我国居民消费价格指数的主要影响因素.doc

我国居民消费价格指数的主要影响因素摘要：CPI是英文“Consumer Price Index”的缩写直译为“消费者价格指数”在我国通常被称为“居民消费价格指数”。CPI的定义决定了其所包含的统计内容那就是居民日常消费的全部商品和服务项目。日常生活中我国城乡居民消费的商品和服务项目种类繁多小到针头线脑大到彩电汽车有数百万种之多由于人力和财力的限制不可能也没有必要采用普查方式调查全部商品和服务项目的价格世界各国都采用抽样调查方法进行调查。作为学经济的本科阶段的学生我们所理解的并不彻底我们所能涉及的范围也很小所以借由国家统计数据做以下分析促使我们更好的掌握专业知识了解国情提高我们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。 问题的提出：影响我国居民消费价格指数的主要因素。变量的选取：居民消费价格指数 城镇居民 农村居民 模型的设定：y=0.005813+0.571384y2+0.426599y1+u 模型的解释变量：城镇居民消费价格指数y1；农村居民消费价格指数y2；城镇居民人均消费支出x1；农村居民人均消费支出x2 。分析方法：由此可以看出城镇居民人均消费支出和农村居民人均生活消费支出对居民消费价格指数的影响较小在方程中予以剔除而城镇居民消费价格指数和农村居民消费价格指数对居民消费价格指数的影响较大城镇居民的影响力比农村居民的影响力显著。模型的应用：改革开放以来，我国的国民经济有了巨大发展人民生活水平也有了极大提高但高收入者毕竟只是少数绝大多数城乡居民收入水平和消费水平还不高。总结：居民消费价格指数十分重要，而且具有启示性，必须谨慎把握。因为消费价格指数表明消费者的购买能力，也反映经济的景气状况。如果该指数下跌，则反映经济衰退必然对货币汇率走势不利。收入水平和消费水平的不同导致了对价格指数感受的不同。一般来说收入水平和消费水平的高低会造成对价格指数感受的差异。高收入者消费水平高消费内容广，对价格上涨的承受能力强，反之低收入者消费水平低、消费面窄，收入主要用于吃、穿、医疗和子女的教育等方面上。对价格上涨的承受能力低。而城镇居民和农村居民就是因此而产生差距，从而使城镇居民消费价格指数比农村居民消费价格指数对我国居民消费价格指数的影响程度大 近几年来，一些生活必需品不断涨价，因此低收入居民反映敏感。感觉实际消费价格上涨的幅度应该比公布的CPI数据高。我国旅游业发展状况分析摘要：21世纪旅游业的发展有着光辉的前景，中国作为亚太地区的大国，旅游业的发展更是生机勃勃，被称为朝阳产业，说明了它的发展前途和生命力。本文主要通过对影响旅游发展的多因素分析，建立以旅游收入为被解释变量，若干影响因素为解释变量的多元线性回归模型，并应用2010年中国各省、市、自治区、直辖市截面数据回归得到的模型，对中国的旅游发展显著因素分析和提出相关政策建议。问题的提出：我国旅游业发展的影响因素研究对象： 我国旅游企业营业收入，居民可支配收入，旅游业固定资产，以及国际游人人次变量的选取：旅游产业 可支配收入 旅游业投资 国际游人数数据的处理：通过收集数据，建立模型来对影响我国旅游收入的因素进行研究分析模型的设定： Yi=0+1X1+2X2+3X3+i模型的解释变量： Y为旅游企业营业收入（万元），X1为居民可支配收入（元），X2为旅游业固定资产（万元），X3为国际游人（万）人次参数的估计方法：可决系数为0.970141，模型拟合情况非常理想，在给定=0.05的情况下,t统计量的绝对值分别为5.428364,4.462871,5.096692,11.47402，均大于t统计量的临界值2.052，说明解释变量对应变量的影响是显著的，F统计量的值为292.4119大于F统计量的临界值2.97，F统计量的值也比较显著，说明回归方程非常显著，整体模型效果比较好。模型的检验： 多重共线性检验。分析方法：从上面报告可知，模型的拟合效果很好，各项指标都令人满意，而且从经济上是符合实际的：旅游收入受居民可支配收入，入境人数和旅游业的固定资产的显著影响，确定为最终结果。模型的应用：深化旅游企业改革，积极引导各类资金投资旅游业是促进旅游业发展的重要途径。要更深层次的挖掘国内旅游市场，现阶段国内旅游市场受人均可支配收入的影响，国内旅游企业应该在保持城镇居民旅游稳定增长的同时，加大开发适合农村的旅游项目来吸引其旅游消费。总结：根据模型可以知道，旅游产业的规模对旅游收入的影响显著，是旅游业发展的重要因素之一，因此，深化旅游企业改革，积极引导各类资金投资旅游业是促进旅游业发展的重要途径。其次，要更深层次的挖掘国内旅游市场，现阶段国内旅游市场受人均可支配收入的影响，国内旅游企业应该在保持城镇居民旅游稳定增长的同时，加大开发适合农村的旅游项目来吸引其旅游消费。最后，要把中国打造成“最安全的旅游胜地”和“最令人向往的旅游胜地”，吸引更多外国游客来华观光旅游，进而增加旅游企业的营业收入。物流业上市公司股权结构与风险实证研究 研究假设：假设 1 ： 在其他条件相同的情况下，上市公司股权集中程度与企业风险呈正相关；假设2 ： 在其他条件相 同的情况下 ，第一大股东为国有控制的上市公司风险要低于民营 市公司；假设3 ： 在其他条件相同的情况下， 管理层持股比例与公司风险呈负相关。样本选取：1选取 2 0 1 0 年 1 2月 3 1日沪深两地 A股物流业上市公司作为样本。2剔除 S T、 * S T类公司上市公司3剔除数据不完整的上市公司，最终选取了6 7个观察值（数据信息全部来自深交所上交所网站和国泰安公司的 C S M A R数据库）。4 ：在其他条件相同的情况下，股东活跃程度与企业风险显著负关。变量设计：解释变量设计：A1 MH ；控制变量设计：本文采用总资产的自然对数来计算企业规模把资产负债率作为一个控制变量；R o a ： 总资产回报率( 净利润 平均资产总额)实证分析：实证模型 ， z表示风险水平，D为虚拟变量( i - 1 ，2 ，3 ，4 ) ，分别将 A 1 ，S D，MH，G M作为D。代人上述方程中进行分析；， 本文分别将股权结构的各个解释 变量引入模型，从而形成 4个多元线性回归模型，并采用普通 最小乘法( O L S ) 进行回归估计回归结果分析 拟合优度 R分别为 0 .3 4 2 8 6 8 、 0 .3 4 1 1 7 4 、 0 .3 7 8 8 1 6 、 0.3 4 55 2 4都比较低，由模型 1、回归结果可以看出系数、值、值得出各影响因素是否呈显著正相关，判断与假设是否相同。总结：通过对 6 7家物流业上市公司股权结构与企业风险之间 的关系进行多元回归 ， 可以得出结论： 第一大股东持股比例越 高企业风险 z指数越高， 企业风险相对越小； 控股股东的性质 与企业风险 z指数之间并不显著相关 ； 管理层持股比例越高 ，企业风险越 ；股东活跃程度越高 ，企业风险越小。经济模型在就业分析中的应用提出问题研究的意义：基于人力资本和社会资本视角。数据分析：本文参照舒尔茨的人力资本理论，人力资本定义为：毕业生所具备的由个体及家庭对其接受教育和未来发展进行投资所形成的有助于提高劳动生产力和雇佣可能性的、具有一定经济价值的知识、技能和健康等各方面的素质和能力。参照林楠提出的社会资本概念，社会资本是指镶嵌在由毕业生个体缔结的各种社会关系和社会结构中的各种资源。建模：通过建立多元线性回归模型予以验证 Yib0b1Xi1b2Xi2+bkXikui在多元回归方程中，因为该问卷设计的自变量较为详细，所以对于一些分类变量都采用虚拟变量引入回归方程，连续变量采用对数值录入，以此保证数据的均质性。由于引入的自变量较多，模型采用卡方检验主要是通过F 值和p 值来判定模型的显著性，并结合拟合优度来判定模型的解释力度。结论及建议：人力资本中的院校性质和专业对于工作专业对口程度具有显著性影响，民办院校性质的毕业生找到的工作与所学专业的对口程度越高。社会资本中的面试单位数、实习单位数对工作专业的对口程度存在显著性影响。而面试单位数与工作专业对口程度负相关，实习单位数与专业对口程度正相关，也就是说面试的单位数越多找到一份对口的工作更不容易，实习单位越多却可以增加更多的专业知识，拓宽就业渠道，获得更多机会找到合适的工作国内城镇居民旅游消费研究摘要：本文根据国内城镇居民人均可支配收入及其旅游消费的特点，运用计量经济的方法建立了相应的回归模型。通过对模型的研究，分析了影响国内城镇居民旅游消费的主要因素及其存在的相关性，同时该模型还可以用于对未来的旅游消费情况进行预测，为制定未来的旅游消费政策提供依据。问题的提出：我国国内城镇居民未来的旅游需求的影响因素研究对象：国内城镇居民旅游消费情况 变量的选取：国内城镇居民；人均可支配收入；旅游消费数据的处理：采用计量经济模型对国内城镇居民旅游消费情况进行分析和预测。计量经济学主要研究的是一种经济预测方法，即把经济理论、数学公式和概率统计等相关理论知识结合起来，用以发现和总结实际经济活动中的数学规律，预测未来的发展情况和进行政策规划。模型的设定： y =a0+a 1x1+a2x2+anxn y=a+bx1+cx2+模型的解释变量：y是因变量； x1，x2 ，xn 是自变量模型的检验：为了回归结果的准确性本文先剔除 2003 年和 2004 年的数据，将 1995 年2002 年国内城镇居民旅游消费的相关数据进行回归，主要运用 EXCEL 数据分析模块和 OLS 方法。分析方法：从上式可知，模型的拟合度比较好，t值 通过检验。模型中的 686.14 表示城镇居民人均收入中用于国内旅游的基本消费；0.0613 表示居民人均收入中用于国内旅游消费的人均边际消费倾向，也就是说每增加 100 元人均收入，国内旅游人均消费支出增加 6.13 元。模型的应用：运用上述模型分析我国国内城镇居民的旅游消费状况，可以弄清各种因素对旅游消费的不同影响，以及为策划旅游市场未来发展政策提供参考依据，预测未来的旅游消费情况。需要指出的是，在使用该模型时要注意结合模型自身和旅游消费本身的特性。该模型本身是动态的，在不同的时间周期内它的主要影响因素不一定是相同的，只能有效地预测较近几年的旅游情况。如果要预测较长时间的旅游消费情况，应该用最新的数据重新建立模型。总结：我国城镇居民人均可支配收入每增长 1 元，一般会有约 6%7%的部分用于旅游消费。这说明我国城镇居民的人均旅游消费在人均可支配收入中所占的比例并不高，还没有将旅游消费看作是日常消费的固定组成部分，旅游消费倾向不明显。因此，为了刺激国内城镇居民的旅游消费和培养他们的旅游消费观念，旅游管理部门应该适当地降低旅游景点门票的价格，吸引游客前来观光，带动周边旅游产品的消费，同时应制定相应的营销策略刺激旅游消费通过以上回归分析得出的结果以及正态概率图，可以看出国内城镇居民的人均旅游消费与人均可支配收入之间存在着密切的正相关关系，随着人均可支配收入的增加或减少人均旅游消费会相应地增加或减少。人均旅游消费与价格则存在一定的负相关关系，当价格上升或者下降时，人均旅游消费会相应地减少或者增加。我国城镇居民人均旅游消费影响因素摘要：计量经济模型的建立主要依靠历史统计数据，然后应用最小二乘法得出相关的回归模型。改革开放以来，我国经济快速增长，人民的生活水平有了很大提高。人们在追求物质上满足的同时更加注重精神上的享受，越来越多的人选择了外出旅游。本文根据国内城镇居民人均可支配收入及其旅游消费的特点，运用计量经济的方法建立了相应的回归模型。借助于Eviews 软件对影响我国城镇居民人均旅游消费的经济因素进行分析，搜集数据、建立模型、估计参数、检验并修正模型，最终得到一个模型，进而进行一些分析和实际应用。通过对模型的研究，分析了影响国内城镇居民旅游消费的主要因素及其存在的相关性，同时该模型还可以用于对未来的旅游消费情况进行预测，为制定未来的旅游消费政策提供依据问题的提出：经济学理论的分析旅游消费作为一种消费行为， 也受到经济因素和经济因素两方面的影响。非经济因素包括个人消费动机、个人偏好、国家节假日政策等一些因素，经济因素主要有以下几个方面：1、城镇居民人均可支配收入，居民收入水平决定着其旅游消费的水平及潜在的旅游者是否能够实现旅游。在其他条件不变的条件下，城镇居民人均旅游消费与人均可支配收入呈正方向的变化关系。2、城镇居民消费价格水平，物价水平会影响居民的消费行为。较高的物价水平会降低人们的实际收人水平，进而会降低人们的实际购买能力，抑制消费。所以，人均旅游消费与消费价格水平呈相反方向变动。3、利率银行存款利息率的变化对于消费行为会产生较大的影响，它主要是通过影响居民消费和储蓄的比例来实现的。在其他条件不变的情况下，利率升高，人们会增加储蓄，进而抑制消费。所以，人均旅游消费与利率反向变动研究对象：查询中国统计年鉴，查出1988-2010年26年来我国城镇人均居民旅游消费支出，人均可支配收入，价格指数，利率模型的设定：y=a+x1+x2+x3+u 模型的解释变量：y-城镇居民人均旅游消费 x1-城镇居民人均可支配收入 x2-城镇居民消费价格指数 x3-年平均利率参数的估计方法：a表示城镇居民人均可支配收入为0 且物价指数、利率也为0 时的人均旅游消费支出。表示增加一个单位的城镇居民人均可支配收入时城镇居民人均旅游消费增加的比例，表示增加一个单位的城镇居民消费价格指数时城镇居民人均旅游消费增加的比例， 表示增加一个单位的城镇居民消费价格指数时城镇居民人均旅游消费增加的比例。其中，a0、0，0。u 为随即误差项。模型的检验：由回归方程Y=1048.497+0.019753-4.858567-12.87267可知，我国城镇居民人均可支配收入每增加1元，其中仅有1.97%部分用于旅游支出，这说明我国人民的生活水平还处于比较低的层次，这与我国的传统美德是有一定的关联的，居民除了必要的开支外，其余的大部分都作为储蓄储藏起来，所以我国城镇居民的人均消费支出占人均可支配收入的比重较小，同时也说明我国现阶段我国的旅游消费还没有完全启动，旅游消费市场还有很大的潜力可以开发。在假定其他变量不变的情况下，当年价格指数每增加1个百分点，人均旅游消费支出就会下降4.858567亿元；在假定其他变量不变的情况下，当年平均利率增加1个百分点，人均旅游消费支出就会下降12.87267亿元。由此，我们不难发现，城镇居民可支配收入对于其个人旅游消费的影响程度并不是非常大，即在可支配收入较快增长的情况下，个人旅游消费的增幅并不是很大。相比之下，消费价格指数会对个人旅游消费支出有较大影响，消费价格指数略有增长，个人旅游消费就会有较大幅度的缩减。分析方法：由散点图形可以看出Y和x1、x2、x3呈线性相关的关系，和x1呈正线性关系，和x2、x3呈负线性关系=0.945779，修正的可决系数为0.937218，两个系数相差不大，说明模型对样本的拟合度很好。模型的应用：运用上述模型分析我国国内城镇居民的旅游消费状况，可以弄清各种因素对旅游消费的不同影响，以及为策划旅游市场未来发展政策提供参考依据，预测未来的旅游消费情况。需要指出的是，在使用该模型时要注意结合模型自身和旅游消费本身的特性。该模型本身是动态的，在不同的时间周期内它的主要影响因素不一定是相同的，只能有效地预测较近几年的旅游情况。如果要预测较长时间的旅游消费情况，应该用最新的数据重新建立模型。总结：模型估计结果说明，在假定其他变量不变的情况下，当年人均可支配收入每增加1亿元，人均旅游消费支出就会增加0.019753亿元，；在假定其他变量不变的情况下，当年价格指数每增加1个百分点，人均旅游消费支出就会下降4.858567亿元；在假定其他变量不变的情况下，当年平均利率增加1个百分点，人均旅游消费支出就会下降12.87267亿元。由此，我们不难发现，城镇居民可支配收入对于其个人旅游消费的影响程度并不是非常大，即在可支配收入较快增长的情况下，个人旅游消费的增幅并不是很大。相比之下，消费价格指数会对个人旅游消费支出有较大影响，消费价格指数略有增长，个人旅游消费就会有较大幅度的缩减。中国经济增长与耕地资源变化计量分析提出问题研究的意义：2，由于“耕地保护”是粮食安全和社会稳定的重要保障，因此中央政府空前重视并于“十一五”规划明确提出坚守120 万km2（18 亿亩）耕地红线不可逾越。按照以上逻辑推断，“谋发展”与“保红线”二者似乎具有不可调和的矛盾。针对此种矛盾国内外学者对此展开深入探索，研究视角大都从经济增长与耕地损失3-6，耕地保护与社会稳定及耕地驱动机制分析7-11等方面展开，研究假说基本上建立在经济发展与耕地保护矛盾不断激化的基础之上。数据分析：，本研究选取以1988 年为基准年的耕地面积变化率和人均国内生产总值增长率作为把握两者变化规律的衡量指标，主要是因为变化率是双向的，更容易把握两者的波动规律，如用耕地面积变化率不仅能够反映历年的耕地面积减少情况，还考虑了19891990 年耕地面积增加的特殊情况。另外为了把握两者变化整体态势，用变化率的绝对值表示，忽略了向量变化问题。建模：将1996 年大调查数据作为1995 年末耕地面积，并通过历年耕地变化量（参考农业部门的数据）进行数据反推，得到19881995年耕地面积修正值，因此表1 中1995 年以前的数据是基于。结论及建议：1. 国外（区域）经验表明，在工业化、城市化由初级阶段过渡到高级阶段过程中，对建设占用耕地需求的强烈程度先增强后减弱，即经济发展整个过程对建设占用耕地需求的强烈程度逐渐减弱2.中国不同阶段对比发现，19882002 年间中国经济增长与耕地总量变化具有较为一致的波动特征，两者变化趋势保持较为同步，2002 年以后两者波动出现明显脱钩或分歧，即经济发展在波动中逐渐增。依据经济增长与耕地变化的Logistic 曲线，我们不仅可以深刻认识经济增长与耕地变化之间的规律，而且可以在把握不同阶段耕地变化规律基础上预测合理的耕地规模，为公共政策调整和耕地保护转变提供直接参考和科学。中国杂粮供求分析摘要：本文运用局部均衡的计量经济方法和计算机仿真模拟的方法，构建了杂粮供求模型进行结构分析，并运用该模型对未来中国杂粮供求进行了四个方案的模拟分析。本文所得结论是：杂粮产量对农业投入品的价格相对敏感，杂粮需求对人均收入的变动相对敏感，杂粮出口对汇率变动相对敏感，而杂粮进口则对国内前期产量相对敏感；伴随着国内杂粮产量的不断下降和需求的“刚性”，中国杂粮净进口的局面很难出现重大改观；当出现人民币年升值率超过 5%、总人口中位以上增长的情况时，中国杂粮进口将会不断扩大，国内产量将会不断下滑；当人民币年升值率达7%、人口处于高位增长时，中国杂粮进口将会超过1000 万吨。 研究意义：虽然杂粮在粮食安全中处于辅助地位，但由于其品种具有生长期短、耐旱耐涝等特点，在弥补自然灾害所导致的大宗粮食减产方面功不可没，同时也是维持中国粮食供求平衡的重要组成部分。研究方法与数据：本文主要运用局部均衡模型的计量经济方法建立中国杂粮供求局部均衡模型（以下简称“杂粮模型”），并应用计量经济模型进行结构分析和模拟分析；同时，为提高对未来中国杂粮供求变动模拟分析的可靠性，本文引入概率模型对计量经济模型中的外生变量进行模拟分析。各变量的数据主要来自国家公开出版的各种年鉴和汇编资料以及国际组织公布数据。估计方法为系统估计中的三阶段最小二乘法。估计结果与模型模拟结果的拟和检验：1.估计结果分析；2.模型模拟结果的拟和检验。未来不同情景下中国杂粮供求变动的模拟分析：1.未来不同情景下模拟方案的设定；2.未来不同情景下中国杂粮供求模拟分析。结论：本研究运用局部均衡的计量经济方法构建了杂粮供求模型，并进行了结构分析，在此基础上引入了概率模型，针对未来不同情景对中国杂粮供求进行了模拟分析，最后所得结论如下： 杂粮产量对农业投入品的价格相对敏感，杂粮需求对人均收入的变动相对敏感，杂粮出口对汇率变动相对敏感，而杂粮进口则对国内前期产量相对敏感。伴随着国内杂粮产量的不断下降和需求的“刚性”，中国杂粮净进口的局面将很难出现重大改观。当出现人民币年升值率超过5%、总人口中位以上增长的情况时，中国杂粮进口将会不断扩大，国内产量将会不断下滑。这必将会对中国的粮食安全产生一定的威胁。对我国 GDP 影响因素的分析 改革开放以来，中国经济取得了令全世界震惊的巨大成就，持续25年年均 增长率超过9%，经济总规模已经稳居世界第四。2010年中国经济增长率更是高 达10%。因此，许多专家学者指出，我国目前的经济形势是上世纪90年代中期以来最好的。由此可见，GDP 作为现代国民经济核算体系的核心指标，它的总量可以反映一个国家和地区的经济发展及人民的生活水平，其结构可反映社会生产与使用，投资与消费之间的比例关系及宏观经济效益，对于经济研究、经济管理都具有十分重要的意义。尤其从1985年我国开始正式统计GDP后，它就越来越受到人们的关注。GDP的核算中有许多因素在起着作用。数据收集：从中国统计年鉴得到我国 1990-2009 年国内生产总值 GDP、我国城镇、农村人均收入，恩格尔系数以及就业人数的统计数据。数据汇总整理，其中：nian fen：年份，gdp：国内生产总值，tincome：城镇居民人均收 入， cincome：农村居民人均收入， tengr：城镇居民恩格尔系数，分析过程：利用 Eviews6.0 和我国 1990-2009 年我国城镇、农村人均收入，恩格尔系数以及就业人 数的数据建立了 ARLM、古典线性回归模型，通过 OLS 回归、怀特异方差检验、自相关检 验、非正态检验、多重共线性分析、RESET 检验、邹至庄检验等实证分析了城镇、农村人均 收入、恩格尔系数以及就业人数对我国 GDP 影响。1.OLS 回归结果如下：回归结果分析：由上图所示回归结果可知：最优拟合优度大于 0.99，所以数据的拟合优度较好。但是 CENGR、CINCOME、TENGR 和 TWORK 的 P 值均大于 0.1，其中 TENGR 和 TWORK 的 P 值均大于 0.9，最不为显著，此时不能拒绝 TENGR 和 TWORK 为 0 的零假设。 因此，去掉 TENGR 和 TWORK 后重新进行 OLS 回归，回归结果如下： CINCOME 的 P 值仍大于 0.1， 不能拒绝 CINCOME 为 0 的零假设， 因此把 CINCOME 从原模型中剔除，再次对剩下的变量进行 OLS 回归， 由上述回归结果可知：数据的拟合优度值均大于 0.99，数据能较好拟合，且模型中的变量都 是显著的。由此可以得出多元线性回归方程为： GDP=551205.5+996.2931*CENGR -12.97432*CWORK + 20.88151*TINCOME 2.怀特异方差检验 对上述的回归模型进行怀特异方差检验，检验结果如下：怀特异方差检验结果可知值大于.，不能拒绝不存在异方差的零假设，因此不存在异方差。 3.自相关检验 对回归模型进行自相关检验，检验结果可知 P 值小于 0.1，能够拒绝不存在自相关的零假设，因此，回归模型的误差项间存在自相关。4.非正态检验 对扰动项进行非正态检验，检验结果如下：结果可知，值为 0.577958 大于 0.05， P 即在 5%的显著性水平下不能拒绝正态性零 假设，所以扰动项服从正态分布。 5.在一定的相关性，但是剔除 cincome、tengr 和 twork 之后的回归模型中，这三个参数都是显著的，在显著的情况下，可以忽略多重共线性。 6.RESET检验结果可知，不能拒绝回归函数是线性的零假设，即回归方程不存在明显的非线性。7.邹至庄检验 对回归模型进行邹至庄检验，P 值为 0.153001 可知，不能够拒绝数据不存在断点即参数是稳定的零假设，所以该回归方程参数随时间的变化是稳定的。 由上述检验过程可知，多元线性回归方程： GDP=551205.5+996.2931*CENGR - 12.97432*CWORK + 20.88151*TINCOME 均能通过。 模型解释： 通过 GDP=551205.5+996.2931*CENGR - 12.97432*CWORK + 20.88151*TINCOME 这一模型我们可以发现，其中农村居民的恩格尔系数对 GDP 的影响最大，当农村居民的 恩格尔系数每增加一个百分比的时候，GDP 会增长 996.2931 个单位。城镇居民的人均收入也 对 GDP 有着重要影响，城镇居民收入每上升一个百分比，GDP 增长将会上升 20.8815 个单位。 而农村居民的就业人数对 GDP 却起着负作用，农村就业人数每增加一个百分比，GDP 将下降 12.97423 个单位。针对农村就业人数对 GDP 存在的负面影响，我们也许会觉得这与我们的逻 辑思维有些背离，当然这不排除我们在对数据收集以及对方程的设立上存在一些误差，或是农村就业人数增加的情况下，GDP 会由于其他的一些因素而减小。 结论：自从我国 1978 年改革开放以来，随着我国社会主义市场经济体制的不断发展和深入，我国的经济得到了前所未有的、飞速的发展，但是，也带来了严重的发展问题。贫富差距拉大， 需求失衡就是当前两个特别受关注，讨论激烈的问题。观察上述计量经济模型参数估计结果，得知，农村居民的恩格尔系数比城镇居民的人均收入对GDP 的影响要大，而农村居民的就业人数对 GDP 却起着负作用，但是，针对农村就业人数对 GDP 存在的负面影响，我们也许会觉得这与我们的逻辑思维有些背离，当然这不排除 我们在对数据收集以及对方程的设立上存在一些误差，或是农村就业人数增加的情况下，GDP 会由于其他的一些因素而减小。政策：因此，对我国政府今后的政策导向提出一些有意义的建议：第一，采取适当政策措施，提高我国人民收入水平，特别是农民的收入水平。扩大就业 是提高人民收入水平的唯一方法。统筹城乡就业，加大对农村基础设施的投入力度，大力发 展县域经济，加强小城镇建设，引导农村劳动力外出和就地就近转移就业。调整我国的户籍 制度，放宽对农民工的户口限制，增加待遇，减少对农民工的不合理的、歧视性的收费，大 力发展实体产业和服务业。从计量经济模型参数估计的结果看出，居民消费对经济发展的贡 献远远大于投资，因此提供我国人民的收入水平，消费也随之增加，会持续地促进我国经济 的发展。 第二，采取合理措施，打压通货膨胀。尽管经济的增长一定带动通货膨胀，但是，在我 国当前社会背景下，通货膨胀给人民的生活造成了恶劣影响。因此，要合理抑制通货膨胀。 第三，我国政府要采取特别有力的措施，缩小贫富差距。逐步取消我国的户籍制度，使农民与城镇居民享有平等的待遇，使农民工可以融入城市。提高所得税征收门槛，抑制高收 入阶层的收入增长，增加对低收入阶层的转移支付，特别是增加农民的转移支付。颁布适当政策扶持低收入阶层增加就业或创业。居民最终消费的影响因素分析摘要：改革开放以来,随着国家经济实力的增强,随着教育事业的跨越发展,国家对不同阶段、不同领域、不同地域的经济社会发展大量采用科学、定量、求实的预测、指导方法,摒弃太多的人为影响,所做出的决策越来越切合实际,而效果亦愈来愈好;而这其中,计量分析方法功不可没。所以国家制定并实施了一系列相关财政及货币政策来刺激消费，增加居民投资的作用，但是居民存款额依然居高不下，居民消费虽有增长却不能支撑整个国民经济的发展。不管从宏观还是微观来分析，我国居民最终消费支出都直接影响到我国的国民经济运行及整个经济的发展，所以对我国居民最终消费支出的问题进行研究是必不可少的，而且十分重要。我们可以运用研究的结果来分析现状并制定正确的应对方针。问题的提出：改革开放前,中国上至中央,下至各级政府,由于人才的匮乏,资金的短缺,观念的保守,我们对各种经济的决策大都是依据历史的数据,凭借个人经验做出决策,无法切中要害,导致最后的指导行动的措施对经济、社会发展的推动作用成效不大,延误了国家发展机遇。研究对象：我国居民最终消费支出变量的选取：可支配收入、工资水平、消费者支出、恩格尔系数、通货膨胀率、收入分配、居民贫富情况模型的解释变量：将居民最终消费支出设为被解释变量Y X1代表城居民储蓄 X2代表人均可支配收入 X3代表 居民消费价格指数 X4代表人均旅游花费 随即扰动项，代表其他所有的影响因素模型的检验：从回归结果看，在保持其他变量不变的条件下，居民储蓄每增加一个单位，居民消费支出将减少.06歌单位；在保持其他条件不变的条件下，居民可支配收入每增加一个单位，居民消费支出将增加7.52个单位；在其他条件不变的条件下，价格指数没增加一个单位，居民最终消费支出将减少87.78个单位；在保持其他条件不变的情况下，人均旅游花费没变动一个单位，消费支出就同向变动8.889个单位。 统计检验： 拟合优度：由2R=0.999可知，方程的拟合程度很好 F检验：在显著水平为0.05上，在F分布表上查自由度为k-1=4,n-k=14的临界值F05.0（4，14）=5.87，很明显F=3793.23大于5.87，所以所有变量联合起来对模型有显著影响。分析方法：T检验：再显著条件为0.05的情况下,查自由度为14的t分布表此时，t025.0（14）=2.15，可见，x1，x3, x4的t检验不显著，说明可能存在多重共线性问题。模型的应用：居民的最终消费支出主要受居民储蓄，可支配收入、工资水平、消费者支出、恩格尔系数、通货膨胀率、收入分配、居民贫富情况的影响。居民储蓄是影响居民最终消费的直接因素，居民储蓄越多，最终消费就越少，储蓄越少，最终消费支出就越多。总结：1.促进消费的增加，要从国家做起，消费的关键依然跟人民的收入成正比，而且有莫大关联，国家应该采取一些措施改变“穷人更穷，富人更富”的贫富两级分化问题，真正的实现社会公平。2.由此模型可以看出旅游花费成为家庭消费支出的重要因素，所以要想增加消费，就必须大力提倡发展第三产业，促进旅游也和相关产业的发展，第三产业的进步也将标志着我国经济发展进入一个新的阶。分析我国进出口贸易对我国GDP的影响摘要：加工贸易一直在我国进出口贸易中占很大比重，而且对我国GDP的影响较大，这是我国一直以来“重出口”的结果。为此，我们想了解这种说法是否属实并进行分析。问题的提出：我国已发展成为一个对外经贸大国，但是还算不上一个对外经贸强国。在新的世纪里，我国的目标应当是从一个对外经贸大国发展成为对外经贸强国。但与世界贸易强国相比，现时还有许多差距。主要表现在中国出口产品和服务贸易竞争优势不大，加工贸易占半壁江山，造成贸易条件不利。对此，我们进行一些实证分析。我们按贸易方式把进出口贸易分为一般贸易，加工贸易和其他贸易。其中加工贸易,主要指对外加工装配、中小型补偿贸易和进料加工贸易。发展加工贸易的好处是投资少，时间短，见效快，有利于充分利用我国丰富的劳动力资源，有利于扩大出口，增加外汇收入。一般贸易是与加工贸易相对而言的贸易方式。一般贸易指单边输入关境或单边输出关境的进出口贸易方式，其交易的货物是企业单边售定的正常贸易的进出口货物。其他贸易为除了一般贸易和加工贸易以外的进出口贸易。研究对象： 我国经济发展过程中的历年进出口额数据的处理：GDP由4个部分组成，消费，投资，政府购买以及净出口。净出口是出口减去进口。进出口额对我国经济发展有至关重要的作用。模型的设定： Y=B1+B2X1+B3X2+B4X3+U 模型的解释变量：Y=GDP X1=一般贸易 X2=加工贸易 X3=其他贸易模型的检验：由相关系数矩阵可以看出，各解释变量之间的相关系数很高，证实确实存在多重共线性。分析方法：由此数据看出，可决系数和修正可决系数为0.984839和0.982565，F的检验值为433.0592，明显显著，拟合效果还可以。但当a=0.05时，ta/2(n-k)=2.080，说明x1与x3的t检验不显著，而且x1与x3系数的符号与经济解释相反。可能存在多重共线性。模型的应用：我国出口商品中技术含量和附加值较高的产品所占比重偏低在结构上，我国出口商品中高科技含量、高附加值的产品的比重偏低。目前，在我国的出口结构中，劳动密集型产品的比重较高，而资本密集型产品（如机械及运输设备）的比重比较低；在进口结构中，劳动密集型产品比较低，资本密集型产品的比重较高。这说明我国的贸易结构还处于不发达阶段。另外，从产业的贸易依存度来看，我国贸易结构也处于不发达阶段。一般来说，贸易结构越发达，资本密集型产品越具有国际竞争力。目前，由于加工贸易已占我国对外贸易的较大比重，总量层次上的贸易结构难以反映我国的国际竞争力，而一般贸易进口结构和一般贸易结构出口结构能更好地反映贸易结构的发达程度和国际竞争力的高低。总结：由模型可知，加工贸易的净出口额每增加1亿美元，我国GDP增加12.60104亿美元。我国的进出口贸易对加工贸易的依赖很重，而且对GDP的贡献很大。这显示出了我国贸易结构的缺陷，加快调整和优化出口商品结构，改善产业结构和贸易结构是我国提高贸易竞争力的重要一环。国际经验表明，一个国家的贸易结构将发生有以出口劳动密集型产品为主、进口资本密集型产品为主向以出口资本密集型产品和服务产品为主、进口劳动密集型为主的转变。而一国欲从国际竞争中获得更大的利益，就应使本国 具有高附加值的产业具有较强的国际竞争力。影响我国社会商品零售价因素的分析研究意义：社会商品零售总额指各种经济类型的批发零售贸易业、餐饮业、制造业和其他行业对城乡居民和社会集团的消费品零售额和农民对非农业居民零售额的总和。社会消费品零售总额所计量的是各种经济类型的商业由于经济的发展和社会的进步，特别是社会主义市场经济的建立，随着商品生产和商品交换的领域进一步扩大，用以确立和描述各类消费品市场对居民和社会集团出售商品总和的商品零售额指标的口范围也作了相应的调整。社会商品零售总额反映了一定时期内人民物质文化生活水平的提高情况，反映了社会商品购买力的实现程度，以及零售，市场的规模状况。对于金融海啸下研究中国经济运行情况具有极大的现实意义。 样本数据选取及模型设定：1.寻找变量：根据大一所学的宏观经济学和及对现实中国经济发展情况的理解，我觉得影响我国社会商品零售总额y（亿元）的主要因素有：x1人均GDP（元），x2居民消费价格指数（上年=100），x3城镇居民人均消费支出（元），x4商品零售物价指数（上年=100）。2.建立模型：根据因果关系及相互间的联系找出因变量，影响问题的主要因素作为自变量，非主要因素作随机误量。设模型的函数形式为y=c1+c2*x1+c3*x2+c4*x3+c5*x4+u模型参数估计及修正：1、参数估计：假设模型中随机误差项Ui满足古典假设，运用OLS方法估计模型的参数，利用计量经济计算机软件Eviews计算可得结果；2、模型修正：（1）运用OLS方法求y对各个解释变量的回归。结合经济意义和统计检验选出拟合效果最好的一元线性回归方程。经分析，在4个一元回归模型中社会商品零售总额y（亿元）对人均GDP x1的线性关系强，拟合程度好。回归结果y=-413.5952+3.774223*x1+1.578573*x3t=(-1.330476) (20.90523) (6.194380)R2=0.998408 S.E.=921.1606 从以上数据中可以看出，模型的统计检验均有较大改善。模型检验：1.模型的经济意义检验：回归系数估计值c2=3.871269 0，说明我国人均GDP 和我国社会商品零售总额正方向变动，当其他条件不变时，人均GDP每上升1元时，我国社会商品零售总额将平均增加0.482645（亿元）；回归系数估计值c4= 1.3916070，说明我国城镇居民人均消费支出与和我国社会商品零售总额成正方向变动，当其他条件不变时，城镇居民人均消费支出上升1元时，我国社会商品零售总额将平均增加0.095884（亿元）。2.单个回归系数的显著性检验：从单个因素的影响看，在5%显著性水平上，t(b1) =23.08813t0.025(27)=2.052, t(b2) =6.447320t0.025(27)=2.052,说明人均GDP 和城镇居民人均消费支出能对我国社会商品零售总额影响是显著的。3.拟合优度检验R2=0.998291说明，回归方程即上述样本函数的解释能力为99.8%，即人均GDP 和城镇居民人均消费支