计量经济学论文能源消费影响因素

呵呵 我可以帮你 【摘要】本文旨在对1999我国城镇年人均收入变动对年人均各种消费变动的影响进行实证分析。首先，我们综合了几种关于收入和消费的主要理论观点；进而我们建立了理论模型。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。最后，我们对所得的分析结果作了经济意义的分析，并相应提出一些政策建议。一．问题的提出随着市场经济的稳定繁荣和改革开放的深入发展，我国人均生活水平有了大幅度提高，其主要表现在人均可支配收入的增长。联系我国“九五”期间的情况看，政府为加快经济发展所使用的扩张性财政政策收效明显，各种金融资产的利率也多次下调，其结果使大量储蓄直接转化为投资，将后期消费转化为当期消费，大大激活了商品市场，使其流动性增强。投资的增加促使了商品的多元化快速发展。90年代中期以来,短缺经济现象在我国基本消失,价格机制在资源配置中开始发挥基础性调节作用,市场供不应求的商品已很少见,供过于求的商品不断增加,价格开始出现持续下降。我国城镇居民收入高,消费量大,商品化程度高,其消费对农村居民有一定的示范作用,在消费结构的研究中占有重要的地位,因而研究分析城镇居民消费结构及特征,对拓宽消费品市场渠道,确定经济发展战略,适时调整和正确引导居民消费方向,促进经济增长具有重大意义。与此同时，改革开放以来的经济在从计划向市场转型的过程中，人民的消费水平、结构都发生了很大变化。在90年代后期我国更是首次出现了有效需求严重不足的状况，影响我国消费的因素就更成了一个热点问题。针对这种现象，本文收集了我国“九五”期间首年和末年各省、市、自治区的相关截面数据，并加以实证分析及比较对比分析，分析我国“九五”政策对我国经济发展的影响。二．经济理论陈述<一>.西方经济学中关于消费与收入决定关系的有关理论假说（一）凯恩斯绝对收入假说对于 有（1） ，即 会随收入的而增长 ，但其增量小于收入增量。（2） ，即 由 可知 有 ，即收入的平均消费倾向递减。绝对收入假说下的消费函数通常采用线性形式 ， 此时 ，函数 符合假说 和 （二）杜森贝利相对收入假说1．由于消费的示范效应，消费支出不仅受消费者自身收入影响，而且受他人消费支出和收入影响。2．由于消费的棘轮效应，消费支出不仅受消费者当前收入影响，而且受他过去收入和消费支出影响，尤其受具高峰时期收入和消费支出影响。即 表示过去最高消费水平，对 有 其中 表示过去最高收入水平。（三）弗里德曼持久性收入假说该假说把收入 分解为持久性收入 和暂时性收入 ，把 分解为持久性消费 和暂时性消费 ，有 ， 假定：1．从而 2． ，其中 ， 是由利息率 ，消费者非人力资本财富 其他因素 决定的，认为 通常是相对稳定的常数。3. 与 ， 与 ， 与 不相关，即 ， ， ，从而 ，因此 ，进而有 。所以：消费函数 不清 ，在假设 下，函数形式 成为弗里德曼持久性收入假说消费函数的修正形成或弱形式。〈二〉.有关消费结构对居民消费影响的理论（一）消费结构是消费者为满足不同方面的需要，用于不同方面的消费支出在总消费支出中所占的比例关系。它是居民消费行为的重要内容。消费结构根本上说是由生产力发展水平决定的同时，又反过来对生产力发展水平产生重要影响。研究居民消费结构，对于正确引导消费，实现消费结构合理化，为产业结构调整提供理论依据，以促进经济发展有重要意义。西方经济学家对消费支出的分类，一般有以下3种，（1） 按吃、穿、住、用划分；（2） 按消费对象基本属性划分，分为非耐用消费品、耐用消费品、劳务（3） 按消费的社会功能分为生理消费和社会消费。消费结构变化取决于多方面因素，其中志决定作用的是人均收入水平。恩格尔定律揭示了两者的关系，用恩格尔系数= ，作为衡量个人家庭消费结构，以至一国居民消费结构变化的指标，也成为衡量富国、穷国的标准，一般也随着收入的增加，恩系趋于下降。（二）从整个人类社会发展过程看，消费结构变化一般规律可概括为四个转化（1）从自给性消费为主的消费结构向商品性消费结构转化。（2）在商品性消费结构中，吃为主的消费结构向穿用为主的消费结构转化。还有好多穿不上来 加我qq 532657535请采纳。

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。

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