进口水平与外汇储 备呈反相关。由于我国统计年鉴中的进口数据是海关统计值，其中包括大量以外商直接 投资形式进入中国的实物和机器设备等，而这部分海关统计的所谓“进口”并不需要我国 支付外汇，所以在测度动用外汇的进口数值对外汇储备的影响时，理应扣除这部分虚假 进口。而关于“虚假进口”的数据很难获得，在这里假设FDI的90%是以实物形式进入中 国，则真实影响外汇储备的进口 MM=M-0.9F DI。 由于FDI中我们假设有90%的部分是以实物形式进入中国，并不直接构成外汇 储备，则资本项目对外汇储备的贡献只在于其的10%。而且随着外商直接投资存量 的不断扩大，所需的外汇也将不断增加。 综上，我们将M和FDI合并在一起，用真实进口MM取代M和FDI, 原来得变量DEB和M仍然放入模型中， 新得到的数据见下表2： - 5 - 计量经济学模型论文经222班2002012949 潘玮 年份re:外汇储备MM=M-0.9FDI m2DEB：对外借款单位亿美元（亿美元）亿美元亿美元 198526.44367.961880.6158.3 198620.72354.3642104.9214.8 198729.23336.5382414.1 302 198833.72428.3922940.9 400 198955.5436.5553457.4 413 1990110.93347.2723462.6525.5 1991217.12412.3783918.3605.6 1992194.43481.3154992.6693.2 1993211.99458.386098.4835.7 1994516.2-760.5135444.4928.1 1995735.97106.9887274.91065.9 19961050.29-201.0559122.81162.8 19971398.9-577.56910976.81309.6 19981449.6-988.02712621.91460.3 19991546.75-1096.29814483.41518.2 20001655.74-868.83316260.41457.2 20012121.65-1106.13519125.51701.1 20022864.07-1064.6422351.91685.38 其下面采用逐步回归法对变量进行回归。中，重新对 该模型进行OLS估计，E-VIEWS 结果如下： 1，只放入MM, 结果如下： Dependent Variable: RE Method: Least Squares Date: 04/15/05 Time: 21:55 Sample: 1985 2002 Included observation s: 18 Variable Co e fficient Std. Error t-Statistic Prob. MM -1.1848480.147701-8.0219380.0000 C 599.326296.67755 6.1992290.0000 R-squared 0.800875 Mean de pen dent var 791.0694 Adjusted R-squared 0.788430 S.D. dependent var 864.0481 S.E. of regression 397.4344 Akaike info criterion 14.91238 Sum squared resid 2527265. Schwarz criterion 15.01131 Log likelihood -132.2114 F-statistic 64.35149 Durbin-Watson stat 1.556746 Prob(F-stat istic) 0.000001 2，只放入DEB,结果： Dependent Variable: RE Method: Least Squares Date: 04/15/05 Time: 21:59 - 6 - Sample: 1985 2002 Included observations: 18 Variable Co e fficient Std. Error t-Statistic Prob. DEB 1.5398270.14776410.420880.0000 C -615.0218154.4841-3.9811340.0011 R-squared 0.871584 Mean de pe ndent var 791.0694 Adjusted R-squared 0.863558 S.D. dependent var 864.0481 S.E. of regression 319.1630 Akaike info criterion 14.47372 Sum squared resid 1629841. Schwarz criterion 14.57265 Log likelihood -128.2635 F-statistic 108.5947 Durbin-Watson stat 0.530220 Prob(F-stat istic) 0.000000 由结果可知，DEB也可以很好的解释被解释变量。 3．只放入M2, 结果如下： Dependent Variable: RE Method: Least Squares Date: 04/15/05 Time: Sample: 1985 2002 22:08 Included observation s: 18 Variable Co e fficient Std. Error t-Statistic Prob. M2 0.1351400.00554124.390340.0000 C -327.078757.06037-5.7321520.0000 R-squared 0.793809 Mean de pe ndent var 791.0694 Adjusted R-squared 0.792172 S.D. dependent var 864.0481 S.E. of regression 144.1389 Akaike info criterion 12.88387 Sum squared resid 332416.5 Schwarz criterion 12.98280 Log likelihood -113.9548 F-statistic 594.8889 Durbin-Watson stat 1.200225 Prob(F-stat istic) 0.000000 可释见M2也能很好的解被解释变量。 由于MM已经综合了变量M和FDI,所以就不对M和FDI分别进行回归了。 下面在MM模型的基础上首先放入M2,有： Dependent Variable: RE Method: Least Squares Date: 04/15/05 Time: Sample: 1985 2002 22:18 Included observation s: 18 Variable Co e fficient Std. Error t-Statistic Prob. MM -0.3849740.084599-4.5505890.0003 M2 0.0923390.00537717.173000.0000 - 7 - R-squared 0.965140 Mean de pen dent var 791.0694 Adjusted R-squared 0.962961 S.D. dependent var 864.0481 S.E. of regression 166.2906 Akaike info criterion 13.16979 Sum squared resid 442440.9 Schwarz criterion 13.26872 Log likelihood -116.5281 Durbin-Watson stat 1.129398 可见，放入两个变量后，R-square 由0.8 变为0.96, 这说明这两个变量都是应该保留 的。下面加入第三个变量DEB： Dependent Variable: RE Method: Least Squares Date: 04/16/05 Time: 10:54 Sample: 1985 2002 Included observation s: 18 Variable Co e fficient Std. Error t-Statistic Prob. MM -0.1726160.124348-1.3881720.00 10 M2 0.1251790.0170477.3431500.0000 DEB 0.0735360.219674-0.3347520.0559 C -25.4493125.2358-1.6405000.1232 R-squared0.977086Mean de pe n dent var791.0694 Adjusted R-squared 0.972176 S.D. dependent var 864.0481 S.E. of regression 144.1285 Akaike info criterion 12.97242 Sum squared resid 290822.2 Schwarz criterion 13.17028 Log likelihood -112.7518 F-statistic 198.9925 Durbin-Watson stat 1.058453 Prob(F-stat istic) 0.000000 可见，加入第三个变量后，R-square 变大为0.977,调整后为0.972，能够通过整体得显著性检验，说明该模型整体的解释性变好。 由D-W值等于1.803402,可知该模型的并不存在序列相关性。 综上，从回归结果分析，方程的拟合优质度R-Square为0972, 调整后为0.969能够 检验；对R-square 进行F 检验，K=3, n=18, n-K-1=14; 所以F0.05 (3, 14)= 3.86, F统计为F-statistic=198.9925大于3.86, 所以可以通过F检验在5%的显著性水平上拒绝R2=0的假设；通过 对并不存在多重共线性了。并且系数均符合解释变量与被解释变量的经济意义。解释变量的回归系数作T检验，MM ,M2, DEB 的检验值都能够通过T检验。可见该 模型 逐步回归的结果：原来的函数模型改进为： RE= + c a MM+a M+ a DEB+∝t 1 t22t3t t t =1985,1986,??2002 (2) - 8 - （8）为了证实该模型的序列相关性不存在，下面对模型的异方差问题进行一下检验。 White Heteroskedasticity Test: F-statistic 11.29147 Probability 0.926 Obs*R-squared 15.48568 Probability 0.915 Test Equation: Dependent Vari Method: Least Squares Date: 04/16/05 Time: able: RESID^2 00:22 Sample: 1985 2002 Included observation s: 18 Variable Co e fficient Std. Error t-Statistic Prob. C -2152.57513749.40-0.1565580.8784 M M M-32.6720011.73678 -2.7837290.0178 M^2-0.0677690.014059-4.8202840.0005 M2 13.85350 6.499171 2.1315790.0564 M2^2-0.0002010.000163-1.2296540.2445 DEB -6.70729836.17641-0.1854050.8563 D E B^2-0.0384550.026274-1.4636010.1713 R-squar ed 0.860315Mean de pe n dent var19262.63 Adjusted R-squared 0.784124 S.D. dependent var 20042.14 S.E. of regression 9312.079 Akaike info criterion 21.40131 Sum squared resid 9.54E+08 Schwarz criterion 21.74757 Log likelihood -185.6118 F-statistic 11.29147 Durbin-Watson stat 3.361290 Prob(F-stat istic) 0.000377 明显的可异方差性。见，模型的P值为>0.9, 没有证据证明异方差存在，所以认为该模型现在并不存在 （9）序列相关性的检验 Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test: F-statistic 7.678787 Proba bility 0.327 Obs*R-squared 9.649161 Probability 0.287 Test Equation: Dependent Vari Method: Least Squares Date: 04/16/05 Time: able: RESID 00:33 Presample missing value lagged residuals set to zero. Variable Coefficient Std. Error t-S t atistic Prob. - 9 - MM -0.0371120.067478-0.5499930.5916 M2 0.0013530.0148800.0909570.9289 DEB -0.0174030.129551-0.1343300.8952 RE S ID(-1) 0.9576870.257253 3.7227360.0026 RESID(-2) -0.8181720.281238-2.9091860.0122 R-squ ared 0.536065Mean de pe n dent var-15.11732 Adjusted R-squared 0.393315 S.D. dependent var 141.9639 S.E. of regression 110.5757 Akaike info criterion 12.47941 Sum squared resid 158950.7 Schwarz criterion 12.72674 Log likelihood -107.3147 Durbin-Watson sta t 2.774559 由P值可知，该模型并不存在明显的序列相关问题。 三，结论及模型的经济意义。 经过对数据的回归和相应的模型检验，得到的最终方程如下： RE = 25.4493 0.172616MM+m +0.125179 2 0.073536D EB （-1.64）(-1.388172) (7.343150) (-0.334752) 其中，MM=M-0.9FDI，表示真实的进口值，用统计年鉴的进口值M减去外商直接投资 的90%得到,m2 是用人民币表示的广义货币M2除以每年的汇率值得到的。DEB直接摘自 统计年鉴，是中国每年的对外借款。MM前的符号为负值说明中国的真实进口水平的提高会导致外汇储备持有量的下降，进口水平与外汇储备负相关。货币供应量前的符号为正值，说明外汇储备与货币供给量呈正相关。 尽管口在抵除直接投资中的虚假部分后成为动用外汇使外汇储备负增长的最主要因素。进如此，外汇储备在总体趋势上仍保持了强劲的上升趋势，这说明我国正面临着一种不正 常的收支格局。一方面在引进外资，一方面正实现着连年的贸易顺差。就是说我们正在引进外国资本的同时将国内资源以出口形式输往国外，这种情况下实现的外汇储备积累又作为我国的海外债权借给其他国家。 一 分，h是货币乘数。上式表明来源于国内信贷形成的货币供应D和中央银行收购由于外国的货币供给Ms=h*H=h(F+D),其中H是高能货币，F是外国资产部分，D是国内资 产部 汇储备的增减而投放的国内货币F形成国内货币供给的两大渠道，而近几年来我国外汇占款成为国内货币供给的主要渠道。模型中m2对外汇储备规模的影响程度较低与我国汇率长期盯住美元，固定不变有关系。而实际上外汇储备与货币供给之间的关系是十分密切的，表现出很高的相关度。国际收支平衡是一种货币现象，货币的过度需求是国际收支赢余，外汇储备增加的原因。这一点在我国是可以得到证实的，尤其是在目前，过度的货币需求与现实的货币供给之间的差距可能是导致我国通货紧缩的原因之一。 我保证国民经济增长速度为目标的副产品。我国现行的结售汇制度形成了官方外汇和民间国国际收支的非理性状况以及外汇储备增长的被动性是我国宏观经济调控以稳定汇 率和 外汇集中于中央政府的局面，这一方面是为保证在内需不振的情况下通过增加出口保持经济 增长速度，推动改革。另一方面也坚定了国人对经济状况的信心。 - 10 - 计量经济学论文 中国商品进口额模型研究 摘要:通过对中国商品进口额及其主要影响因素的数据分析，得到关于中国商品进口额的函数，并用计量经济学的方法，对模型进行检验，探究其增长的规律性，从而使商品进口额成为一个可预测的经济变量。 关键词:计量经济学模型多重共线性异方差性自相关性 一、研究意义 改革开放以来，随着经济的发展，人们生活水平的不断提高，人民日益增长的物质文化需要不断提高，中国的商品进口额发生了很大的变化，进口数额不断上升，从1985年的1257.8亿元到2007年的73284.6亿元。影响中国商品进口额的因素很多，这里选取教材课后练习中的数据，研究中国商品进口额和国民生产总值的数量关系，商品进口额与居民消费价格指数的数量关系，对于探究中国商品进口额增长的规律性，预测商品进口额的发展趋势具有重要意义。 二、因素分析及模型建立 1、因素分析 一国的商品进出口属于对外贸易的内容，一国对外贸易的发展情况对经济增长有着重要影响，影响对外贸易发展的因素有很多，从大的方面来说，主要是世界经济的发展情况和国内经济发展的冷热情况，还有就是一国的对外贸易政策的等因素。有研究显示，对外贸易对一国经济增长的影响主要是进口增长对经济增长有较大的促进作用。这里，对中国商品进口额的研究，主要选取国内生产总值和居民消费价格指数，国内生产总值和居民消费价格指数说明了一国的经济发展情况。经济的发展，居民的生活水平得到了提高，居民对国外商品的需求也增大，所以，对这两个因素对进口额的影响有一定的参考意义。 2、变量选取与模型建立 这里选取“中国商品进口额”为被解释变量，用Y表示，选“国内生产总值”、“居民消费价格指数”为解释变量，分别用X1、X2表示。所以，模型假定为 LnY=β0+β1㏑X1 +β2㏑X2 + μ 其中u为随机误差项。 下表为1985——2007年中国商品进口额、国内生产总值、居民你消费价格 计量经济学论文题目：我国财政收入和国民生产总值的关系 姓名：XXX 学号：XXX 专业：XXX 科目：计量经济学 2.13 我国1978~1997年财政收入Y和国民生产总值（GNP）X的统计资料如表1所示（单位：亿元）。 表1 年份财政收入GNP 年份财政收入GNP 1978 1132.26 3624.1 1988 2357.24 14923.3 1979 1146.38 4038.2 1989 2664.90 16917.8 1980 1159.93 4517.8 1990 2937.10 18589.4 1981 1175.79 4860.3 1991 3149.48 21662.5 1982 1212.33 5301.8 1992 3483.37 26651.9 1983 1366.95 5957.4 1993 4348.95 34560.5 1984 1642.86 7206.7 1994 5218.10 46670.0 1985 2004.82 8989.1 1995 6242.20 57494.9 1986 2122.01 10201.4 1996 7404.99 66850.5 1987 2199.35 11954.5 1997 8651.14 73452.5 （1）建立财政收入的一元线性回归模型，并解释斜率系数的经济含义； （2）若1998年国民生产总值为78017.8亿元，求1998年财政收入的预测值。 答案： （1）利用软件建立一元线性回归模型，运行结果如下： 根据运行结果可知： y=858.48+0.1000x t= (46.02) 2R =0.9916 F=2118 S.E=208.7 其中斜率系数为0.1000，表示国民生产总值（GNP ）与财政收入成正比，财政收入（x ）每增加一个单位，国民生产总值（y ）将增加0.1各单位。 （2）根据回归方程可知， 当x=78017.8时，y=858.48+0.1000 78017.8=78876.28 所以1998年的财政收入预测值为78876.3亿元。 2.15 表3是某类商品销售量Y 与该商品价格1X 和售后服务费用2X 的历史统计资料。 （1）建立Y 关于1X 和2X 的回归模型； （2）对所建立的模型进行统计检验； （3）解释模型估计结果的经济含义。 表3 时期 销售量（万件） 价格（元/件） 售后服务费（万元） 1 55 100 5.5 2 70 90 6.3 3 90 80 7.2 4 100 70 7.0 5 90 70 6.3 6 105 70 7.4 7 80 65 5.6 8 110 60 7.2 9 125 60 7.5 10 115 55 6.9 11 130 55 7.2 12 130 50 6.5 答案： （1）利用软件建立回归模型，运行结果如下： （a ）线性模型 中国经济增长影响因素实证分析 摘要：改革开放以来，我国的社会主义经济取得了突飞猛进的发展，经济增长速度更是举世瞩目。本文采用经济增长模型和多元线性回归分析方法对1980～2010年中国经济增长因素进行研究，分析了物质资本、劳动力、消费对国内生产总值的影响，建立计量模型，寻求这些变量与中国国民产出的数量关系，进行定量分析，对模型进行检验。 关键词：消费、投资、经济增长、劳动力，实证分析 一、文献综述 （一）经济增长理论 经济增长是指一个国家生产商品和劳务能力的扩大。在实际核算中，常以一国生产的商品和劳务总量的增加来表示，即以国民生产总值和国内生产总值的（GDP）的增长来计算。经济增长是经济学研究的永恒主题。 古典经济增长理论以社会财富的增长为中心，指出生产劳动是财富增长的源泉。现代经济增长理论认为知识、人力资本、技术进步是经济增长的主要因素。 （二）影响因素的分析 从古典增长理论到新增长理论，都重视物质资本和劳动的贡献。物质资本是指经济系统运行中实际投入的资本数量.然而，由于资本服务流量难以测度，在这里我们用全社会固定资产投资总额（亿元）来衡量物质资本。中国拥有全世界近1/4 的人口，为经济增长提供了丰富的劳动力资源。因此本文用总就业人数（万人）来衡量劳动力。居民消费需求也是经济增长的主导因素。 经济增长问题既受各国政府和居民的关注,也是经济学理论研究的一个重要方面。在1978—2008年的31中,我国经济年均增长率高达9.6%,综合国力大大增强,居民收入水平与生活水平不断提高,居民的消费需求的数量和质量有了很大的提高。但是,我国目前仍然面临消费需求不足问题。因此,研究消费需求对经济增长的影响,并对我国消费需求对经济增长的影响程度进行实证分析，可以更好的理解消费对我国经济增长的作用。 计量经济学论文 15130322 张佳伟 GDP与CPI和贷款总额的关系 摘要：众所周知，GDP作为一个比较有说服性的统计指标，可以在一定程度上反映一个国家的经济状况，今天我所要研究的，是GDP和居民消费指数和贷款总额之间的关系。改革开放以来，CPI 涨幅与GDP 增幅经历了几轮波动,1997年之前的几轮经济高增长,物价都出现了明显的高涨幅；1998-2008 GDP连续11 年保持两位数增长,但物价涨幅却保持低位运行,经济运行从高增长高物价向高增长低物价转变,反映了CPI涨幅与GDP 增速相关关系随着改革的深入发展发生了一些变化。另外，贷款总额既然作为一个经济指标，其对于国民生产总值的必然会存在一定的影响，至于这个影响程度的大小，如果要具体形象的反映出来，就必须要借助计量经济学的办法，去分析CPI和贷款额这两者对于国民生产总值GDP的影响。 通过计量经济学的手段可以知道，居民消费指数CPI对于国民生产总值GDP的影响要远远大于贷款总额对于国民生产总值的影响。 下面我们就通过计量经济学的办法对于他们三者之间的关系进行一个形象的测算和研究。 为了确定这三个变量之间的关系，决定运用eviews软件对相关的变量进行分析。确定最为合理的方程以及进行变量的显著性检验、异方差检验和多重共线性检验和自相关检验。（为了更加精确的进行变量之间关系数据的测算，使用了eviews8.0版本进行实证分析） 1、确定变量 我们确定“GDP ”为被解释变量，“CPI ”和“贷款总额”为解释变量。 2、建立模型 Y=0β+1βP+2βX+c （c 为随机扰动项） 3、数据处理 此为1992-2008年度的GDP 、CPI 以及贷款额的数据。 年度 GDP （Y ） 居民消费指数（P ） 贷款额（X ） 1992 26923.5 282 26322.9 1993 35333.9 305.8 32943.1 1994 48197.9 320 39976 1995 60793.7 345.1 50544.1 1996 71176.6 377.6 61156.6 1997 78973 394.6 74914.1 1998 84402.3 417.8 86524.1 1999 89677.1 452.3 93734.3 2000 99214.6 491 99371.1 2001 109655.2 521.2 112315 2002 120332.7 557.6 131294 2003 135822.8 596.9 158996 2004 159878.3 645.3 178198 2005 183217.4 698.2 194690 2006 211923.5 766.4 225347.2 2007 257305.6 849.9 261691 2008 300670 926.4 303468 （数据来自人民网） 4、建立多元回归线性模型 （1）建立工作文件：启动EViews ，点击File\New\Workfile ，在对话框“Workfile 中国外汇储备的计量模型 一个国家的中央银行和其他政府机构所掌握和能支配和外汇总额称为这个国家的外汇储备。而外汇则是指一国对外结算所使用的外国货币（外币现金）或以外国货币表示的支付凭证。这些凭证包括以外币支付的支票，汇票，期票，息票和其他有价证券，以及其他可在国外兑换的凭证。 外汇储备是我国国际储备的主要形式。我国外汇储备规模在1980年以后有了很大的增长，促进了宏观经济的稳定和发展。 一、我国外汇储备的规模变化 1978年以前，我国外汇储备年平均只有5亿美元左右，数量很少。国家实行的是封闭 经济条件下的计划经济，不倾向对外举债，也不吸引外资流入，对外贸易往来很少，外汇储备的积累非常有限。当时国家实行“量入为出，以收定支、收支平衡、略有节余”的外汇政策，所以，国家外汇结存只有很小的余额。 （1）1979——1993年外汇储备变化 这一时期外汇储备开始增长，由于宏观经济管理的失控，外汇储备出现了大起大落情况。1981年，外汇储备数量为27亿美圆。1983年，由于实行外汇留成制度和贸易外汇内部结算价，刺激了出口，使外汇储备增加较快，达到89亿。1985年后，经济出现过热现象，进猛增，出口增长放慢。1989年和1990年，为促进经济回升，国家曾两次下调人民币汇率，推动出口增长，同时资本流入继续平稳增长。到1991年外汇储备翻了两翻，从55.5亿美圆增加到217亿美圆。 （2）1994年外汇体制改革。 1994年，国家大幅度推进外汇体制改革，使外汇储备迅速增长。国际收支连年顺差， 外汇储备成倍增加。外汇储备从1993年的212亿美圆激增到1997年的1398亿美圆。这一点 也可从数据的变化中看出。 （3）总体分析 我国外汇储备的超常快速增加，在一定程度上也反映了现行汇率体制条件下，中央银行对外汇储备丧失实际控制权，外汇储备的快速增长具有明显的被动性。在1994年外汇体制改革前有很大部分外汇余额以留存形式存在，作为单位外汇存款。改革后，由于取消外汇留成，进出口用汇和收汇全部采用银行销售汇，同时国家对外汇指定银行的结算周转余额实行幅度比例管理，多余头寸，必须到中国外汇交易中心卖出，当外汇供大于求，央行就必须全部吃进多余外汇，这成为近年来我国外汇储备增长的一个明显特征。 二、我国合理的外汇储备量的数学模型 （1）中国外汇储备规模理论函数的前提假设 本文将使用多元回归与相关分析的计量方法建立我国外汇储备规模的函数，对我国外汇储备规模进行分析。回归法对储备规模的分析是根据以往的一些数据得出当时储备的变动模式，所以可假定过去时期内储备是适度的，而且储备的适度性在过去的变动趋势也适用于将来的情况。 （2）建立我国外汇储备规模函数应该考虑的变量 第一，进口水平。进口水平的提高，将导致储备持有额的下降，进口水平与外汇储备 - 1 - 我国税收增长的影响因素分析 摘要 本文是在参考了多个关于影响我国税收收入的主要观点的基础上，对影响我国自1988年至2007年的税收收入的主要因素进行实证分析。选取的自变量有国内生产总值、财政支出和零售商品物价水平。然后，收集了相关的数据，利用EVIEWS软件对计量模型进行了参数估计和检验，并加以修正。得出结论是国内生产总值、财政支出和零售商品物价水平三者均对我国税收收入有很大影响。 【关键词】：国内生产总值财政支出零售商品物价水平税收计量思考 一、研究的目的要求 税收是我国财政收入的基本因素,也影响着我国经济的发展。取得财政收入的手段有多种多样，如税收、发行货币、发行国债、收费、罚没等等，而税收则由政府征收，取自于民、用之于民。经济是税收的源泉，经济决定税收，而税收又反作用于经济，这是税收与经济的一般原理。这几年来，中国税收收入的快速增长甚至“超速增长”引起了人们的广泛关注。科学地对税收增长进行因素分析和预测分析非常重要，对研究我国税收增长规律，制定经济政策有着重要意义。。 改革开放以来，中国经济高速增长，1978-2008年的31年间，国内生产总值从3645.2亿元增长到314045亿元，一跃成为世界第二大经济体。随着经济体制改革的深化和经济的快速增长，中国的财政收支状况也发生了很大的变化，中央和地方的税收收入1978年为519.28亿元，到2008年已增长到54223.79亿元，31年间平均每年增长16.76%。税收作为财政收入的重要组成部分，在国民经济发展中扮演着不可或缺的角色。为了研究影响中国税收增长的主要原因，分析中央和地方税收收入的增长规律，以及预测中国税收未来的增长趋势，我们需要建立计量经济模型进行实证分析。 中国商品进口额模型研究 摘要:通过对中国商品进口额及其主要影响因素的数据分析，得到关于中国商品进口额的函数，并用计量经济学的方法，对模型进行检验，探究其增长的规律性，从而使商品进口额成为一个可预测的经济变量。 关键词:计量经济学模型多重共线性异方差性自相关性 一、研究意义 改革开放以来，随着经济的发展，人们生活水平的不断提高，人民日益增长的物质文化需要不断提高，中国的商品进口额发生了很大的变化，进口数额不断上升，从1985年的1257.8亿元到2007年的73284.6亿元。影响中国商品进口额的因素很多，这里选取教材课后练习中的数据，研究中国商品进口额和国民生产总值的数量关系，商品进口额与居民消费价格指数的数量关系，对于探究中国商品进口额增长的规律性，预测商品进口额的发展趋势具有重要意义。 二、因素分析及模型建立 1、因素分析 一国的商品进出口属于对外贸易的内容，一国对外贸易的发展情况对经济增长有着重要影响，影响对外贸易发展的因素有很多，从大的方面来说，主要是世界经济的发展情况和国内经济发展的冷热情况，还有就是一国的对外贸易政策的等因素。有研究显示，对外贸易对一国经济增长的影响主要是进口增长对经济增长有较大的促进作用。这里，对中国商品进口额的研究，主要选取国内生产总值和居民消费价格指数，国内生产总值和居民消费价格指数说明了一国的经济发展情况。经济的发展，居民的生活水平得到了提高，居民对国外商品的需求也增大，所以，对这两个因素对进口额的影响有一定的参考意义。 2、变量选取与模型建立 这里选取“中国商品进口额”为被解释变量，用Y表示，选“国内生产总值”、“居民消费价格指数”为解释变量，分别用X1、X2表示。所以，模型假定为 LnY=β0+β1㏑X1 +β2㏑X2 + μ 其中u为随机误差项。 下表为1985——2007年中国商品进口额、国内生产总值、居民你消费价格 计量经济学模型分析论文 工商101 我国城镇居民储蓄存款影响因素的实证分析 摘要：近年来,随着中国经济的飞速发展,一直保持在高水平上的中国储蓄率受到了越来越多国内外经济学家的关注。高储蓄率给我国经济发展带来充裕资金来源,是支持经济快速增长的重要因素。更为重要的是,源源不断的资金流保证了金融机构的流动性,增强了银行的稳定性。与此同时,也给我国经济发展带来前所未有的挑战，因为，过高的储蓄,必然伴随着投资或消费的不足。所以对影响居民储蓄的主要因素进行分析,才能在制定宏观政策上采取适当的措施,使储蓄率保持在一个适当的水平,促进经济增长。本文利用我国1982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。通过对该模型的经济含义分析可以得出可支配收入率对储蓄率的影响不大，还有利率对储蓄率的影响很小，值得注意的是，模型中的基尼系数对城镇居民的储蓄影响是相当大的。 引言(提出问题) 自1949年以来，中国储蓄率随着经济增长和收入水平提高呈不断上升趋势，因而高储蓄率也被认为是解释中国经济高速增长的一个主要因素。虽然高储蓄率总是会导致更高的收入及较高的经济增长率，但并非储蓄率越高越好，必然会存在一个最优的储蓄率。 据统计，我国近年来的实际ＧＤＰ平均每年增长９％左右，而资本的净边际产量即（MPK－δ），约为0.9%。我国的资本收益(MPK－δ)＝每年0.9％，大大低于经济的平均增长率（ｎ＋ｇ＝9％）。可见，我国的资本存量已经远远超过了黄金律水平。也就是说，当前我国的储蓄率和投资水平已经偏高，而消费率则偏低。所以我们应该降低储蓄率，减少投资，把收入的更大份额用于消费，这样就会立即提高消费水平，并最终达到更高消费水平的稳定状态。 那应该如何降低我国的储蓄率呢？下面我们将以城镇居民的数据为例进行分析。 E7.2 E7.3 E7.4 -------------------------------------------- (1) (2) ahe ahe -------------------------------------------- age 0.605*** 0.585*** (15.02) (16.02) female -3.664*** (-17.65) bachelor 8.083*** (38.00) _cons 1.082 -0.636 (0.93) (-0.59) （表2）Robust ci in parentheses *** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1 -------------------------------------------- N 7711 7711 -------------------------------------------- t statistics in parentheses * p<0.10, ** p<0.05, *** p<0.01 (表1) （1） 建立ahe 对age 的回归。截距估计值是1.082，斜率估计值是0.605。 （2） ①建立ahe 对age ，female 和bachelor 的回归。Age 对收入的效应的估计值是0.585。 ② age 回归系数的95%置信区间： (0.514，0.657) （3） 设H 0:βa,（2）-βa,（1）=0 H1:βa,（2）-βa （1）≠0 由表3，得SE ，SE(βa,（2）-βa,（1）)=√（0.0403）2+(0.0365)2=0.054 t=（0.605-0.585）/0.054=0.37<1.96 所以不拒绝原假设，即在5%显著水平下age 对ahe 的效应估计没有显著差异，所以（1）中的回归没有遭遇遗漏变量偏差。 （4） B ob’s predicted ahe=0.585×26-3.664×0+8.083×0-0.636=＄14.574 Alexis ’s predicted ahe=0.585×30-3.664×1+8.083×1-0.636=＄21.333 VARIABLES ahe age 0.585*** (0.514 - 0.657) female -3.664*** (-4.071 - -3.257) bachelor 8.083*** (7.666 - 8.500) Constant -0.636 (-2.759 - 1.487) Observations 7,711 R-squared 0.200 我国限额以上餐饮企业营业额的 影响因素分析 班级： 姓名： 学号： 指导老师： 我国限额以上餐饮企业营业额的影响因素分析 摘要：本文收集了1999—2009共11年的相关数据，选取餐饮企业的数量、城镇居民人均年消费性支出、全国城镇人口数以及公路里程数作为解释变量构建模型，对我国限额以上餐饮企业营业额的影响因素进行分析。并利用Eviews软件对模型进行参数估计和检验，且加以修正，最后根据模型的最终结果进行经济意义分析，然后提出自己的看法。 关键词：餐饮企业营业额、影响因素、计量分析 一、研究背景 近十年来，投资者进入餐饮企业的数量一直持递增趋势。在他们进入一个行业之前，势必要对该行业的营业额、营业利润等进行估计，当这些因素的估计值能够达到他们的预期的时候，他们才会对其进行投资。由于餐饮企业的营业额是影响投资者是否进入餐饮业的一个重要因素，那么对于我国餐饮企业的营业额问题的深入研究就相当的有必要，这有助于投资者作出合理的决策。下面即进行了对我国限额以上餐饮企业营业额的计量模型研究。 二、变量的选取 影响餐饮企业营业额的因素有很多，包括餐饮企业的数量、营业面积、从业人员、城镇居民人均年消费性支出、全国城镇人口数、餐饮企业的平均价格水平及公路里程数（表示交通状况），但综合考虑后，选取了其中的一部分变量（企业数、城镇居民人均年消费性支出、全国城镇人口数、公路里程数）进行研究，并对各个变量对餐饮企业营业额的影响进行预测。 1.企业数 本文认为餐饮企业营业额与餐饮企业的数量有关，并预测两者之间呈正相关2. 城镇居民人均年消费性支出 本文认为餐饮企业营业额与城镇居民人均年消费性支出有关，并预测两者之间呈正相关 3. 全国城镇人口数 本文认为餐饮企业营业额与全国城镇人口数有关，并预测两者之间呈正相关4. 公路里程数 本文认为餐饮企业营业额与公路里程数有关，并预测两者之间呈正相关三、相关数据：其中营业额（单位：亿元），企业数（单位：个），人均年消费性 支出（单位：元），全国城镇人口数（单位：万人），公路里程数（单位：万公里） 年度 营业额 （Y）企业数（x1） 人均年消费性 支出(x2) 全国城镇人口 数（x3） 公路里程 数（x4） 1999351955932664615.9143748135.2 200040524453508499845906140.3 2001489894341325309.0148064169.8 2002624247150216029.8850212176.5 2003747000059356510.9452376181 200411605000100677182.154283187.1 20051260200099227942.8856212334.5 计量经济学论文参考题目 本文由论金台论文站工作室整理提供。 中国城镇居民2013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 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 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 江苏省居民消费函数模型 江苏省城镇居民消费模型 江苏省镇居民消费函数模型 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 影响江苏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 江苏省城市居民消费函数模型分析 店铺租金的确定 对江苏省房地产市场的实证考察 固定资产投资对江苏省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 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 影响GDP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 江苏省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 对江苏省种植业收入模型的初步探索 计量经济学消费——收入模型分析 城镇居民消费水平影响因素浅析 江苏省人力资本存量的现状分析 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 课程论文 题目分析我国城镇居民消费支出对GDP的影响学院数学与统计学院 专业经济统计学 班级2013级经济统计一班 学生姓名 指导教师孙荣 职称副教授 2015 年12 月24 日 重庆工商大学课程论文成绩评定表 指导教师评定成绩： 指导教师签名： 年月日 分析城镇居民消费支出对GDP的影响 [摘要]：为了更深入地研究居民消费对GDP的影响，而不是仅仅笼统的了解居民消费对GDP有影响,本文从居民消费用途分类对GDP影响进行分析，。文章指出应该从消费用途方面分析居民消费对GDP的影响。政府可以根据此分析结果对居民消费结构进行调整，提高GDP，促进经济发展。 [关键字]：GDP 消费用途城镇居民消费支出 引言 （一）研究背景 拉动经济发展的“三驾马车”是：消费，投资，进出口。在中国，存在其他国家都不能相比的巨大的消费市场。大家都知道，因为人多。大多数研究在分析居民消费对GDP的影响时，仅仅分析表面，并没有对消费进行彻底的分析。内需才是提高GDP切实可行之路，所以本文将居民消费按照用途分类，更深入的研究消费中各种用途对GDP的影响。这样能够更加清晰的理解居民消费对GDP的具体影响，给政府提高国内生产总值提供参考性建议。同时还可以根据本文分析结果对居民消费结构进行适当的调整，了解居民消费需求，实现供求平衡，拉动经济的增长。 （二）理论依据 根据支出法计算国内生产总值，GDP=最终消费支出+资本形成总额+货物净出口，其中的最终消费支出=居民个人消费支出+社会公共消费支出，本文将居民消费支出按照户口分为城镇居民消费支出与农村居民消费支出，进而再继续分类，按照用途分类，将居民消费支出分为八大类，分别是食品、衣着、家庭设备用品及维修服务、医疗保健、交通通信、文娱教育及服务、居住、其他商品和服务。本文根据这八类居民消费分类对GDP的影响进行深入研究。（三）研究意义 将消费按照用途分类，能够深入的了解到每一类型的消费需求对GDP的影响，用Eviews 软件进行定量分析之后，我们就能够更具体的了解到居民消费对GDP的影响，对政府进行消费结构调整能够提供有价值的建议，或者对于提高内需，拉动经济增长，能够提供可靠性的依据，不在只是依赖定性分析进行决策，而是利用更加科学可靠的定量分析进行相关决策。 一、居民消费对国内生产总值的影响 居民消费支出可以看做是消费需求一部分，消费需求的增长对经济增长的拉动作用，可以从两方面进行分析：（1）消费需求弹性分析。消费需求弹性系数是一个较为具体的地反应需求对经济增长的影响或制约性分析指标。它是经济增长率与消费需求增长率之比，说明需求没增长1个百分点能够带动经济增长比例关系。（2）消费需求贡献分析。从市场消费需求增长变化对经济增长的实际效果来分析，消费需求在多大的程度上推动了经济增长。 二、深入分析居民消费对国内生产总值的影响 本文利用Eviews软件深入分析居民消费对国内生产总值的影响。将居民消费按照八个分 计量经济学论文范文 https://www.doczj.com/doc/0215300783.html,/ 摘要:计量经济学在经济学科中占据重要的地位,计量经济学方法为现代西方经济学的科学化作出了突出贡献。随着自然科学的发展和人们对经济系统复杂性认识的深入,现代计量经济学内容和方法也在不断地发展。我们介绍计量经济学的产生、发展以及它所研究的几个主要方面和方法,以促进计量经济学的普及推广和学习研究。 关键词:计量经济学;统计检验;预测分析;参数估计 计量经济学(ECONOMETRICS),亦称经济计量学。传统的经济学是研究经济变量之间关系的科学,计量经济学则是研究如何度量这些关系的科学。当代科学发展的特点,第一就是数学化,从定性研究到定量描述以认识事物的本质,是科学发展的一般规律。马克思说过,一种科学只有在成功地运用数学时,才算达到了真正完善的地步。第二是互相渗透,计量经济学正是传统的经济学数学化和几门科学互相渗透的结果。 一现代计量经济学的本质及其产生发展的过程 1.计量经济学本质 所谓计量经济学,是以数理统计为基础,数学方法为手段,经济理论为指导,考察现代社会中的各种经济的数量关系,预测经济发展趋势,是检验经济政策效果的工具。在资本主义国家,经济理论当然是指资产阶级经济理论,其中占显著地位的是凯恩斯的经济理论。而统计学则主要是指数理统计,数理统计作为认识社会的一种科学方法在很多领域广为应用,电子计算机作为一种高效逻辑运算工具,越来越广泛地应用于统计资料的收集、整理与分析。至于数学模型,其实就是用来反映客观实际的数学方程式。不过,计量经济学中的数学模型,更多的是联立方程组,而不是单个方程式,并且一般是以概率模型出现的。挪威经济学家,计量经济学的始祖弗瑞希在1933年的计量经济学》》杂志创刊号社论中有这样一段话:“用数学方法探讨经济学可以从好几个方面着手,但任何一个方面都不能与计量经济学混为一谈。因此,计量经济学与经济统计学决非一码事。它也不同于我们所说的一般经济理论,尽管经济理论大部分都具有一定的数量特征。计量经济学也不应视为数学应用于经济学的同义语。经济表明,统计学、经济理论和数学这三种观点对真正了解现代经济生活中数量关系来说,每一种观 计量经济学论文影响粮食产量的因素分析 ：易士桢 班级：金融1502 学号：20153035 影响粮食产量的因素分析 我国土地资源稀缺，人口多而粮食需求量大，因此粮食产量的稳定增长，直接影响着人民生活和社会的稳定与发展。 本文严格按照计量经济分析方法,以1996-2015年中国粮食产量及其重要因素的时间序列数据为样本,对影响中国粮食生产的多种因素进行了分析。 一、模型的建立 以Y i=粮食产量、X1=粮食播种面积、X2=农用化肥施用量、 X3=农用机械总动力、 X4=农、林、牧、渔业劳动力、 X5=耕地灌溉面积，设定Y i=c+β1X1i+β2X2i+β3X3i+β4X4i+β5X5i+u i 理论模型。 由经济规律知β1、β2、β3、β4、β5都应大于零。 二、数据的收集（资料来源于中国各年统计年鉴） 三、模型的参数估计 利用Eviews8得到结果如下： Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 06/01/17 Time: 20:10 Sample: 1996 2015 Included observations: 20 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -66773.87 37106.01 -1.799543 0.0935 X1 0.790068 0.119139 6.631499 0.0000 X2 1.768843 8.059923 0.219462 0.8295 X3 -0.028692 0.338671 -0.084720 0.9337 X4 -0.087017 0.051349 -1.694614 0.1123 X5 0.477765 0.663745 0.719802 0.4835 R-squared 0.976250 Mean dependent var 51861.43 Adjusted R-squared 0.967768 S.D. dependent var 5548.066 S.E. of regression 996.0571 Akaike info criterion 16.88881 Sum squared resid 13889816 Schwarz criterion 17.18753 Log likelihood -162.8881 Hannan-Quinn criter. 16.94712 F-statistic 115.0958 Durbin-Watson stat 1.811852 Prob(F-statistic) 0.000000 由此数据看出，可决系数和修正可决系数为0.976250和0.967768，F的检验值为115.0958，明显显著，拟合效果还可以。但当a=0.05时，t a/2(n-k-1)=2.1448，说明X2与X5的t检验 不显著，而且X3与X4系数的符号与经济解释相反，可能存在多重共线性。 四、模型的检验 （一）Ⅰ、检验多重共线性（利用相关系数矩阵法） Covariance Analysis: Ordinary Date: 06/01/17 Time: 20:27 Sample: 1996 2015 Included observations: 20 Covariance 计量经济学论文影响粮食产量的因素分析 姓名：易士桢 班级：金融1502 学号： 影响粮食产量的因素分析 我国土地资源稀缺，人口多而粮食需求量大，因此粮食产量的稳定增长，直接影响着人民生活和社会的稳定与发展。 本文严格按照计量经济分析方法,以1996-2015年中国粮食产量及其重要因素的时间序列数据为样本,对影响中国粮食生产的多种因素进行了分析。 一、模型的建立 以Y i=粮食产量、X1=粮食播种面积、X2=农用化肥施用量、 X3=农用机械总动力、 X4=农、林、牧、渔业劳动力、 X5=耕地灌溉面积，设定Y i=c+β1X1i+β2X2i+β3X3i+β4X4i+β5X5i+u i 理论模型。 由经济规律知β1、β2、β3、β4、β5都应大于零。 二、数据的收集（资料来源于中国各年统计年鉴） 三、模型的参数估计 利用Eviews8得到结果如下： Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 06/01/17 Time: 20:10 Sample: 1996 2015 Included observations: 20 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.?? C X1 X2 X3 X4 X5 R-squared ????Mean dependent var Adjusted R-squared ????. dependent var . of regression ????Akaike info criterion Sum squared resid ????Schwarz criterion Log likelihood ????Hannan-Quinn criter. F-statistic ????Durbin-Watson stat Prob(F-statistic) 由此数据看出，可决系数和修正可决系数为和，F的检验值为，明显显着，拟合效果还可以。但当a=时，t a/2(n-k-1)=，说明X2与X5的t检验不显着，而且X3与X4系数的符号与经济解释相反，可能存在多重共线性。 四、模型的检验 （一）Ⅰ、检验多重共线性（利用相关系数矩阵法） Covariance Analysis: Ordinary Date: 06/01/17 Time: 20:27 Sample: 1996 2015 Included observations: 20 Covariance Chapter 9. Assessing Studies Based on Multiple Regression 9.1 Internal and External Validity Multiple regression has some key virtues: ?It provides an estimate of the effect on Y of arbitrary changes ΔX. ?It resolves the problem of omitted variable bias, if an omitted variable can be measured and included. ?It can handle nonlinear relations (effects that vary with the X’s) Still, OLS might yield a biased estimator of the true causal effect. A Framework for Assessing Statistical Studies Internal and External Validity ?Internal validity: The statistical inferences about causal effects are valid for the population being studied. ?External validity: The statistical inferences can be generalized from the population and setting studied to other populations and settings, where the “setting” refers to the legal, policy, and physical environment and related salient features. 计量经济学论文 (优选15篇) 【导语】计量经济学论文 (优选15篇)由***会员“eierstrass”整理投稿精心推荐，希望对你的学习工作能带来参考借鉴作用。 【目录】篇1：计量经济学论文篇2：计量经济学论文篇3：计量经济学论文篇4：计量经济学论文篇5：计量经济学论文篇6：计量经济学论文篇7：计量经济学论文篇8：计量经济学论文篇9：计量经济学论文篇10：计量经济学论文篇11：计量经济学论文篇12：计量经济学论文篇13：计量经济学论文篇14：计量经济学论文篇15：计量经济学论文【正文】篇1：计量经济学论文 计量经济学含义与性质研究 摘要：计量经济学表示经济学和数学以及统计学的有机统一。透过经济学与数学以及统计学的有机统一，以实现经济问题理论定量与经验定量相统一的目标。计量经济学的目的在于使现有的经济领域的研究方法变得更加科学化。计量经济学是经济学的重要分支学科。能够说计量经济学是经济学的独特一面。计量经济学科学性的标志在于其严谨的数学方法逻辑性和正确指向性的统计推断。计量经济学也具有不精确性。在计量经济学的科学性和不精确性之外还有其局限性。计量经济学的未来还需我们共同努力。 关键词：计量经济学；定义；科学性；不精确性；局限性 一、计量经济学的含义 1.计量经济学的早期含义 在17世纪时期，计量经济学第一次在戴夫南特和金的研究中出现，但当时，计量经济学这个专业术语并未出现，直到挪威的一位名叫弗里希的经济学家在其发表的论文中提出了计量经济学的概念。计量经济学表示经济学和数学以及统计学的有机统一。在研究中发此刻统计学和数学以及经济学的相互关系中存在着一种规律，发现这个发现的发现者将其命名为计量经济学。计量经济学是对理论政治以及纯经济学的主观抽象法则进行试验和数据检验并由此来将纯经济学最大化的成为严格好处上的科学。1933年，计量经济学会将计量经济学定义为：透过经济学与数学以及统计学的有机统一，以实现经济问题理论定量与经验定量相统一的目标。这个定义表现了计量经济学是由统计学数学以及经济学共同组成的，缺一不可。我们不能简单地理解为是数学在经济理论领域的应用，也不能笼统得以为是经济理论问题的简单统计，只有将三者构建在一齐才能发挥出特定的效力。 2.计量经济学的现代含义 由于计量经济学的早期目的在于科学化经济理论研究，因此在随后的经济理论研究方法的不断拓展完善中，计量经济学的含义也随之发生了改变。其定义变的更加具体也更加具有内涵。第一种定义认为：“计量经济学是利用统计学和数学的方法来分析经济学理论数据，将经济学的经验理论包含在内一齐分析，透过分析来证明经济理论的正确与否。”第二种定义认为：“计量经济学的目标是建立经济模型来分析经济学中的变量之间的相互关系。透过模型来确定当一个变量发生变化时对其他变量会造成多大影响。使用数学和统计学的方法工具来解决发生在经济和社会中的变量变化问题，并引导人们对此类问题分析和了解并解决。小结：发展至今，计量经济学已经成为经济学的重要分支学科，但其基础和目标并未有多大改变。还是将经济学和数学以及统计学三者合一共同解决和推断经济理论假设的实证研究。不管是哪一门学科都可分为理论和应用两个方面。因此，计量经 计量经济学课程论文选题 1、××国居民消费与可支配收入关系的实证分析 2、××年~××年中国失业多因素分析 3、××省城市居民消费函数模型分析 4、××省城乡居民储蓄存款的计量模型分析 5、××省城镇居民消费模型分析 6、××省就业状况对经济发展的影响分析 7、××省就业状况计量及经济分析 8、××省居民消费函数模型 9、××省居民消费结构计量分析 10、××省居民消费水平的多因素分析 11、××省农业生产函数建立与分析 12、××省人力资本存量的现状分析 13、××省镇居民消费函数模型 14、2005年~2015年中国失业多因素分析 15、2005-2015年国际金融危机传播的空间计量经济学分析 16、220kV变压器全寿命周期成本建模方法研究 17、影响上市公司高管薪酬的企业因素实证分析 18、中国期货市场与相关市场价格关系的实证研究 19、AIC准则及其在计量经济学中的应用研究 20、CM公司国际漫游语音业务发展影响因素的实证研究 21、FDI对中国经济增长的影响 22、FDI溢出效应 23、GDP与进出口总额的计量分析 24、GIS与空间计量经济学功能集成 25、GMDH与回归分析的结合研究 26、Johansen协整检验中DGP误设的研究与应用 27、PTA与石油价格 28、PVC与石油价格 29、XX省居民消费水平的多因素分析 30、白糖期货价格与现货 31、半参数变系数分位数回归模型及其两阶段估计 32、贝宁的本地大米供给分析 33、贝叶斯计量经济学建模与经典学派比较研究 34、玻璃产量与房地产的关系研究 35、不同程度通货膨胀下消费与收入的关系 36、财政支农与中国农业产出及增长的关系分析 37、参数、非参数GARCH模型与半参数GARCH模型的比较研究 38、餐饮业区域市场潜力的影响因素分析 39、城市化动力机制的微观计量分析 40、城市住房均衡价格供求模型计量经济学论文12篇
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