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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 1980 1981 1982 1983 1984 1985 1986 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 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 X1 X2 X3 X4 R-squared Mean dependent var Adjusted R-squared . dependent var . of regression Akaike info criterion Sum squared resid Schwarz criterion Log likelihood F-statistic Durbin-Watson stat Prob(F-statistic) 根据以上结果，初步得出的模型为 Y= +. 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=， 2值为，模型的拟合情况较好。F检验的值为，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 X1 X2 X4 R-squared Mean dependent var Adjusted R-squared . dependent var . of regression Akaike info criterion Sum squared resid Schwarz criterion Log likelihood F-statistic Durbin-Watson stat Prob(F-statistic) 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= 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 Probability Obs*R-squared Probability Obs*R-squared的计算结果是，，由于选用的没有交叉乘积项的方式，所以自由度为7，在的显著水平下，查表得 （7）=〉，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，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 =，查D-W表得，d = =,这时有d 计量经济学课程论文小组成员：组长：指导教师：日期：2010/年5月27日2006年我国各城市的GDP变动的多因素分析摘要：本文主要通过对各城市同一时期的GDP进行多因素分析，建立以各城市同一时期的GDP为被解释变量，以其它可量化横截面数据作为解释变量建立多元线性回归模型，从而对各城市同一时期的GDP进行数量化分析。关键词：GDPY(亿元）多因素分析模型计量经济学检验一、引言部分GDP（国内生产总值）指一个国家（或地区）所有常住单位在一定时期内生产活动的最终成果，从价值形态看，它是所有常住单位在一定时期内生产的全部货物和服务价值超过同期中间投入的全部非固定资产货物和服务价值的差额，即所有常住单位的增加值之和。GDP在创造的同时也被相应的生产要素分走了，主要体现为劳动报酬和利润。在现代社会政府还要以税收的形式拿走一部分GDP。本文主要研究就业人数L（万人）、各地区资本形成总额K(亿元）剔除价格影响因素即商品零售价格指数P（上年=100）之后对各城市同一时期的GDP的影响。二、文献综述注：2006年各城市同一时期的GDP总量的数据来源于《中国统计年鉴2007》；2006年就业人数L（万人）的数据来源于《中国统计年鉴2007》；2006年资本形成总额K(亿元）的数据来源于《中国统计年鉴2007》,本表按2006年价格计算；2006年商品零售价格指数P（上年=100）的数据来源于《中国统计年鉴2007》；三、研究目的通过研究各个城市在同一时期的GDP建立以各城市同一时期的GDP为被解释变量，以其它可量化横截面数据作为解释变量建立多元线性回归模型，从而对各城市同一时期的GDP进行数量化分析。掌握建立多元回归模型和比较、筛选模型的方法。四、实验内容根据生产函数理论，生产函数的基本形式为:。其中，L、K分别为产出GDP的过程中投入的劳动与资金,本文未考虑时间变量即技术进步的影响。上表列出了我国2006年我国各个城市的GDP的有关统计资料；其中产出Y为各城市同一时期的GDP（可比价），L、K分别为2006年年末职工人数和各地区资本形成总额（可比价）。五、建立模型并进行模型的参数估计、检验及修正（一）我们先建立Y1与L的关系模型：其中，Y1——各个城市在同一时期的实际GDP(亿元)L——2006年年末职工人数（万人）模型的参数估计及其经济意义、统计推断的检验利用EVIEWS软件，经回归分析，作出Y1与L的散点图如下：利用EVIEWS软件，用OLS方法估计得：DependentVariable:Y1Method:LeastSquaresDate:05/27/10Time:14:45Sample:136Includedobservations:(F-statistic)可见，L的t值显著，且系数符合经济意义。从经济意义上讲，劳动每增加一单位，都可以使实际GDP相应增加，这在一定条件下可以实现。另外，修正可决系数为，F值为，明显通过了F检验。且L的P检验值为0，小于,所以通过了P值检验（二）建立Y1与K1的关系模型：其中，Y1——各个城市在同一时期的实际GDP(亿元)K1——各地区资本形成总额(实际投入额)（亿元）模型的参数估计及其经济意义、统计推断的检验利用EVIEWS软件，经回归分析，作出Y1与K1的散点图如下：利用EVIEWS软件，用OLS方法估计得：DependentVariable:Y1Method:LeastSquaresDate:05/27/10Time:17:16Sample:136Includedobservations:(F-statistic)可见，K1的t值显著，且系数符合经济意义。从经济意义上讲，资本每增加一单位，都可以使实际GDP相应增加，这在一定条件下可以实现。另外，修正可决系数为，F值为，明显通过了F检验。且K1的P检验值为0，小于,所以通过了P值检验通过两个模型的可绝系数、调整可决系数、T检验、F检验、P值检验的比较，明显的，Y1与K1的关系模型优于Y1与L的关系模型。因此，在以Y1与K1的关系模型为基础模型的条件下，建立二元关系模型。（三）建立Y1与K1和L的二元关系模型其中，Y1——各个城市在同一时期的实际GDP(亿元)K1——各地区资本形成总额(实际投入额)（亿元）L——2006年年末职工人数（万人）利用EVIEWS软件，用OLS方法估计得DependentVariable:Y1Method:LeastSquaresDate:05/27/10Time:17:23Sample:136Includedobservations:(F-statistic)可见，K1和L的t值显著，且系数符合经济意义。从经济意义上讲，资本每增加一单位，都可以使实际GDP相应增加。另外，修正可决系数为，F值为，明显通过了F检验。且K1和L的P检验值为0，均小于,所以通过了P值检验。通过两个模型的可绝系数、调整可决系数、T检验、F检验、P值检验的比较，明显的，Y1与K1和L的关系模型优于Y1与K1的关系模型。因此，建立二元关系模型更符合实际经济情况。（四）建立非线性回归模型——C-D生产函数。C-D生产函数为：，对于此类非线性函数，可以采用以下两种方式建立模型。方式1：转化成线性模型进行估计；在模型两端同时取对数，得：在EViews软件的命令窗口中依次键入以下命令：GENRLNY1=log（Y1）GENRLNL=log（L）GENRLNK1=log（K1）LSLNY1CLNLLNK1则估计结果如图所示。DependentVariable:LNY1Method:LeastSquaresDate:05/27/10Time:17:29Sample:136Includedobservations:(F-statistic)可见，K1和L的t值显著，且系数符合经济意义。从经济意义上讲，资本每增加一单位，都可以使实际GDP相应增加。另外，修正可决系数为，F值为，明显通过了F检验。且K1和L的P检验值为0，均小于,所以通过了P值检验。通过对以上模型的可决系数、调整可决系数、F检验的比较，明显的，该模型最优。因此，选用该模型为以各城市同一时期的GDP为被解释变量，以其它可量化横截面数据作为解释变量建立的最优多元线性回归模型。六、总结综上所述，我们采用截面数据拟合的模型成功的反映各城市同一时期的GDPY1与就业人数L（万人）和各地区剔除价格影响因素即商品零售价格指数P（上年=100）的资本形成总额K1(亿元）间的数量关系，是一个成功的模型。从模型中看出，各城市同一时期的GDPY1与就业人数L（万人）和各地区剔除价格影响因素即商品零售价格指数P（上年=100）的资本形成总额K1(亿元）有非常密切的关系，与柯布-道格拉斯（C-D）生产函数密切吻合，验证了柯布-道格拉斯（C-D）生产函数的正确。参考文献：1、《国民经济核算——国家统计年鉴2007》2、《价格指数——国家统计年鉴2007》3、《中国国内生产总值核算》,作者：许宪春编著， 计量经济学论文可以研究的问题有多种，期中比较简单的就是根据数据，建立方程，研究变量之间的关系，主要运用的工具就是计量经济学的初等知识和Eviews软件，思路、要求和注意事项我觉得这么说对你的帮助不大，所以给你一篇我的论文做参考，也许对你有帮助，如果你觉得看的不是很明白的话，可以再留言给我，我把什么思路等告诉你。计量经济学期末实验报告实验名称：大中城市城镇居民人均消费支出与其影响因素的分析姓 名：学 号：班 级： （）级统计学系（）班指导教师：时 间：（上面是论文封皮）23个城市城镇居民人均消费支出与其影响因素的分析（题目）一、 经济理论背景近几年来，中国经济保持了快速发展势头，投资、出口、消费形成了拉动经济发展的“三架马车”，这已为各界所取得共识。通过建立计量模型，运用计量分析方法对影响城镇居民人均消费支出的各因素进行相关分析，找出其中关键影响因素，以为政策制定者提供一定参考，最终促使消费需求这架“马车”能成为引领中国经济健康、快速、持续发展的基石。二、 有关人均消费支出及其影响因素的理论我们主要从以下几个方面分析我国居民消费支出的影响因素：①、居民未来支出预期上升，影响了居民即期消费的增长居民的被动储蓄直接导致购买力的巨大分流, 从而减弱对消费品的即期需求，严重地影响了居民即期消费的增长，进而导致有效需求的不足，最终导致经济增长的乏力。90年代末期以来，我国的医疗、养老、失业保险、教育等一系列改革措施集中出台，原有的体制被打破，而新的体制尚未建立健全，因此目前的医疗、养老、失业保险、教育体制对居民个人支出的压力较大，而且基本上都是硬性支出，支出的不确定性也很大，导致居民目前对未来支出预期的上升。②、商品供求结构性矛盾依然突出从消费结构上看，我国消费品市场已发生了新的根本性变化：居民低层次消费已近饱和，而更高水平的消费又未达到。改革开放20多年来，城乡居民经过了一个中档耐用消费品的普及阶段后，目前老百姓的收入消费还不足以形成一个新的、以高档产品为内容的主导性消费热点，如轿车、住房等还远不能纳入大多数人的消费主流，居民现有的购买力不能形成推动主导消费品升级的动力。③、物价总水平持续在低水平运行，通货紧缩的压力较大，不利于消费的增长加入WTO之后，随着关税的降低和进口规模的扩大，国外产品对我国市场的冲击将进一步加大，国际价格紧缩对国内价格变化将产生负面影响。物价的持续下降，不利于居民的消费增长。因为从居民的消费心理上看，买涨不买降是居民购物的习惯心理。由于居民对物价有进一步下降的预期，因此往往推迟消费，不利于居民消费的增长。另外，从统计上分析，由于物价的下降，名义消费增长往往低于实际消费的增长，这在一定程度上也不利于消费增长幅度的提高。④、我国现阶段没有形成大的消费热点，难以带动消费的快速增长经过近几年的培育和发展，我国目前已经形成了住房消费、居民汽车消费、通信及电子产品的消费、节假日消费及旅游消费等一些消费亮点，可以促进消费的稳定增长，但始终未能形成大的消费热点，因此不能带动消费的高速增长。三、 相关数据收集相关数据均来源于2006年《中国统计年鉴》：23个大中城市城镇居民家庭基本情况（表格）地区 平均每户就业人口（人） 平均每一就业者负担人数（人） 平均每人实际月收入（元） 人均可支配收入（元） 人均消费支出（元）北京 天津 石家庄 太原 呼和浩特 沈阳 大连 长春 哈尔滨 上海 南京 杭州 宁波 合肥 福州 厦门 南昌 济南 青岛 郑州 武汉 长沙 广州 四、 模型的建立根据数据，我们建立多元线性回归方程的一般模型为：其中：——人均消费支出——常数项——回归方程的参数——平均每户就业人口数——平均每一就业者负担人口数——平均每人实际月收入——人均可支配收入——随即误差项五、实验过程（一）回归模型参数估计根据数据建立多元线性回归方程：首先利用Eviews软件对模型进行OLS估计，得样本回归方程。利用Eviews输出结果如下：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/11/07 Time: 16:08Sample: 1 23Included observations: 23Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Mean dependent var R-squared . dependent var . of regression Akaike info criterion squared resid Schwarz criterion likelihood F-statistic stat Prob(F-statistic) 根据多元线性回归关于Eviews输出结果可以得到参数的估计值为： , , ， ，从而初步得到的回归方程为：Se= () () () () ()T= () () () () ()F= df=18模型检验：由于在 的水平下，解释变量 、 、 的检验的P值都大于，所以变量不显著，说明模型中可能存在多重共线性等问题，进而对模型进行修正。（二）处理多重共线性我们采用逐步回归法对模型的多重共线性进行检验和处理：X1：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/11/07 Time: 16:28Sample: 1 23Included observations: 23Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Mean dependent var R-squared . dependent var . of regression Akaike info criterion squared resid Schwarz criterion likelihood F-statistic stat Prob(F-statistic) ：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/11/07 Time: 16:29Sample: 1 23Included observations: 23Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Mean dependent var R-squared . dependent var . of regression Akaike info criterion squared resid 1032515. Schwarz criterion likelihood F-statistic stat Prob(F-statistic) ：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/11/07 Time: 16:29Sample: 1 23Included observations: 23Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Mean dependent var R-squared . dependent var . of regression Akaike info criterion squared resid Schwarz criterion likelihood F-statistic stat Prob(F-statistic) ：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/11/07 Time: 16:30Sample: 1 23Included observations: 23Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Mean dependent var R-squared . dependent var . of regression Akaike info criterion squared resid Schwarz criterion likelihood F-statistic stat Prob(F-statistic) 由得出的数据可以看出， 的调整的判定系数最大，因此首先把 引入调整的方程中，然后在分别引入变量 、 、 进行OLS得：X1、X3Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/11/07 Time: 16:32Sample: 1 23Included observations: 23Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Mean dependent var R-squared . dependent var . of regression Akaike info criterion squared resid Schwarz criterion likelihood F-statistic stat Prob(F-statistic) 、X3Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/11/07 Time: 16:33Sample: 1 23Included observations: 23Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Mean dependent var R-squared . dependent var . of regression Akaike info criterion squared resid Schwarz criterion likelihood F-statistic stat Prob(F-statistic) 、X4Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/11/07 Time: 16:34Sample: 1 23Included observations: 23Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Mean dependent var R-squared . dependent var . of regression Akaike info criterion squared resid Schwarz criterion likelihood F-statistic stat Prob(F-statistic) 由数据结果可以看出，引入X4时方程的调整判定系数最大，且解释变量均通过了显著性检验，再分别引入X1、X2进行分析。X1、X3、X4Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/11/07 Time: 16:37Sample: 1 23Included observations: 23Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Mean dependent var R-squared . dependent var . of regression Akaike info criterion squared resid Schwarz criterion likelihood F-statistic stat Prob(F-statistic) 、X3、X4Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/11/07 Time: 16:38Sample: 1 23Included observations: 23Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Mean dependent var R-squared . dependent var . of regression Akaike info criterion squared resid Schwarz criterion likelihood F-statistic stat Prob(F-statistic) 由输出结果可以看出，在 的水平下，解释变量 、 的检验的P值都大于，解释变量不能通过显著性检验，因此可以得出结论模型中只能引入X3、X4两个变量。则调整后的多元线性回归方程为：Se= () () ()T= () () ()F= df=20（三）.异方差性的检验对模型 进行怀特检验：White Heteroskedasticity Test:F-statistic Probability *R-squared Probability Equation:Dependent Variable: RESID^2Method: Least SquaresDate: 12/11/07 Time: 16:53Sample: 1 23Included observations: 23Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Mean dependent var R-squared . dependent var . of regression Akaike info criterion squared resid Schwarz criterion likelihood F-statistic stat Prob(F-statistic) 由检验结果可知， ，由White检验知，在 时，查 分布表，得临界值 (20)=，因为 < (5)= ,所以模型中不存在异方差。（四）.自相关的检验由模型的输出结果可知，估计结果都比较满意，无论是回归方程检验，还是参数显著性检验的检验概率，都显著小于，D-W值为，显著性水平 =下查Durbin-Watson表，其中n=23，解释变量的个数为2，得到下限临界值 ，上限临界值 ， = 经济学专业参考文献（通用11篇） 按照字面的意思，参考文献是文章或著作等写作过程中参考过的文献。下面是我收集整理的经济学专业参考文献（通用11篇），欢迎大家分享。 1、唐国兴，计量经济学——理论、方法和模型，复旦大学出版社，1988。 2、张寿、于清文，计量经济学，上海交通大学出版社，1984。 3、邹至庄，经济计量学，中国友谊出版公司，1988。 4、古扎拉蒂 计量经济学(上，下)，中国人民大学出版社2000年中译本。 5、伍德里奇，计量经济学导论——现代观点，中国人民大学出版社2003年中译本。 6、William H. 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对如何实现商业银行信用风险的有效管理进行实证分析，特别是对银行的重点业务―信贷进行贷款组合经济资本收益率分析，并在此基础上提出加强经济资本管理的建议，力求将该方法真正应用于实践，切实提高银行的经营管理水平。 关键词：经济资本管理 信用风险 应用 信用类经济资本管理存在问题与实证分析 本文以某商业银行二级分行为例进行分析： (一)经济资本管理存在的问题 1.经济资本占用居高不下，大量吞噬银行经营绩效。通过笔者实地调查，该行贷款非违约类经济资本占用57724万元，同期贷款额度亿元;表外类经济资本占用1792万元，同期表外资产亿元;违约资产占用1265万元，同期违约资产亿元。前5个月银行平均经济资本占用57064万元，比年初的50197万元增加6867万元，增幅，而同期银行贷款仅增加亿元，增幅。上半年，因经济资本占用增加带来银行经济增加值净减少755万元，绩效工资减少113万元。 2.信用等级评定不连续，导致经济资本占用大量增加。该行评级覆盖率平均为83%，有近13亿元资产处于未评级状态，未评级客户原为AA级的系统默认为BBB级，无效经济资本占用提高61%，全年多增加经济资本7000万元，减少经济增加值770万元，影响绩效工资116万元。 3.客户结构不合理，抵押类贷款占比低，付出较大经济资本。该行客户结构中，电力、纺织、机构客户贷款占比较大，这类客户在评级系统中违约概率较高，其经济资本占用要高于平均资本占用约15%。抵押类贷款占比低，风险暴露金额大，造成债项违约损失率高，经济资本占用相应增加。同时，风险资产占比高、经济资本占用少的贴现、表外业务资产等占比低。 4.在信贷营销时考虑经济资本占用的意识淡薄。经济资本在贷款定价方面的应用没有引起客户经理等相关人员重视，贷款营销考虑产品定价基本原理的少，价格谈判具有盲目性，对剔除各项贷款成本之后的毛利润率不敏感。部分贷款收益甚至不能有效覆盖贷款风险成本、资本成本。造成资本与风险不能够匹配。经营意识不能紧密结合进而有效提高资产质量、客户结构调整、基础管理及风险管理水平提升等，未能形成真正意义上的以资本为基础的风险防范体系。 (二)经济资本占用分析 1.信贷产品的经济资本占用分析。由表1统计数据分析，可以初步得出与银行信贷资产业务相关的主要结论：第一，在贷款定价时必须充分考虑信贷产品的资本占用成本，产品设计及营销尽量向客户提供低成本率信贷产品。第二，要改变固定资产贷款、外国政府转贷款发放就有收益的思路，因为以上两品种贷款大部分执行基础利率，如果扣除资金成本、信用风险溢价、税费，再减去远高于平均成本的资本占用率，最后的毛利率所剩无几，有的贷款甚至亏本。第三，个人类贷款住房类与非住房类差别较大，最高达22个基点。第四，表外业务并非没有成本，只是占用较低。以承兑汇票为例可以看出，其成本接近该项业务所产生的手续费收入的一半。第五，客户经理必须熟悉产品经济资本占用成本率及其他成本费用率，以在客户谈判的过程中指导贷款定价，力戒盲目定价行为。 2.信用等级对经济资本占用影响分析。本文以保证类流动资金贷款为例，说明某借款客户信用等级与经济资本占用关系。如表2所示，不同的客户等级，占用的资源和创造的效益也不相同。如某个AA级客户，目前经济资本占用为804万元;如果该客户是AAA级信用等级，其所占用的经济资本就减少到512万元，是AA级的65%，相应地经济增加值将会增加万元;反之，如果客户信用等级为A级，则其所占用的经济资本就增加到1033万元，是AA级的倍，相应地经济增加值将会减少万元。 3.担保方式对经济资本影响分析。借款客户采用担保方式不同决定了客户的风险暴露程度，进而需要不同的经济资本来抵补非预期损失。从表3来看，质押方式为收费类帐户，其经济资本占用与抵押类基本相同，比完全保证类贷款节约经济资本万元。可见，信贷资金投向不同的客户和产品，经济资本的占用是不同的，带来的效益也不相同。因此，要充分发挥信贷审批在执行和传导全行统一风险偏好的关键作用，统一区域内行业、产品的审批标准，实施“有保有压”的经营策略，引导贷款投向优质行业、优质客户和重点区域，加大对基础设施领域项目和个人贷款业务的营销拓展力度，适时退出部分产能过剩行业和问题客户的信贷工作，积极主动地调整、优化信贷结构。 经济资本管理模式下贷款组合经济资本收益率分析 经济增加值(EVA)计算模型为： EVA=人民币贷款余额×[(贷款利率-内部资金利率-信用风险溢价-费用率-贷款利率×营业税及附加税率)×(1-应缴所得税率)-资本成本率]，其中资本成本率=经济资本占用率×经济资本回报率。 在公式中，要注意到：第一，贷款利率是变动的，对客户的谈判溢价能力越高，EVA越大。但它不是决定性因素，仅是其中一个重要影响因子。第二，内部资金利率由总行提供， 1年期贷款转移价格为。贴现贷款转移价格。第三，信用风险溢价即贷款减值准备率，由总行提供，借款客户分类级次不同，信用风险溢价率也不同，正常类公司贷款减值准备比率为，关注贷款比率 。由于减值准备是特殊性资产，随着贷款的回收，准备金会随之回拨，只要贷款被正常回收，那么它等同于过渡性成本。但是，它仍然会直接影响当期利润。第四，费用率取决于客户开发和维护及银行内部管理效率，银行平均约。第五，根据本文前部分分析可知，资本成本率是可变的，它决定于客户评级、担保方式、信贷品种、债项违约以及基础数据准确率等。 下面举例说明，考虑经济资本变动因素的贷款定价原理： (一)AAA级和AA级客户贷款的效益测算 在担保方式为保证的情况下，对于AAA级客户，执行基准利率，如果不考虑信用风险溢价及费用率，则贷款毛利润大都在左右;执行下浮10%的利率底限，贷款毛利润也在左右;对于AA级客户，如果执行基准利率，贷款毛利润大多也可保持在1%以上。总体看，AA级及以上客户各期限档次贷款毛利润贡献均较为可观。在担保方式为抵押的情况下，执行基准利率，如果不考虑信用风险溢价及费用率，则贷款毛利润大都在1%左右;执行下浮10%的利率底限，贷款毛利润也在左右。 (二)A级客户贷款的效益测算 在担保方式为保证的情况下，对于A级客户，执行基准利率，如果不考虑信用风险溢价及费用率，则贷款毛利润大都在左右;执行下浮10%的利率底限，贷款毛利润在左右，基本保本;执行上浮10%的利率底限，贷款毛利润在左右。如果考虑信用风险溢价及费用率，那么即使执行10%的上浮利率，贷款毛利率也仅为左右。所以，对于此类客户利率上浮应不得低于20%，否则高风险贷款不会带来相应回报。在担保方式为抵押的情况下，对于A级客户，执行基准利率，如果不考虑信用风险溢价及费用率，则贷款毛利润大都在左右;执行下浮10%的利率底限，贷款毛利润在左右;执行上浮10%的利率底限，贷款毛利润在左右。如果考虑信用风险溢价及费用率，那么即使执行10%的上浮利率，贷款毛利率仅为左右。所以，对于此类客户利率上浮应不得低于15%，否则高风险贷款不会带来相应经济回报。 通过比较发现，在同一担保方式下，因其经济资本占用不同，AA级及以上客户收益率比A级客户要高左右。所以，对于A级客户在不考虑其风险成本的情况下，应给予更高的贷款利率溢价，用来抵补经济资本所带来的成本损失。 优化信用类经济资本管理的建议 (一)树立经济资本节约意识并用先进理念指导信贷营销管理工作 在营销和管理过程中应努力调整风险资产的结构，压缩高风险资产所占比例，节约经济资本。要熟悉和掌握不同信贷产品资本成本率，便于在营销和风险管理过程中，根据客户的信贷需求，合理向客户推荐成本率低的信贷产品。要积极营销中间业务，改善收益的多 渠道 方式。经济资本预先定量后，尽量在低风险市场和低风险产品(主要是中间业务产品)中良好地运作，使银行以较低成本创高收益。 (二)科学选择行业与客户以降低经济资本占用水平 严格遵照总行文件规定，客户经理和风险经理应时刻遵循总行的风险偏好，及时掌握国家各部委和总行公布的行业宏观调控政策，及时避免限制行业的准入，并根据政策的调整及时对存量客户压缩退出。但好的行业里也存在不好的客户，而限制行业里也有优良客户，关键是从中选择符合该行信贷条件的优良客户进行营销，要充分利用收集到的各种正确信息，熟练运用内部评级系统(IRBS)，及时通过系统程序操作，分析和判断初始评级(R1)和系统评级(R2)、风险限额、违约概率(PD)、违约损失率(LGD)等重要指标。在当前信贷规模严格控制、资金紧张的情况下，市行相关部门应积极引导基层行营销优质客户，把营销重点放在利率或综合收益率上浮幅度较大的信用等级为AA级(含)以上的客户，以及能获取高额综合收益率的A级(含)以下客户，提高带来丰厚回报的优良信贷客户占比。 (三)制订不同信贷产品组合方案并提高综合定价能力 客户营销与拓展固然重要，而营销成果核算更为重要，产品和客户营销的重点应该是能够给银行带来高额利润回报的，而非高信用低收益客户或产品。在积极营销好行业的客户时，应在全面了解客户信贷需求的情况下，综合考虑为客户制订信贷产品需求组合优化方案，在充分考虑资金成本、风险成本的情况下，按照不同产品风险，本着风险与收益平衡或收益大于风险的基本要求，采取灵活定价模式。 (四)夯实信贷管理基础并提高客户评级覆盖率 业务部门要高度重视客户信用等级评定工作，加强与审批部门沟通联系，及时做好评级到期客户的评级，避免因客户信用等级不连续造成经济资本占用的无谓增加;经办人员对于在评级、计量中出现的问题，应尽早处理，重大问题及时上报，做到夯实基础，提升银行经济资本计量水平;加强基础数据管理，保障基础数据质量，确保风险计量结果的正确性。 参考文献： 1.解冉.经济资本配置在商业银行的实践应用[J].经济视角(下)，2008(4) 2.佘运九，严力群.基于风险管理的商业银行价值创造模式研究[J].当代经济管理，2008(10) 3.刘建德.经济资本―风险和价值管理的核心[J].国际金融研究，2004(8) 4.王伟, 邓学衷.经济资本：商业银行管理的核心工具[J].华东经济管理，2007(4) 经济学术论文文献篇二 “自然”与人类经济形态的变迁 摘要：从自然中心主义(自然经济)、人类中心主义(工业经济)到非人类中心主义(生态经济)，人类对“自然”内涵的不同解读进而到采用不同的经济手段对待自然，反映了人类不同的经济活动乃至生存状态的变迁。以非人类中心主义的胸怀去体悟自然的神秘、奥妙和无限性，尝试“道法自然”，理应成为现代人类解决自己经济发展困境的优先价值取向和现实行为选择。 关键词：“自然” 人类经济形态 非人类中心主义 目前，学界关于老子“道法自然”思想的研究主要是从经济(人与自然)、社会(人与人)以及精神(人与其自身)三个角度展开的。本文拟从人类经济生活乃至整个社会生活基本上已经进入现代(工业经济社会)并且在某些地方后现代(生态经济社会)已初露端倪的时空背景中，以不同生存状态下人们对“自然”内涵不同解读进而到采用不同的经济手段对待自然为轴线，进一步去挖掘老子“道法自然”生存智慧中的积极因素在解决当今人类所面临的经济(生态)和精种两大危机(尤其是前者)中的现代价值。 一 老子天道自然、人道无为的“道法自然”思想无疑是整个中国传统哲学之精髓“天人合一”思想的有机组成部分，足道家生态经济伦理思想的逻辑起点和思维基础，同时也是道家处理经济(人与自然)关系的基本价值取向和行为准则。 在中国思想史上，老子可能是第一个对“自然”概念进行哲学思考的人。在“道法自然”中，“自然”不但是天、地、人的终极价值和最高存在状态，而且也是“道”的根本特性。如果从“自然”即“让自身的自己而然”的意义上理解，“自然”就是一种不同于“人为”而又高于“人为”的天然状态。这一点和约翰?密尔在《自然》一文中的观点相似。密尔认为，“自然”一词的一种含义是“未受到人类干预按其本来应是样子所足的事物”，这就足天然的、自生的、自在的、符合本性的自然。按照三国魏王弼说法，自然是宇宙万物在没有人为干扰时的本来面貌，是一种无须用语言也无法用语言言说的存在状态或天然本性。“自然”既存在于天地万物之内(“地”、“天”“法自然”)，又存在于并展现在人的行为、欲望和感觉之中(“人”“法自然”)。从无生命的斗转星移，沧海桑田到有思想、有意识的人的七情六欲、生老病死，只要是“未受到人类干预按其本来应是样子所是”，莫不如此。 也许正是有了这种“自然中心主义”的思维基因，人类历史有相当长的一段时期都是在一种自己给自足的自然经济中度过的。不管人类是否都意识到了道家的这种“有所为有所不为”特别是“有所不为”之最高境界的“道法自然”思想，在处理与自然的关系时，毫无例外，为了生存，他们就“有所为”，积极地去认识改造自然。毕竟，人类能力的现实发展是历史的，是在内外尺度的博弈中逐步提高的。人类此时在处理自己与自然的关系时，更多地也许是无奈地体现出一种“有所不为”，一种顺其“自然”， 一种道法“自然”。也正因为如此，人与自然的关系从整体上说是和谐的。当然，以“自然中心主义”为思想基础的“自然经济”中的“自然”，还只是一个朴素而原始的概念。 二 从 文化 渊源上讲，发韧于欧洲的现代工业经济生产模式，是以人与自然二元对立的思维模式为基础、以对人类知识理性和主体性的强调为核心的，它用理性化的社会建制(包括市场经济体制甚至民主法制等)协调着具有不同才能世俗化的人们为发展工商业而效力，其间所表现出的“世俗趣味的高涨、工具理性的蔓延和个性表现的放纵”至今仍方兴未艾。当初这种多少带有点西方中心主义(更多地是人类中心主义)特色的文化之火一日在欧洲燃烧，便以前所未有的方式席卷世界各地，并逐步形成了一个强大的资本主义市场经济体系。而世界 其它 地方(尤其是那些具有深厚自然经济传统的民族)的人们(已经习惯田园牧歌式的生产生活方式)在苦苦挣扎的阵痛后，如今却也正兴奋地品尝着现代工商业所带求的甜果，乃至于他们对祖上留下的本来弥足珍贵的遗产也似乎有点满不在乎。 与东方文化强调人与自然交相感应“天人合一”价值观不同，在西方经济、文化传统中，尽管在占希腊时期曾经把人与自然作为一个有机体过，但占主导地位的还是天人相分以及人对自然的主导的。不管是普罗泰戈拉的“人是万物的尺度”、亚里士多德的自然目的论还是____的神学目的论等，都是站在人类中心主义的立场上，把自然仅仅作为一种为人而存在的工具。尤其是到了近现代，人与自然的对立空前激化，而人的主体性却被大大张扬。笛卡儿首先确立了人是作为一种精神性主体而存在的，康德又提出“人为自然界立法”，黑格尔则把自然界视为人绝对精神的外化，而尼采更是表明，人是可以取代上帝的全知全能和至善至美的。从此，作为主体的人成为科学知识、政治价值和道德法则的最终依据，从此，作为人类生活方式基础的工业经济的成长与壮大也便是水到渠成的事了。 三 然而，正是基于这种主客二分并带有宰制性色彩的现代理念，以物质主义、经济主义和消费丰义为特征的现代工商业发展模式所带来的生态危机，今天却逐渐成了曾经欣喜若狂的现代人眼前挥之不去的乌云，尤其是在那些渴求加快经济发展的发展中国家(譬如中国);而信奉“上帝死了”的现代人募然发现自己，怎么也走不出失去终极关怀后虚无主义精种危机的阴霾。尤其是前者，即生态问题，已经成为现代人类不得不去严重关注和认真解决的问题。随着生态环境的不断恶化，人们已经开始在人与自然关系方面，对自己本来所引以为豪的工业发展模式，开始进行全面而深刻的 反思 ，并试图找出产生这一问题的真正根源。 在美国，历史学家林?怀特最先探讨了生态危机产生的历史根源，他认为，西方社会片面地去发展工商业经济而破坏自然的态度起源于____。社会学家芒克雷弗则认为，基督____义只是对人类去采用何种方式发展经济的一种误导，即是基督____极端的人类中心主义。因为按照人类中心主义的逻辑，人类为了自己的利益可以无休止地掠夺地球资源，发展工业，因为自然没有内在价值。而形成于20世纪中叶西方工业化国家的生态伦理学，则主张把伦理道德关怀对象的范围从人类共同体扩展到整个地球生态系统，去尊重每个生命生存的权利。循着这种思路，人类所能发展的也只能是生态经济了。 正是在这种背景下，追求仁智会通的东方智慧被纳入西方学者新的诠释系统。他们逐渐认识到，如果从经济发展的角度来说，古朴、神秘而又深刻的东方智慧不仅有“过去时”(自然经济)的美感和魅力，而且有“现在时”(工业经济)乃至“将来时”(生态经济)的启示意义。爱因斯坦、普利高津等人都以浓厚的求知欲研习东方的《易经》、《老子》和佛经，希冀从中发现治疗现代社会工业病的精神启示。作为中国“愿住民”、与儒释共同构成中华文化智慧之源的道家道教，在奠定其理论基础的《老子》一书中所阐释的“道法自然”的生态经济思想尤为西方学者所肯定和重视。 总之，从西方到东方，从现代到后现代，从自然中心主义、人类中心主义到非人类中心主义，从自然经济、工业经济到生态经济，人类对“自然”内涵的不同解读进而到采用不同的经济手段对待自然，反映了人类不同的经济生活乃至生存状态的变迁。以非人类中心主义的胸怀去体悟自然的神秘、奥妙和无限性，尝试“道法自然”，走发展生态(循环)经济之路，理应成为现代人类解决自己经济发展困境的优先价值取向和现实行为选择。看了“经济学术论文文献”的人还看： 1. 经济学术论文 2. 会计学术论文文献 3. 会计学术论文文献综述 4. 计算机类毕业论文参考文献大全 5. 大学关于经济方面的论文 毕业论文参考文献汇总 大学生活要接近尾声了，毕业论文是毕业生都必须通过的，毕业论文是一种有计划的检验大学学习成果的形式，写毕业论文需要注意哪些格式呢？以下是我精心整理的毕业论文参考文献，希望能够帮助到大家。 1、唐国兴，计量经济学——理论、方法和模型，复旦大学出版社，1988。 2、张寿、于清文，计量经济学，上海交通大学出版社，1984。 3、邹至庄，经济计量学，中国友谊出版公司，1988。 4、古扎拉蒂 计量经济学(上，下)，中国人民大学出版社2000年中译本。 5、伍德里奇，计量经济学导论——现代观点，中国人民大学出版社2003年中译本。 6、William H. Greene, Econometrics, 4th ed. 清华大学出版社2001年影印本。 7、汉密尔顿，时间序列分析，中国社会科学出版社1999中译本。 8、易丹辉，数据分析与Eviews应用，中国统计出版社2002。 9、张晓峒主编，计量经济学软件Eviews使用指南，南开大学出版社2003。 10、拉姆.拉玛丹山《应用计量经济学》，机械工业出版社2003中译本。 11、Box, Jenkins, Reinsel《时间序列分析：预测和控制(第三版)》，中国统计出版社，1997年中译本。 12、陆懋祖《高等时间序列计量经济学》，上海人民出版社，1999。 13、韩德瑞、秦朵《动态经济计量学》，上海人民出版社，1998。 14、谢识予、朱弘鑫《高级计量经济学》复旦大学出版社，2005。 15、弗朗西斯《商业和经济预测中的时间序列模型》，中国人民大学出版社，2002。 16、朱平芳《现代计量经济学》，上海财经大学出版社，2004。 17、Pindyck R S, Rubinfeld D L, Econometrics Models and Economic Forecasts, 4th ed. The McGraw-Hill Companies, Inc. 1998. 18、Johnston, J. and J. DiNardo, 1997, Econometric Methods, 4th ed., McGraw-Hill. 19、Wallace T D, Silver J L. Econometrics-An Introduction. Addison-Wesley Publishing Company, Inc. 1988. 20、Gujarati, D. N., 1995, Basic Econometrics, 3nd. ed., McGraw-Hill. [1] 刘晨艳. 浅谈幼儿师范学校数学课程改革[J]. 文理导航（中旬）. 2013（01） [2] 张奠宙等编着.数学教育学导论[M]. 高等教育出版社， 2003 [3] 黄瑾，学科教学知识与幼儿园教师的专业发展[J]. 幼儿教育. 2011（36） [4] 鲍宇，幼师生职业口语素养培养的研究[D]. 华东师范大学 2007 [5] 杨洁，幼师生学习倦怠的现状调查[D]. 内蒙古师范大学 2013 [6] 萨如拉，蒙汉幼师生心理健康问题研究[D]. 内蒙古师范大学 2013 [7] 张奠宙等编着.数学教育学导论[M]. 高等教育出版社， 2003 [8] 矫德凤等编.幼儿计算教学法[M]. 人民教育出版社， 1987 [9] 曹才翰，章建跃着.数学教育心理学[M]. 北京师范大学出版社， 1999 [10] 沈誉辉，培养中职学生数学应用意识的探索[J]. 现代教育科学. 2006（06） [11] 王子兴，论数学素养[J]. 数学通报. 2002（01） [12] 龚劭（丰刀女）. 幼儿在数学领域发展的现状与幼儿园数学教育问题的个案研究[D]. 华东师范大学 2003 [13] 张丽，幼小数学教学衔接问题研究[D]. 广西师范大学 2010 [14] 邹晴，我国全日制小学教育硕士培养模式的探究[D]. 首都师范大学 2014 [15] 车艳，小班幼儿家庭中数学教育的调查研究[D]. 苏州大学 2009 [16] 连玥，家长对幼儿园教育需求的研究[D]. 河南大学 2009 师范大学 2009 [17] 孙永清，幼师生学习动力匮乏的原因及对策研究[D]. 东北师范大学 2007 [18] 郑向梅，农村教育硕士生的`教师教学满意度研究[D]. 西北师范大学 2014 [19] 王静，幼师生心理适应状况的调查研究[D]. 内蒙古师范大学 2013 [20] 周超，关于如何提升幼师学生数学素养的相关研究[J]. 中国校外教育. 2011（22） [1]李志生，梅胜等.以就业为导向的毕业设计创新能力培养实践与探讨[J].广东工业大学学报（社会科学版），2006（增刊）. [2]孙政荣，大学生毕业设计与就业之间的矛盾分析[J].宁波大学学报（理工版），2005（4）. [3]姚裕群，大学生就业指导问题调查与研究[J].中国大学生就业，2005（7）. [4]晋燕“目标体验自主探究”课堂教学模式的研究与实践课题方案，《教育前沿与探索》 [5]马连湘郭桂萍广告学实践教学环节与方案的设计，《吉林广播电视大学学报》 [6]专业指在专业人才培养目标描述中，毕业生就业岗位涉及广告行业的专业。 [1]张红，易崇英。广告学专业毕业设计(论文)质量评价体系的构建[J]．新余高专学报，2009(10)． [2]陈月明，美国高校广告教育[J]．宁波大学学报(教育科学版)，2006(2)． [3]杨先顺，建构我国广告创新型教育模式的思路[n当代传播，2008(5)． [4]张信和，苏毅超．广告专业“业务专案组”型毕业设计的教学实践与探讨[J]．成人教育，2004(12)． [5]陈培爱．中外广告史[M]北京：中国物价出版社，2001． 希望以上网站内容能帮到你 毕业论文参考文献汇总 大学生活要接近尾声了，毕业论文是毕业生都必须通过的，毕业论文是一种有计划的检验大学学习成果的形式，写毕业论文需要注意哪些格式呢？以下是我精心整理的毕业论文参考文献，希望能够帮助到大家。 1、唐国兴，计量经济学——理论、方法和模型，复旦大学出版社，1988。 2、张寿、于清文，计量经济学，上海交通大学出版社，1984。 3、邹至庄，经济计量学，中国友谊出版公司，1988。 4、古扎拉蒂 计量经济学(上，下)，中国人民大学出版社2000年中译本。 5、伍德里奇，计量经济学导论——现代观点，中国人民大学出版社2003年中译本。 6、William H. Greene, Econometrics, 4th ed. 清华大学出版社2001年影印本。 7、汉密尔顿，时间序列分析，中国社会科学出版社1999中译本。 8、易丹辉，数据分析与Eviews应用，中国统计出版社2002。 9、张晓峒主编，计量经济学软件Eviews使用指南，南开大学出版社2003。 10、拉姆.拉玛丹山《应用计量经济学》，机械工业出版社2003中译本。 11、Box, Jenkins, Reinsel《时间序列分析：预测和控制(第三版)》，中国统计出版社，1997年中译本。 12、陆懋祖《高等时间序列计量经济学》，上海人民出版社，1999。 13、韩德瑞、秦朵《动态经济计量学》，上海人民出版社，1998。 14、谢识予、朱弘鑫《高级计量经济学》复旦大学出版社，2005。 15、弗朗西斯《商业和经济预测中的时间序列模型》，中国人民大学出版社，2002。 16、朱平芳《现代计量经济学》，上海财经大学出版社，2004。 17、Pindyck R S, Rubinfeld D L, Econometrics Models and Economic Forecasts, 4th ed. The McGraw-Hill Companies, Inc. 1998. 18、Johnston, J. and J. DiNardo, 1997, Econometric Methods, 4th ed., McGraw-Hill. 19、Wallace T D, Silver J L. Econometrics-An Introduction. Addison-Wesley Publishing Company, Inc. 1988. 20、Gujarati, D. N., 1995, Basic Econometrics, 3nd. ed., McGraw-Hill. [1] 刘晨艳. 浅谈幼儿师范学校数学课程改革[J]. 文理导航（中旬）. 2013（01） [2] 张奠宙等编着.数学教育学导论[M]. 高等教育出版社， 2003 [3] 黄瑾，学科教学知识与幼儿园教师的专业发展[J]. 幼儿教育. 2011（36） [4] 鲍宇，幼师生职业口语素养培养的研究[D]. 华东师范大学 2007 [5] 杨洁，幼师生学习倦怠的现状调查[D]. 内蒙古师范大学 2013 [6] 萨如拉，蒙汉幼师生心理健康问题研究[D]. 内蒙古师范大学 2013 [7] 张奠宙等编着.数学教育学导论[M]. 高等教育出版社， 2003 [8] 矫德凤等编.幼儿计算教学法[M]. 人民教育出版社， 1987 [9] 曹才翰，章建跃着.数学教育心理学[M]. 北京师范大学出版社， 1999 [10] 沈誉辉，培养中职学生数学应用意识的探索[J]. 现代教育科学. 2006（06） [11] 王子兴，论数学素养[J]. 数学通报. 2002（01） [12] 龚劭（丰刀女）. 幼儿在数学领域发展的现状与幼儿园数学教育问题的个案研究[D]. 华东师范大学 2003 [13] 张丽，幼小数学教学衔接问题研究[D]. 广西师范大学 2010 [14] 邹晴，我国全日制小学教育硕士培养模式的探究[D]. 首都师范大学 2014 [15] 车艳，小班幼儿家庭中数学教育的调查研究[D]. 苏州大学 2009 [16] 连玥，家长对幼儿园教育需求的研究[D]. 河南大学 2009 师范大学 2009 [17] 孙永清，幼师生学习动力匮乏的原因及对策研究[D]. 东北师范大学 2007 [18] 郑向梅，农村教育硕士生的`教师教学满意度研究[D]. 西北师范大学 2014 [19] 王静，幼师生心理适应状况的调查研究[D]. 内蒙古师范大学 2013 [20] 周超，关于如何提升幼师学生数学素养的相关研究[J]. 中国校外教育. 2011（22） [1]李志生，梅胜等.以就业为导向的毕业设计创新能力培养实践与探讨[J].广东工业大学学报（社会科学版），2006（增刊）. [2]孙政荣，大学生毕业设计与就业之间的矛盾分析[J].宁波大学学报（理工版），2005（4）. [3]姚裕群，大学生就业指导问题调查与研究[J].中国大学生就业，2005（7）. [4]晋燕“目标体验自主探究”课堂教学模式的研究与实践课题方案，《教育前沿与探索》 [5]马连湘郭桂萍广告学实践教学环节与方案的设计，《吉林广播电视大学学报》 [6]专业指在专业人才培养目标描述中，毕业生就业岗位涉及广告行业的专业。 [1]张红，易崇英。广告学专业毕业设计(论文)质量评价体系的构建[J]．新余高专学报，2009(10)． [2]陈月明，美国高校广告教育[J]．宁波大学学报(教育科学版)，2006(2)． [3]杨先顺，建构我国广告创新型教育模式的思路[n当代传播，2008(5)． [4]张信和，苏毅超．广告专业“业务专案组”型毕业设计的教学实践与探讨[J]．成人教育，2004(12)． [5]陈培爱．中外广告史[M]北京：中国物价出版社，2001． 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 1980 1981 1982 1983 1984 1985 1986 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 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 X1 X2 X3 X4 R-squared Mean dependent var Adjusted R-squared . dependent var . of regression Akaike info criterion Sum squared resid Schwarz criterion Log likelihood F-statistic Durbin-Watson stat Prob(F-statistic) 根据以上结果，初步得出的模型为 Y= +. 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=， 2值为，模型的拟合情况较好。F检验的值为，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 X1 X2 X4 R-squared Mean dependent var Adjusted R-squared . dependent var . of regression Akaike info criterion Sum squared resid Schwarz criterion Log likelihood F-statistic Durbin-Watson stat Prob(F-statistic) 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= 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 Probability Obs*R-squared Probability Obs*R-squared的计算结果是，，由于选用的没有交叉乘积项的方式，所以自由度为7，在的显著水平下，查表得 （7）=〉，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，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 =，查D-W表得，d = =,这时有d 给你一篇我刚写的 呵呵 仅供参考 (需要的话给你电子版 )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 1980 1981 1982 1983 1984 1985 1986 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 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 X1 X2 X3 X4 R-squared Mean dependent var Adjusted R-squared . dependent var . of regression Akaike info criterion Sum squared resid Schwarz criterion Log likelihood F-statistic Durbin-Watson stat Prob(F-statistic) 根据以上结果，初步得出的模型为 Y= +. 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=， 2值为，模型的拟合情况较好。F检验的值为，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 X1 X2 X4 R-squared Mean dependent var Adjusted R-squared . dependent var . of regression Akaike info criterion Sum squared resid Schwarz criterion Log likelihood F-statistic Durbin-Watson stat Prob(F-statistic) 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= 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 Probability Obs*R-squared Probability Obs*R-squared的计算结果是，，由于选用的没有交叉乘积项的方式，所以自由度为7，在的显著水平下，查表得 （7）=〉，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，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 =，查D-W表得，d = =,这时有d 毕业论文参考文献汇总 大学生活要接近尾声了，毕业论文是毕业生都必须通过的，毕业论文是一种有计划的检验大学学习成果的形式，写毕业论文需要注意哪些格式呢？以下是我精心整理的毕业论文参考文献，希望能够帮助到大家。 1、唐国兴，计量经济学——理论、方法和模型，复旦大学出版社，1988。 2、张寿、于清文，计量经济学，上海交通大学出版社，1984。 3、邹至庄，经济计量学，中国友谊出版公司，1988。 4、古扎拉蒂 计量经济学(上，下)，中国人民大学出版社2000年中译本。 5、伍德里奇，计量经济学导论——现代观点，中国人民大学出版社2003年中译本。 6、William H. Greene, Econometrics, 4th ed. 清华大学出版社2001年影印本。 7、汉密尔顿，时间序列分析，中国社会科学出版社1999中译本。 8、易丹辉，数据分析与Eviews应用，中国统计出版社2002。 9、张晓峒主编，计量经济学软件Eviews使用指南，南开大学出版社2003。 10、拉姆.拉玛丹山《应用计量经济学》，机械工业出版社2003中译本。 11、Box, Jenkins, Reinsel《时间序列分析：预测和控制(第三版)》，中国统计出版社，1997年中译本。 12、陆懋祖《高等时间序列计量经济学》，上海人民出版社，1999。 13、韩德瑞、秦朵《动态经济计量学》，上海人民出版社，1998。 14、谢识予、朱弘鑫《高级计量经济学》复旦大学出版社，2005。 15、弗朗西斯《商业和经济预测中的时间序列模型》，中国人民大学出版社，2002。 16、朱平芳《现代计量经济学》，上海财经大学出版社，2004。 17、Pindyck R S, Rubinfeld D L, Econometrics Models and Economic Forecasts, 4th ed. The McGraw-Hill Companies, Inc. 1998. 18、Johnston, J. and J. DiNardo, 1997, Econometric Methods, 4th ed., McGraw-Hill. 19、Wallace T D, Silver J L. Econometrics-An Introduction. Addison-Wesley Publishing Company, Inc. 1988. 20、Gujarati, D. N., 1995, Basic Econometrics, 3nd. ed., McGraw-Hill. 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[4]晋燕“目标体验自主探究”课堂教学模式的研究与实践课题方案，《教育前沿与探索》 [5]马连湘郭桂萍广告学实践教学环节与方案的设计，《吉林广播电视大学学报》 [6]专业指在专业人才培养目标描述中，毕业生就业岗位涉及广告行业的专业。 [1]张红，易崇英。广告学专业毕业设计(论文)质量评价体系的构建[J]．新余高专学报，2009(10)． [2]陈月明，美国高校广告教育[J]．宁波大学学报(教育科学版)，2006(2)． [3]杨先顺，建构我国广告创新型教育模式的思路[n当代传播，2008(5)． [4]张信和，苏毅超．广告专业“业务专案组”型毕业设计的教学实践与探讨[J]．成人教育，2004(12)． [5]陈培爱．中外广告史[M]北京：中国物价出版社，2001． 计量经济学课程论文小组成员：组长：指导教师：日期：2010/年5月27日2006年我国各城市的GDP变动的多因素分析摘要：本文主要通过对各城市同一时期的GDP进行多因素分析，建立以各城市同一时期的GDP为被解释变量，以其它可量化横截面数据作为解释变量建立多元线性回归模型，从而对各城市同一时期的GDP进行数量化分析。关键词：GDPY(亿元）多因素分析模型计量经济学检验一、引言部分GDP（国内生产总值）指一个国家（或地区）所有常住单位在一定时期内生产活动的最终成果，从价值形态看，它是所有常住单位在一定时期内生产的全部货物和服务价值超过同期中间投入的全部非固定资产货物和服务价值的差额，即所有常住单位的增加值之和。GDP在创造的同时也被相应的生产要素分走了，主要体现为劳动报酬和利润。在现代社会政府还要以税收的形式拿走一部分GDP。本文主要研究就业人数L（万人）、各地区资本形成总额K(亿元）剔除价格影响因素即商品零售价格指数P（上年=100）之后对各城市同一时期的GDP的影响。二、文献综述注：2006年各城市同一时期的GDP总量的数据来源于《中国统计年鉴2007》；2006年就业人数L（万人）的数据来源于《中国统计年鉴2007》；2006年资本形成总额K(亿元）的数据来源于《中国统计年鉴2007》,本表按2006年价格计算；2006年商品零售价格指数P（上年=100）的数据来源于《中国统计年鉴2007》；三、研究目的通过研究各个城市在同一时期的GDP建立以各城市同一时期的GDP为被解释变量，以其它可量化横截面数据作为解释变量建立多元线性回归模型，从而对各城市同一时期的GDP进行数量化分析。掌握建立多元回归模型和比较、筛选模型的方法。四、实验内容根据生产函数理论，生产函数的基本形式为:。其中，L、K分别为产出GDP的过程中投入的劳动与资金,本文未考虑时间变量即技术进步的影响。上表列出了我国2006年我国各个城市的GDP的有关统计资料；其中产出Y为各城市同一时期的GDP（可比价），L、K分别为2006年年末职工人数和各地区资本形成总额（可比价）。五、建立模型并进行模型的参数估计、检验及修正（一）我们先建立Y1与L的关系模型：其中，Y1——各个城市在同一时期的实际GDP(亿元)L——2006年年末职工人数（万人）模型的参数估计及其经济意义、统计推断的检验利用EVIEWS软件，经回归分析，作出Y1与L的散点图如下：利用EVIEWS软件，用OLS方法估计得：DependentVariable:Y1Method:LeastSquaresDate:05/27/10Time:14:45Sample:136Includedobservations:(F-statistic)可见，L的t值显著，且系数符合经济意义。从经济意义上讲，劳动每增加一单位，都可以使实际GDP相应增加，这在一定条件下可以实现。另外，修正可决系数为，F值为，明显通过了F检验。且L的P检验值为0，小于,所以通过了P值检验（二）建立Y1与K1的关系模型：其中，Y1——各个城市在同一时期的实际GDP(亿元)K1——各地区资本形成总额(实际投入额)（亿元）模型的参数估计及其经济意义、统计推断的检验利用EVIEWS软件，经回归分析，作出Y1与K1的散点图如下：利用EVIEWS软件，用OLS方法估计得：DependentVariable:Y1Method:LeastSquaresDate:05/27/10Time:17:16Sample:136Includedobservations:(F-statistic)可见，K1的t值显著，且系数符合经济意义。从经济意义上讲，资本每增加一单位，都可以使实际GDP相应增加，这在一定条件下可以实现。另外，修正可决系数为，F值为，明显通过了F检验。且K1的P检验值为0，小于,所以通过了P值检验通过两个模型的可绝系数、调整可决系数、T检验、F检验、P值检验的比较，明显的，Y1与K1的关系模型优于Y1与L的关系模型。因此，在以Y1与K1的关系模型为基础模型的条件下，建立二元关系模型。（三）建立Y1与K1和L的二元关系模型其中，Y1——各个城市在同一时期的实际GDP(亿元)K1——各地区资本形成总额(实际投入额)（亿元）L——2006年年末职工人数（万人）利用EVIEWS软件，用OLS方法估计得DependentVariable:Y1Method:LeastSquaresDate:05/27/10Time:17:23Sample:136Includedobservations:(F-statistic)可见，K1和L的t值显著，且系数符合经济意义。从经济意义上讲，资本每增加一单位，都可以使实际GDP相应增加。另外，修正可决系数为，F值为，明显通过了F检验。且K1和L的P检验值为0，均小于,所以通过了P值检验。通过两个模型的可绝系数、调整可决系数、T检验、F检验、P值检验的比较，明显的，Y1与K1和L的关系模型优于Y1与K1的关系模型。因此，建立二元关系模型更符合实际经济情况。（四）建立非线性回归模型——C-D生产函数。C-D生产函数为：，对于此类非线性函数，可以采用以下两种方式建立模型。方式1：转化成线性模型进行估计；在模型两端同时取对数，得：在EViews软件的命令窗口中依次键入以下命令：GENRLNY1=log（Y1）GENRLNL=log（L）GENRLNK1=log（K1）LSLNY1CLNLLNK1则估计结果如图所示。DependentVariable:LNY1Method:LeastSquaresDate:05/27/10Time:17:29Sample:136Includedobservations:(F-statistic)可见，K1和L的t值显著，且系数符合经济意义。从经济意义上讲，资本每增加一单位，都可以使实际GDP相应增加。另外，修正可决系数为，F值为，明显通过了F检验。且K1和L的P检验值为0，均小于,所以通过了P值检验。通过对以上模型的可决系数、调整可决系数、F检验的比较，明显的，该模型最优。因此，选用该模型为以各城市同一时期的GDP为被解释变量，以其它可量化横截面数据作为解释变量建立的最优多元线性回归模型。六、总结综上所述，我们采用截面数据拟合的模型成功的反映各城市同一时期的GDPY1与就业人数L（万人）和各地区剔除价格影响因素即商品零售价格指数P（上年=100）的资本形成总额K1(亿元）间的数量关系，是一个成功的模型。从模型中看出，各城市同一时期的GDPY1与就业人数L（万人）和各地区剔除价格影响因素即商品零售价格指数P（上年=100）的资本形成总额K1(亿元）有非常密切的关系，与柯布-道格拉斯（C-D）生产函数密切吻合，验证了柯布-道格拉斯（C-D）生产函数的正确。参考文献：1、《国民经济核算——国家统计年鉴2007》2、《价格指数——国家统计年鉴2007》3、《中国国内生产总值核算》,作者：许宪春编著，计量经济论文参考文献
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