我国农村通信消费的计量经济学模型分析研究

第一篇：我国农村通信消费的计量经济学模型分析研究

我国偏远农村通信消费的计量经济学模型分析研究

一、引言

随着近年来“三农”政策和“建设社会主义新农村”政策的不断深化，中国农村的经济条件得到较大改善，农村居民的收入增长较快，2010年农村居民纯收入增长率超过城市居民。

农村通信对于促进农村经济发展，提高抗灾、减灾能力，以及促进民族团结和加强国防建设都具有重要意义。十六大报告中提出了“全面建设小康社会”的目标，以及“以信息化带动工业化，以工业化促进信息化”的伟大战略；政府将解决好“三农问题”作为工作重点。从对农村的政策影响来看，政府加强农村基础设施与服务体系建设，实施“村村通”农村信息化建设，为农村信息化提供基础设施。而随着“家电下乡”政策的逐渐深入，更多的终端设备进入到农村居民的生活中。因此，积极、有效、合理地发展农村通信，以通信水平的提高带动和促进当地经济的发展是提高我国信息化建设整体水平，实现“全面建设小康社会”目标的必然选择。

二、我国农村通信发展现状

我国农村通信的发展水平总体而言基本适应大多数农村地区的经济发展需求。但是，相对于全国城镇电信发展而言，发展农村通信，尤其是广大欠发达地区的农村通信仍存在较多问题。

1．农村通信发展相对滞后

近年来，在我国电信业务快速发展、电话用户大幅增长的同时，我国农村通信发展相对滞后，形成鲜明的反差。一是农村电话用户增长不断下降。2001年农村电话用户新增1671.8万户，增加数较2000年下降了5.2%，2002年仅新增1000万户，下降达40%之多；二是农村电话用户数占全国电话用户总数（包括固定电话和移动电话）的比重逐年下滑。2000年为22.5%，2001年为21%，2002年又下降了2个百分点为19%，截至2003年8月为18.1%；三是2002年全国通电话行政村比重达到87.9%，难以进一步提高。虽然农村电话用户绝对数在上升，但新增用户数从2000年之后呈下降趋势。已通电话行政村比重在1997～1998年间有个飞跃，之后增长平缓，甚至2001～2002年没有增长。

2．城乡之间通信水平存在着极大的差距

从全国来看，2002年农村固定电话普及率水平不到10%，是城市的三分之一左右。在中西部地区差距更明显，以重庆为例，2002年城市固定电话普及率已超过20%，农村仅为8%，城市和农村月单机话务量也有很大差距。3．不同农村地区经济发展不平衡，通信水平也存在着极大的差异

这种现象在东、中、西部地区的比较中十分明显，主要有以下两点：一是不同地区农村居民通信消费习惯对比差异较大。有的地方农村居民的通信消费习惯还未养成，还有待于引导和培养，这类地区较为典型的表现是过年过节时的话务量剧增、增值业务的应用少、零次用户比例大；二是不同地区的来去电话比例差异明显，欠发达农村地区来话远大于去话，当地收入水平难以提高（按县区级电信分公司的统计）。通常经济发达农村地区来去话比例基本在1：1至2：1之间，经济落后的农村地区来去电话比例一般在3：1以上，有的甚至超过了10：1。

三、我国农村通信发展的困难及原因分析

1．农村地区的通信消费不旺限制了农村通信发展

从消费需求来看，农村经济发展相对缓慢，尤其欠发达地区的经济是以农业以及低层次、低附加值的行业为主，农村居民对外经济联系较少，对电信的需求不旺。以浙江省丽水市为例，当地的农村电话话务量基本以本地话务量为主，长话去话零次户为48.7%，计费零次户比例为2.11%。

从消费能力来看，农村地区的经济发展水平相对较低，农民的人均纯收入较低，决定了农民的消费能力偏低。2001年农村居民人均纯收入2366元，城镇居民人均可支配收入6860元；农村、城镇居民人均生活消费总支出分别为1741.1元、5309.0元；农民人均交通通信支出占生活消费总支出的6.32%，城镇居民则占8.61%。

从消费习惯上看，目前大多数农民在观念上还是认为电话只是消费品，不能带来效益，由一般3：1的来去电话比例可以看出农村电话用户多是接电话而不向外打电话，这就造成农话的消费较低，阻碍了农话建设资金的快速回收和农话经济效益的提高。另外，传统节假日农村话务量猛增，与平时差距明显，例如江西都昌县春节前后的1个月话务量超过了一般月份的20%～30%以上，这是因为农村居民在外打工情况较多，另一方面农民在日常生活中还不习惯于通过电话进行沟通。

2．农话亏损严重影响农村通信的持续发展

农话亏损额居高不下，仅广东、上海、江苏、浙江和山东五省市，2000年亏损为14.7亿元，2001年为18.4亿元。2002年亏损更加严重，山东省就达7.6亿元。造成农话亏损的因素一般有以下几个方面：

（1）农村通信投入大，建设运行维护成本高 农话分布的典型特点是：多、远、散；乡镇、行政村、自然村数量多，中继距离、用户接入距离远，农户的聚居程度低、用户分散。全国共有2126个县，平均每个县有21.4个乡镇，县到乡的典型距离为20公里；每乡平均有16.3个左右的行政村，乡到村的典型距离为5～10公里。不同地区的地理地形千差万别，并且人口密度差异大，建设造价相差悬殊。如浙江萧山的人口密度达到807人/平方公里，甘肃山丹的人口密度只有38人/平方公里，农村电话户均综合造价变化幅度也很大，少则1000元，多则5000元以上。因此，农话单线建设成本大大高于市话。

在大部分落后的农村地区，电力供应不能充分保证，经常停电或电压不稳，极易造成中断事故，造成机房空调不能正常工作，室内温度、湿度不符合设备要求，容易引发设备故障。另外，由于交通不便，也增加了电信员工的维护工作量。除此之外不少地区气候恶劣，自然灾害频发，甚至偷盗电缆的事件也时有发生，有的县级电信公司每年由此损失数十万元甚至到上百万元。

（2）资费水平的降低减少了企业的收入

2001年对农村资费体系的调整，将固定电话的本地网营业区范围扩大到行政县（含县级市，下同），在同一行政县内通话均执行本地网营业区内（市话）资费标准。由于本地网营业区间通话中，约40%为县内区间通话。营业区扩大到县后，农村用户的通话费支出大幅度减少。这有效的减轻了农村用户的负担，在一定程度上促进了城乡的交流，但同时使企业在农村通信上的收益进一步降低，甚至加大了在某些地区的亏损。

（3）历史遗留问题增加了企业的负担

首先是农话大发展时期的影响。在1996～1997年前后，农村地区曾有过一段农话快速发展的时期。由于当时设备较贵、厂家较多，导致设备型号兼容问题逐渐突出，设备更新、折旧和维护费用增加。其次是邮电分营等一系列人员、资产剥离过程中，提供农话服务的企业（中国电信、中国网通）留有较多的人员负担。

3．企业对农村及边远地区的通信投资不断减少

电信体制改革使企业成为市场主体，特别是近年来，电信市场逐渐引入竞争后，市场竞争日趋激烈，各公司不愿意在市场需求不旺、建设运营成本高的农村地区增加投资。除此之外，电信企业减少对农村通信的投资还有以下几个原因：

（1）资产负债率过高导致资金紧缺 根据调查，中国电信各分公司的资产负债率一般在60%～70%之间，相对过高。如湖南电信资产负债率达到70%，浙江丽水电信的资产负债率为66.67%。资产负债率过高严重影响了企业统筹资金的能力。

（2）企业上市后对投资回报率有更高要求

有研究认为：固定电话户均综合造价1500元，用户ARPU值55元以上，投资回报率才能保证在15%左右，项目才可行。这已成为一些企业论证项目经济可行性的重要标准。调查表明，中国电信在“九五”期间农村电话户均综合造价在5000元以上。2001年开始，中国电信各分公司在进行农村通信项目建设时，加大了成本控制力度，要求将农村电话综合造价从2500～2800元，压低到1000～1200之间，使这两年农村电话户均综合造价基本控制在2000元左右，对超出该标准的项目投资加以限制。而农村广大地区地处偏远，地形多以丘陵、山区为主，且人口分散，满足投资人要求的项目不多，所以企业对农村通信的投资在不断的有控制的减少，而且这一趋势短时间将难以扭转。

（3）新业务、新市场的竞争导致企业投资分流

承担农村通信服务的企业主要是中国电信和中国网通，为了提高企业的竞争力，必须要研究新的业务增长点，加快新兴市场的开发和投资力度。在数据业务方面、3G建设方面等都需要大量的投资，而且分别拓展南北地区的电信业务也需要投资，这都在一定程度上影响了农村通信的资金投入。

四、均衡发展农村以及边远、落后地区通信的政策建议

据统计，2001年我国农民人均纯收入实际增长了4.2%，2002年上半年农民现金收入比2001年同期增长了5.9%，人均收入水平的稳定增长提高了农村居民的消费能力，也将拉动通信消费需求。今后几年，随着国内宏观经济的发展形势继续趋好，农村消费需求的进一步扩大，为农村通信市场的发展提供了广阔的市场和应用空间。但是如果农村通信，尤其是边远、落后地区的通信状况不能保持适度发展，将影响“三农”问题的解决，影响电信业的可持续发展，我国农村经济，甚至国民经济的发展都将受到制约。

为了有效促进农村及边远、落后地区的通信均衡发展，我们将进一步研究和推进下面几项工作：

1．统筹规划，综合利用，推动、引导企业调整经营指导思想

通过对农村通信的基础设施实行长远规划、统筹利用，鼓励和引导企业对农村通信的投入。孤立地看，企业发展农村地区的低端用户难以盈利，如果可以通过资费体系的调整、农话传输网综合利用（同时传广播、电视）等措施，鼓励电信运营企业吸引大量的低端用户群进网，造就更大的市场，在低边际成本情况下不断提高全网通话业务量，提高企业收入，必然会使企业产生新的投资意向，逐步达到良性循环。

2．积极鼓励新技术应用

由于农村地区之间也存在一定差异，需要根据不同地区的具体情况采用有线、无线等多种接入方式，铜缆、光缆、微波、卫星等多种手段。从管制政策、资金等方面鼓励电信运营企业应用适合我国广大农村和边远地区的新技术，鼓励电信设备生产商及科研院所积极研发适合农村气候条件、地理条件的农村通信设备。

3．尽快建立有中国特色的电信普遍服务基金

随着电信市场的逐步开放、电信竞争格局的形成，主要靠电信运营企业内部交叉补贴的办法保证落后地区的农村地区普遍服务的模式，已不适用于改革后的电信体制。结合我国的国情并借鉴国外的经验，有必要尽快联合有关部门制定普遍服务的具体实施办法。尽快界定普遍服务的范围，建立普遍服务基金，并进行公平、合理、有效地分配运用，以便改善落后农村、贫困地区由于电信用户支付能力低、而建设、运营成本高造成的通信落后状况。

在普遍服务基金建立之前，应该在政策或法规上规定通信运营企业对已经提供的通信服务不能自行解除，要保证已有的通信服务水平不降低。

4．积极开发有用的信息源，为当地经济发展服务，实现当地通信事业的持续发展 农村通信是农村经济发展的基础设施，可以带动和促进农村经济的发展。同时，农村经济的发展又可以加快和推动农村通信的发展，这是我国农村发达地区的实践证明的。

信息服务对于掌握社会及市场动态、带动经济发展意义重大。我国已通电话的行政村尚且缺少信息服务；何况还有14.7%的行政村未通电话，更缺少信息交流的条件。未通电话的行政村基本分布于中西部地区和老少边穷地区，这些地区农村生产生活性资料信息源极度缺乏，如市场购销信息、科技交流信息、劳务市场信息等。这种情况不利于“三农”问题的解决。因此建议国家有关部门和当地政府牵头，鼓励各类企业共同创造丰富的农村信息源，为农民提供能带来实际利益、提高农民科技文化素质的业务和应用，促进农村通信消费，也为农村通信的发展注入活力。

5．在税收和财务等方面进一步扶持和倾斜

国家和各级地方政府有必要将农村通信发展纳入地方基础设施建设规划加以扶持，对电信企业采取税收优惠、争取国债投入、政策性银行贷款及政府贴息或无息贷款等措施，缓解电信企业在农村以及边远、落后地区的资金短缺问题。

第二篇：计量经济学回归模型实验报告

回归模型分析报告

背景意义：

教育是立国之本，强国之基。随着改革开放的进行、经济的快速发展和人们生活水平的逐步提高，“教育”越来越受到人们的重视。一方面，人均国内生产总值的增加与教育经费收入的增加有着某种联系，而人口的增长也必定会对教育经费收入产生影响。本报告将从这两个方面进行分析。

我国 1991 年~2013 年的教育经费收入、人均国内生产总值指数、年末城镇人口数的统计资料如下表所示。试建立教育经费收入 Y 关于人均国内生产总值指数 X 1 和年末城镇人口数 X 2的回归模型，并进行回归分析。

年份 教育经费收入

Y（亿元）

人均国内生产总值指数

X 1(1978 年=100)年末城镇人口数

X 2（万人）

1991 731.50282 256.67 31203 1992 867.04905 289.72 32175 1993 1059.93744 326.32 33173 1994 1488.78126 364.91 34169 1995 1877.95011 400.6 35174 1996 2262.33935 435.76 37304 1997 2531.73257 471.13 39449 1998 2949.05918 503.25 41608 1999 3349.04164 536.94 43748

2000 3849.08058 577.64 45906 2001 4637.66262 621.09 48064 2002 5480.02776 672.99 50212 2003 6208.2653 735.84 52376 2004 7242.59892 805.2 54283 2005 8418.83905 891.31 56212 2006 9815.30865 998.79 58288 2007 12148.0663 1134.67 60633 2008 14500.73742 1237.48 62403 2009 16502.7065 1345.07 64512 2010 19561.84707 1480.87 66978 2011 23869.29356 1613.61 69079 2012 28655.30519 1730.18 71182 2013 30364.71815 1853.97 73111 资料来源：中经网统计数据库。

根据经济理论和对实际情况的分析可以知道，教育经费收入 Y 依赖于人均国内生产总值指数 X 1 和年末城镇人口数 X 2 的变化，因此我们设定回归模型为

第三篇：计量经济学论文(关于我国城镇居民储蓄存款模型的计量经济分析)

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 0.31998 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

6.最终结果

从上面的计量分析中最后得到我国城镇居民的储蓄存款模型：

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、结论与建议

1.模型的实证分析

城镇居民的收入增长率变化对居民的储蓄率变化的影响还是比较明显的，储蓄率对收入增长率的弹性为0.314787, 在其他条件不变的情况下，居民的收入变化1%，储蓄率同方向变化0.314787%。

利率变动对实际的储蓄率变动的影响并不是十分的重要，弹性仅为0.024487。这方面有很多的原因，其中对未来预期的不确定性是一个很重要的原因，尤其是1998年以后，随着住房、医疗、教育等方面的改革，人们的储蓄倾向受预期的影响更大。这方面从人民银行数次通过降息来调整储蓄量，但是效果并不明显也可以看出来。

基尼系数对储蓄率的影响非常大，弹性达到了1.145280。这里可以看出，收入分配的均等程度对储蓄的影响非常明显。这是由于收入高的群体的储蓄倾向要明显的高于收入低的群体。

2.对宏观经济的政策建议

基于基尼系数对储蓄率的很大的影响，因此，国家应该重视对分配领域的调节，加大对低收入的者的转移支付，切合中国实际的对税收领域进行改革，缩小社会的贫富差距：

1）不要“逼”老百姓花钱，而要针对不同收入阶层，采取不同对策，引导居民消费

首先，增加中低收入居民的个人相对收入，在分配政策上进一步缩小收入差距；进行微观层面的改革和合适的福利体系改革，大力提高人们的收入预期；控制教育和医疗费用，降低人们的支出预期，减少公众的焦虑；积极发展消费信贷，尤其是助学贷款，减少人们为教育而储蓄的需要，让其“有钱花”。

其次，引导高收入居民向更高层次的消费过渡，努力提高其消费倾向，增加消费供给，让其“有地方花钱”，从而抑制储蓄倾向的进一步提高。

2）不要“逼”老百姓投资，而要不断增加金融创新，努力改善投资环境，刺激居民投资

目前的储蓄高增长主要是由于居民收入的持续增长、消费和投资的增速缓慢、居民手持现金的逐步减少而引起，充分暴露出我国经济架构的严重失衡。因此，必须采取相应的措施缓解储蓄增长的势头，并积极引导储蓄向投资转化：

第一，提供多样化的金融工具，不断开发新的金融产品，大力发展商业保险和社会保险，拓宽居民投资渠道，引导居民储蓄资金的合理分流。

第二，进一步发展和完善股票市场，规范上市公司的市场行为，逐步建立完善的、公开的信息披露制度，增强居民的投资信心。

第三，大力发展债券市场，尤其是企业债券市场，充分发挥债券融资的优势，加大企业从资本市场直接融资的比重。

第四，积极引导民间投资，用新型的融资方式拓宽民间投融资的渠道。稳定发展民营金融机构；建立民间投资退出机制；加强民间投资的信用体系建设。

3.模型的不足

在实际经济活动中，人们的预期对储蓄率的影响是非常明显的。由于这方面的影响很难用数据来描述以及碍于本文作者水平有限，所以本模型没有反映人们的预期对储蓄率的影响。

参考文献

1.何德旭：10万亿储蓄的多视角分析[N]。金融时报，2003-05-19.2.屈宏斌：居民储蓄高增长堪忧[N]。经济观察报，2003-03-31.3.张锐：高储蓄挑战宏观政策[N]。世纪经济报道，2003-04-29.4.郭树清：深化投融资体制改革与完善货币政策传导机制[J].金融研究，2002，（2）。

5.武少俊：强化消费需求启动措施，保证经济持续快速增长[J].金融研究，2003，（5）

6.潘雅琼：我国城乡居民储蓄存款余额的趋势预测[J].统计与决策，2003（6）

7.刘隽亭,乔瑞红：我国居民储蓄持续增长的原因及特点分析[J].天津商学院学报，2005(2)

8.李焰：关于利率与我国居民储蓄关系的探讨[J].经济研究，1999(11)

9.韩汉君：中国的居民储蓄存款及其利率弹性[J].上海经济研究，1999(9)

10.庞皓：计量经济学.科学出版社，2008-1

第四篇：多元线性回归模型实验报告计量经济学

实 验 报 告

课程名称金融计量学 实验项目名称多元线性回归模型

班级与班级代码 实验室名称（或课室）

专业

任课教师 xxx

学号 ：xxx

姓名 ：xxx 实验日期：2012 年 5 月 3 日

广东商学院教务处制 姓名 xxx 实验报告成绩 评语 ：

指导教师（签名）

年月日

说明：指导教师评分后，实验报告交院（系）办公室保存

多 元线性回归模型

一、实验目的 通过上机实验,使学生能够使用 Eviews 软件估计可化为线性回归模型的非线性模型，并对线性回归模型的参数线性约束条件进行检验。

二、实验内容 （一）根据中国某年按行业分的全部制造业国有企业及规模以上制造业非国有企业的工业总产值 Y，资产合计 K 及职工人数 L 进行回归分析。

（二）掌握可化为线性多元非线性回归模型的估计和多元线性回归模型的线性约束条件的检验方法 （三）根据实验结果判断中国该年制造业总体的规模报酬状态如何？ 三、实验步骤（一）收集数据 下表列示出来中国某年按行业分的全部制造业国有企业及规模以上制造业非国有企业的工业总产值 Y，资产合计 K 及职工人数 L。

序号 工业总产值 Y（亿元）

资产合计 K（亿元）

职工人数 L（万人）

序号 工业总产值 Y（亿元）

资产合计 K（亿元）

职工人数 L（万人）3722.7 3078.22 113 17 812.7 1118.81 43 2 1442.52 1684.43 67 18 1899.7 2052.16 61 3 1752.37 2742.77 84 19 3692.85 6113.11 240 4 1451.29 1973.82 27 20 4732.9 9228.25 222 5 5149.3 5917.01 327 21 2180.23 2866.65 80 6 2291.16 1758.77 120 22 2539.76 2545.63 96 7 1345.17 939.1 58 23 3046.95 4787.9 222 8 656.77 694.94 31 24 2192.63 3255.29 163 9 370.18 363.48 16 25 5364.83 8129.68 244 10 1590.36 2511.99 66 26 4834.68 5260.2 145 11 616.71 973.73 58 27 7549.58 7518.79 138 12 617.94 516.01 28 28 867.91 984.52 46 13 4429.19 3785.91 61 29 4611.39 18626.94 218 14 5749.02 8688.03 254 30 170.3 610.91 19 15 1781.37 2798.9 83 31 325.53 1523.19 45 16 1243.07 1808.44 33 表 1（二）创建工作文件（Workfile）。

1、启动Eviews5，在主菜单上依次点击FileNewWorkfile（如图），按确定。

2、在弹出的对话框中选择数据的时间频率（本实验为序列数据），输入数据数为31（如图1），然后点击OK（如图2）。

（图 1）（图 2）、（三）输入数据 1、在 Eviews 软件的命令窗口中键入数据输入/编辑命令：DATAYKL，按 Enter，则显示一个数组窗口（如图）。

2、分别在Y、K、L列输入相应的数据并以group01命名保存（如图）：

（四）、回归分析 1、在经济理论指导下，设定如下的理论模型：

2、运用OLS估计模型 经对数转换，式  e L AK Y 可变换对数形式如下：

3、对表1的Y、K、L的数据进行对数转换，得新的数据如表2所示：

序号

序号

18.222204 8.032107 4.727388 27.274147 7.429183 4.204693 37.468724 7.916724 4.430817 47.280208 7.587726 3.295837 58.546616 8.685587 5.78996 67.736814 7.47237 4.787492 77.204276 6.844922 4.060443 86.487334 6.543826 3.433987 95.913989 5.895724 2.772589 107.371716 7.828831 4.189655 116.424399 6.881134 4.060443 126.426391 6.246126 3.332205 138.395972 8.239042 4.110874 148.656785 9.069701 5.537334 15

7.485138 7.936982 4.418841 16

表2 4、对表2经对数转化后的数据进行相关性分析 ①重复数据输入步骤，输入取对数后的数据如图：

②在弹出的窗口中选择ViewGraphScatterSimpleScatter按确定，得取对数后的Y、K、L三者之间关系的散点图，结果如下：

③通过对以上散点图的观察可以看出，取对数后的K、L的联合值对取对数后的Y的值有着显着的线性影响。

5、在 Eviews 主窗口中点击 QuickEstimateEquation，在弹出的方程设定框内输入模型：log（y）clog(k)log(l)（如图）：

再点击确定，系统将弹出一个窗口来显示有关估计结果（如图）。

由图显示的结果可知，样本回归方程为：

Y ln =1.154+0.609 K ln +0.361 L ln

(1.59)(3.45)(1.75)其中 8099.02 R，2R =0.7963，F=59.66 4、对以上实验结果做 t 检验分析：

给定显着性水平5%，自由度为（2，28）的 F 分布的临界值为34.3 28 2(05.0），F，因此总体上看，K ln , L ln 联合起来对 Y ln 有着显着的线性影响。在 5%的显着性水平下，自由度为 28 的 t 分布的临界值为048.2)28(05.0 t，因此，K ln 的参数通过了该显着性水平下的 t 检验，但L ln 未通过检验。如果设定显着性水平为 10%，t 分布的临界值为701.1)28(05.0 t，这时 L ln 的参数通过了显着性水平的检验。

2R =0.7963 表明，工业总产值对数值的 79.6%的变化可以由资产合计的对数与职工的对数的变化来解释，但仍有 20.4%的变化是由其他因素的变化影响的。

（五）参数的约束检验 由以上的实验结果可以看出，1 97.0     ，即资产与劳动的产出弹性之和近似为1，表明中国制造业在2000年基本呈现规模报酬不变的状态。因此，进行参数的约束检验时，提出零假设为0H ：1    。

如果原假设为真，则可估计如下模型：

1、在 Equation 窗口选择 proc/Specify/Estimate 在弹出的窗口中输入 log(y/l)clog(k/l)如图所示：按确定，所得结果如下：

容易看出，该估计方程通过了 F 检验与参数的 t 检验。

2、对规模报酬是否变化进行的分析 由上面两个实验可以得到 0703.5 URSS，0886.5 RRSS。在原假设为真的条件下有：

 )1 2 31(1)(UU RRSSRSS RSSF28 0703.50703.5 0886.5 =0.1011 在 5%的显着性水平下，自由度为（1,28）的 F 分布的临界值为 4.20。因为 0.1011<4.20,所以不拒绝原假设，表明 2000 年中国制造业呈现规模报酬不变的状态。

3、运用参数约束条件 12 1    对上面假设模型进行检验 打 开 eq01 方 程 对 象 窗 , 点 击ViewCoefficientTestsWaldCoefficientRestrictions…，在 Waldtests窗口设定参数约束条件：c(2)+c(3)=1。再按 OK,结果如下图：

由以上实验结果可知，我们仍然不拒绝原假设，原假设为真，即中国该年的制造业总体呈现规模报酬不变状态。

四、实验结论 通过上面实验可以看出，中国某年按行业分的全部制造业国有企业及规模以上制造业非国有企业的资产合计 K 和职工人数 L 的联合对数对工业总产值 Y 的对数有着显着地线性影响。但并非全是由 K、L 影响，还有 20.4%的变化时由其他因素影响的。在规模报酬的分析中可以看出，国制造业在2000 年基本呈现规模报酬不变的状态。

第五篇：我国周边安全环境分析研究

我国周边安全环境分析研究

——中国周边安全环境透视及应对策略

11级公共事业管理1101班 杨和元

摘要：随着全球化进程的加快以及地区力量的急剧变化，中国周边地区形势将继续处于快速变化之中，各种不确定和不稳定因素将时有显现，并对中国国家安全提出复杂的新挑战。本文通过对中国周边安全环境中面临的有利和不利因素的分析，提出改善中国周边安全环境的基本路径。

关键词：国家安全;周边环境;安全环境

《左传》有云: “居安思危，思则有备，有备无患”。周边安全环境是中国面临的国际环境中的重要组成部分，是影响中国国家安全与发展的最直接和最主要的外部因素。随着全球化进程的加快以及地区力量的急剧变化，中国周边地区形势将继续处于快速变化之中，各种不确定和不稳定因素将时有显现，并对中国国家安全提出复杂的新挑战。中国是一个陆海兼备的大国，周边围绕着为数众多的邻国，而有些邻国又往往对中国并不友好，有的甚至虎视眈眈。中国周边的人文环境也非常复杂，这里的政治社会制度和文化宗教差异巨大。可以这样说，世界上几乎没有一个国家像中国这样面临如此复杂、严峻的地缘政治环境。

一、中国周边安全环境透视

(一)面临的有利因素

1． 中国与周边国家的睦邻友好关系全面推进我国周边国家众多，是世界上邻国数目最多的国家，除接壤的邻国外，还有不接壤的邻国。中国政府一贯奉行“与邻为善、以邻为伴”的周边外交方针，主张“睦邻、富邻、安邻”。特别是进入20 世纪80 年代以来，和平与发展日益成为当代世界的主题，谋求建立与发展国家与国家之间的良好关系，创造和平安全的周边环境，促进国家的经济和社会发展，日益成为中国与周边国家的共同愿望与诉求。

2． 中国的综合实力持续上升，国际影响力越来越大 世纪的前8 年，中国经济在世界的排名几乎是一年上一个台阶。2008 年中国的GDP 达到4． 4 万亿美元，跃居世界第三大经济体。2007 年，中国对世界经济增长的贡献率首次超过美国，跃居世界首位。2008 年中国对世界经济增长贡献率近22%。国际社会普遍有一种预期，认为中国在未来不短的时期内，还会保持强劲的上升势头。

(二)面临的不利因素

1． 美国的安全战略及美日同盟对中国的影响随着中国综合国力的持续提升和影响力的不断扩大，美国直言不讳地把中国说成是它的潜在威胁和巨大挑战，遏制中国已成为美国全球称霸战略的基点之一。美国作为超级大国的地位在未来的10 － 15 年仍将是难以动摇的。因此，美国作为中国重要的资金、技术来源以及重要的出口市场，其安全战略仍将是影响中国整体安全环境的最重要的因素之一。美日同盟作为冷战的产物，不仅没有随着冷战的终结而退出历史舞台特别是美日军事同盟的新一轮强化，对中国及亚太地区的和平和稳定将产生严重负面影响。

2． 海上安全问题愈益凸现

国际上有观点认为，谁控制了南海，谁就可以控制东南亚，从而控制整个西北太平洋和澳洲大陆。初步估计，整个南海的石油地质储量在230 亿－ 300 亿吨之间，约占中国总资源量的三分之一，有“第二个波斯湾”之称。而东海大陆架位于中、日、韩三国之间，是中国大陆领土的自然延伸。东海大陆架蕴藏着非常丰富的水产、石油、天然气以及稀有矿产资源。中国的海上领土和海洋权益面临重大挑战。一是主权问题在海上方面最为突出;二是权益斗争在海上方面日益激烈;三是海上方面的战略态势相当严峻;四是信息化战争的威胁在海上方面十分严重;五是国家外向型经济面临着远海可能发生的威胁与挑战。

3． 中印关系已正常化，但并未建立真正的信任

印度并未放弃对华领土要求，它对中国的和平诚意仍有戒心。中印边境争端的焦点，是我国大片领土的归属问题。一是我国政府主张的中印传统习惯线与印度坚持的非法的“麦线”之争。二是实际控制线之争。但对于解决领土争端问题而言，仍没有任何实质性的进展。冷战结束后，印度对华猜忌、防范的冷战思依然根深蒂固，这就决定了印度对我国安全的消极影响在较长时间内仍将存在，而且不排除在某种情况下恶化的可能性。

4． 朝鲜半岛并不稳定

朝鲜核试爆不仅是对全球核不扩散体制的冲击，而且可能会引发该地区的军备竞赛，这些都是对中国安全的重大挑战。朝鲜半岛存在着一系列不确定因素和不稳定因素，但与此同时，怎样维持朝鲜半岛的无核化地位，确保东北亚地区战略力量的平衡，防止美、日、韩三角军事联盟对我国安全利益的威胁，则是严峻的现实;朝鲜半岛局势的动荡将影响中国多年建设的“和平发展”的良好周边环境。半岛紧张局势的进一步升级有可能令外国投资者对中国东部地区望而却步。

二、改善中国周边安全环境的策略分析

1． 坚持和平共处五项原则，继续推行睦邻外交坚持在和平共处五项原则的基础上保持和发展同周边国家的睦邻友好关系，创造一个和平安全的周边环境，是我国独立自主和平外交政策的重要组成部分。为把我国建设成为一个社会主义现代化强国，不仅需要国内的长治久安，而且需要一个相对和平稳定的国际环境。因此，建立和保持周边地区的和平和安定，发展和巩固友好睦邻关系，建设和平繁荣的边疆，就是我们最大的国家利益之所在，也是我们国防建设的一项重要任务。所以，中国不仅十分注意将睦邻政策的许多好传统加以继承和发扬，而且非常理解周边邻国对中国日益增强的综合国力持有的复杂心态。

2． 提升我国的军事实力

我国周边所面临的情况极其复杂，既有历史以来存在的领土、领海归属争议，又有较长时期以来政治、军事利益上的冲突;既有侵略与反侵略斗争的热点，又有争霸与反霸的意识形态上的长期对抗。伊拉克战争表明，强大的军事实力是维护国家安全的重要保证。无论什么时候，没有强大的国防和军事实力作后盾国家安全就得不到保障。在世界多极化和经济全球化的时代背景下，要有效维护国家安全和发展，必须大力提高国家军事实力。建设可靠的核自卫和常规防务力量是绝对必要的。尽管中国的综合国力会大大增强，维护国家安全的手段更加多样，但强大的国防力量对国家安全是不可或缺的。

3． 加强与美、日等国的政治、经济联系

逐步削弱美、日对中国的敌视或不友好的举措。在政治上，中国把对美外交放在外交战略的优先地位，一直把加强对话，增加信任，增进了解和发展合作作为对美政策的基础。避免在一些非战略性问题上与美日等国形成严重对抗，同时利用日本急欲成为政治大国的心态和美、日在此问题上的矛盾和分歧，牵制和削弱美、日同盟。在经济上，充分利用中国经济迅速发展和日益扩大的市场对美、日两国的吸引力，进一步扩大对美、日两国的贸易，大力吸引两国的资本和技术，形成经济上你中有我、我中有你的利益共存局逐步削弱美、日两国对中国的敌视或不友好状况。

参考文献：

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