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会计论文参考文献范本
参考文献是在学术研究过程中，对某一著作或论文的整体的参考或借鉴。征引过的'文献在注释中已注明，不再出现于文后参考文献中。下面我们来看一下会计论文的参考文献吧。
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参考文献是在学术研究过程中，对某一著作或论文的整体的参考或借鉴。那会计的论文参考文献有哪些呢?下文是我为大家搜集整理的关于会计专业 毕业 论文参考文献的内容，欢迎大家阅读参考!
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计算机论文参考文献
在学习、工作中，大家都跟论文打过交道吧，论文对于所有教育工作者，对于人类整体认识的提高有着重要的意义。你知道论文怎样才能写的好吗？下面是我为大家收集的计算机论文参考文献，欢迎阅读与收藏。
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社会保障制度是一个国家经济社会发展的减震器和安全网，其发达程度已经成为保护人权、维护社会稳定、促进社会发展和体现社会文明的重要标志。下面是我为大家整理的社会保障论文，供大家参考。
一：儒家社会保障伦理启示
【摘要】社会保障事业关乎国计民生，受到国家和社会的广泛关注。尤其在经济迅速发展、全球化和老龄化不断加深加快导致人们社会风险不断增加的现实情况下，其现状与发展更是备受瞩目。时至今日，我国社会保障事业已取得可喜的成就，但其存在的满意度不高和体系内外矛盾重重的问题，亟需解决。社会保障伦理是建立社会保障事业的基石，只有立足本国国情，立足本国传统社会保障伦理，吸取其中的经验与教训，同时借鉴其他国家的经验，才是解决许多社会保障问题的关键。鉴于西方文化思潮盛行，我国传统伦理逐渐淡化的事实，笔者希望通过对儒家社会保障伦理的评价分析，从中提炼出对我国当代社会保障事业的建立和发展更有效的社会保障伦理依据，在一定程度上解决我国社会保障伦理缺失的问题，促进社会保障事业的建设与完善。
【关键词】儒家社会保障伦理;契机;伦理缺失;启示
一、儒家的社会保障伦理
儒家思想是对我国影响最深远的传统思想之一，以儒家文化为中心的中华文化圈对亚洲乃至世界都有着重要的影响，其中便包括了社会保障的伦理，进而影响社会保障制度的建立与发展。本节主要介绍了儒家社会保障伦理的理论基础，具体内容和其历史局限性。
一理论基础
以民为本的道德理论基础。儒家在对历史和现实的认识中，继承并发展了以民为本的理论，指出民众在社会发展和政权转移中，具有决定性的地位和作用。上位者要重视民生民意，如孟子认为得民心者得天下，以及为君者要保证民众的生存需求，实行保民爱民的仁政。以“仁”为本的道德理论基础。“仁”包括人的仁爱道德，也包括仁政德治。人们如果能够由对自己、对亲朋的爱扩大到对社会成员广泛的爱与仁慈，社会就会和谐;国家需要实施社会保障，而且社会保障首先要实现民众的生存，如“治国之道，必先富民”，才能保证社会的稳定与发展。
二具体内容
以民本和仁政为主的“人道性”思想。其中的民本思想指出，社会的发展与治理要重视民众的诉求和愿望，注重民众的生存与发展，如“五十者可以衣帛矣。……七十者可以食肉矣”，予以民众生活质量的提高。仁政思想则要求为政者要加强自己的德性修养，保持自己的仁政观念，实现爱民与护民。“均无贫”伦理。儒家追求公平、平等和正义，反对贫富分化，如“不患寡而患不均”，①提出要按不同等级、不同身份进行合理的分配，为政者要注重社会保障，来避免严重的贫富分化，维持社会的和平稳定。“节用爱人”伦理。“节用”要求减轻民众的负担，使得民众可以自力更生，减少 *** 对保证人民生存的开支，进而减少民众赋税的义务，保证民众的生存，实现良性回圈，同时国家要建立适度水平的保障。这两项措施都有利于节省社会保障消费的支出。“爱人”要求当政者关爱民众，注重保障、维护民众的生活。注重“孝”道。儒家认为社会保障不仅要依靠国家，还要依靠家族和乡里，实现“出入相友，守望相助”。而且“孝”道思想强调子女后代对父母的供养、关心和照顾，在当时小农自给自足经济条件下，倡导建立以家庭保障为主的养老模式，我国目前仍以这一养老保障方式为主。“德法兼用”伦理思想。“德法兼用”要求社会保障要注重德法兼治，为政者主动依靠自己的道德情操关爱民众，但在行动和工作上也要有严格的制度要求，对违纪行为给予严肃的处理和警告。
三历史局限性
随着社会的发展，儒家社会保障伦理存在历史局限性。首先，儒家社会保障伦理旨在通过满足人民群众的基本需求，达到维护统治阶级统治的目的，在根本上为统治阶级服务，不符合当前以民为本、为人民服务的宗旨。其次，传统的儒家社会保障伦理也有一些愚民的手段和措施，用一些教育和说教麻痹民众，以为统治阶级服务。最后，过于依赖执政者的自身道德，不仅不利于对民众的保障，也阻碍了社会保障的制度化和法制化。而且儒家伦理中对一些群体特别是妇女如“三从”“四德”，要求苛刻，影响了制度的公正性。
二、探寻儒家社会保障伦理的契机
一时代新状况
在新的时代，我国社会保障制度在逐渐的完善，保障水平不断提高、保障保障范围不断扩大。近期我国新常态经济发展政策的提出，注重经济发展的质量，相应放缓经济发展的速度，在一定程度上降低了我国财政的负担能力。在国民对社会保障需求规模越来越大、专案越来越多、水平越来越高的情况下，我国财政在社会保障方面的压力不断加大。借鉴发达国家高水平保障造成财政危机的经验教训，亟需要求我国合理界定 *** 和个人的责任，建立适度保障水平。老龄化的迅速发展造成社会保障财力困境，基金缴费者相对减少、接受者相对增加，我国现有的基金收入难以保障老年人的生活水平，而且人们对老龄人的护理工作和养老服务有更高的要求，这使得社会保障的可持续发展备受关注。社会保障的社会化发展强调保障实施主体的社会化，强调社会保障要依靠多元主体，以减轻 *** 的压力，同时解决 *** 容易忽视或不便解决的边缘问题，确保社会保障的功用，保障人们的生存与发展。因此，需要充分调动各方的积极性，需要推动非 *** 组织和慈善事业的发展。
二现有社会保障伦理缺失
由于伦理本身制度建设的不完善和伦理宣传教育的缺失，我国现有社会保障存在一些伦理缺失的问题。首先，人文关怀不足，保障资源和福利存在不人道的分配现象，将保障和福利的给予视为累赘，歧视受助者的思想与现实状况时有发生，而且一些保障政策没有倾向社会弱者，丧失其保障的目标和公正性。其次，社会保障公平正义的原则缺失。保障起点存在特权和歧视问题，保障机会存在权利获得的限制和障碍问题，两者导致保障结果的不公平、不正义。如我国因法制不完善、人情关系等因素造成应受惠的贫困者常常得不到帮助，许多人对受助的贫困者有歧视的心理和行为，歧视色彩较浓，而且我国各地区和人群的保障差异也较大，总体来说发达地区保障好。再次，德法兼治不足。制度和教育对德治的忽视，以及社会保障制度的不完善，造成政策缺乏连贯性和法制性，政策的制定、执行和监督不顺畅，影响了社会保障事业的可持续发展。再次，孝文化不足。溺爱和对传统文化教育的缺失，造成新一代责任意识低下、孝道意识薄弱，不孝或是片面将孝挂钩于物质供给，影响家文化的传承发展和家庭养老作用的充分发挥。最后，保障机构与保障方式不足。保障机构及其工作人员存在着机构不足和人员缺失的现象，保障机构和其工作人员专业化程度低、职责不明确、素质低，影响社会保障的作用和作用的发挥。此外，我国养老方式与老年生活保证的层次还不足，比较单一，社会化程度低，无法满足人们日益增加的多样化、多层次社会保障需求。
三、儒家社会保障伦理的启示
亚洲许多国家和地区借鉴儒家社会保障伦理思想，在社会保障方面强调个人责任、家庭保障以及多样化与社会化的保障模式，取得了许多成果，值得我们借鉴。秉著“取其精华，弃其糟粕”的原则，不断探求儒家社会保障伦理，力求为中国现代社会保障事业的发展做出贡献。发扬“以人为本”的民本思想。我国建立在“以人为本”思想基础上的社会保障，首先需要转变社会保障是对人的怜悯、恩赐的观念，视社会保障权为国民自己的合法权益，是国家应尽的责任，是对人们的关爱、对人们自主与发展的关注，人们的发展最终会促进国家的发展，实现国家与国民的共同进步。其次，加强社会保障机构与人员的建设，建立拥有比较完备专案、职责明确、专业化的服务机构与服务人员，平等的对待社会保障的覆盖群体，不仅关注人们的物质生活的满足，更要保证人们精神生活的满足，建立和完善社会保障事业。兼顾效率与公平。既要针对不同的专案和群体实施不同的保障，又要使社会保障能够保障人们的基本生活水平，兼顾社会保障的效率和公平。社会保障的有想发挥是使应受保障者受到保障，同一条件的受惠者享受同一制度的保障，并且保障水平适度，能够保障被保障着的基础生活，同时能最大限度的激发被保障者的积极性，避免“懒汉”的出现，提高社会的活力。健全德法兼用的原则。德治主要是要求实现 *** “仁爱”和百姓“自爱”，通过宣传教育等手段，促进两者道德素质的提高，增强两者的责任心、义务感、道德感和爱心，实现对受助者受助的合理性与合法性的认知，奠定社会保障实施良好的思想基础。此外，法治要求加强社会保障法制建设，促进社会保障事业实现有法可依、有法必依、执法必严、违法必究，注重依法保证社会保障参与者权利的实现和义务的履行，实现各自的诉求，同时也要注重依法保证对社会保障过程中各项行为与人员的监督和约束，增加违法的机会成本，减少甚至是避免社会保障中不法行为的发生，提高社会保障事业的质量。强调家庭保障的“孝”理论。“孝”是子女后代应具备的起码的道德准则，是优秀的中华传统思想文化。针对当前我国孝文化缺失的现状，更加需要注重加强孝文化与家文化的宣传教育。首要也是最迫切的是要注重增强子女的责任意识，教育子女后代学会感恩，懂得尊敬父母长辈、理解父母长辈和关爱父母长辈。其次，提高社会的尊老重老观念，在家庭成员互助互爱基础上，实现社会成员互助互爱，实现社会成员对老人的尊敬、理解和关爱，达到社会保障与家庭保障互补，实现社会的和谐与稳定。实现保证责任主体多元化与社会化。社会保障要注重责任分担，建立多元的社会保障责任主体。社会保障不是一个人的事业，也不是一个国家的事业，而是整个民族、整个社会的事业，需要各方主体共同协作。过于依赖个人，许多弱势群体因承担不起保障费用无法实现保障，具有优势的许多人群又不需要某些保障;过于依赖市场，价值规律的作用下也会造成弱势群体参保不起，优势群体不愿参保的现象;过于依赖国家，针对我国庞大的人口数量和广袤的国土面积，难以实现全覆盖，国家的财政压力也会过大。这些都会造成应受惠者得不到保障，保证失去了基本作用，难以持续发展的后果。建立资金运作、待遇发放、管理工作和实施主体全面社会化的社会化保障事业，有助于合理分工个人、家庭、单位、社群职责。建立多元责任主体，合理分担，有助于保障事业的持续健康发展，充分发挥其作用。儒家注重仁政，强调国家要保证百姓的生活，儒家也注重节用，强调个人的责任与奋斗，保障事业需要多方共同努力。
四、小结
在社会主义建设的新时期，我们既要看到我国社会保障事业取得的成就，更要看到其不足。立足传统与现实，借鉴国内外思想和实践的经验与教训，促进我国社会保障事业的进一步发展。鉴于我国目前社会保障伦理缺失和西方文化氾滥的情况，我国社会保障事业要重视儒家社会保障伦理中“以人为本”、“均无贫”、“节用爱人”、“孝”道和“德法结合”的思想精髓，注重社会保障事业以民为本、“孝”道思想的继承和发扬，促进社会保障事业兼顾法治与德治、兼顾效率与公平的实现，建立社会保障事业的社会化和责任主体的多元化，不断发展与完善我国社会保障事业，为早日实现和谐社会与中国梦做出贡献。
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二：社会保障基金管理绩效审计
[摘要]
目前，我国社会保障基金管理的绩效审计还处于不断探索阶段，暂时在政策制度、制度执行效益、违法违纪和道德标准等方面进行了有益尝试，存在着重要性认识不够、缺乏科学统一的评价标准、范围和积累的经验不足、绩效审计手段落后等问题。为完善社会保障基金管理绩效审计，我国应采取树立独立性和权威性、加强运营公示和监督管理、提高审计人员素质、加强资讯化建设等对策。
[关键词]社会保障;基金管理;绩效审计
一、社会保障基金管理绩效审计的现状
目前，我国社会保障基金管理的绩效审计还处于不断探索阶段，近几年，我国对社会保障基金的绩效审计进行了有益尝试，形成了目前暂时的社会保障基金管理绩效审计现状，主要包括：一是政策制度方面。具体包括基金管理、机构建立、实物管理、经费管理、会计核算等，这些政策与制度的执行情况，在很大程度上会影响着社会保障基金的使用和管理效益;二是制度执行效益方面。具体包括与制度相关的资金执行效益和受益人群的受益效益两个方面。前者可分为资金有无沉淀和收支能否相适应两个方面，后者可分为资金支付的金额效益和资金支付的及时性效益两个方面;三是违法违纪方面。据审计署统计资料显示，2010-2014年间，我国养老保险基金涉及违规违纪资金352亿元，一些单位将社保基金用于基层经办机构等单位工作经费亿元;用于购买汽车等万元;用于平衡市级、县级财政预算亿元;乱报销费用或发放待遇共亿元等问题;四是道德标准方面。有些行为不能看作是违纪违法行为，但是从道德上来看是不可行的，道德标准特别适合于对效益审计中的经济事项的评价，它可以用来从道德层面帮助人们看待不按客观规律、忽视人类生存问题的后果。对于某些事项不能用法律法规限制时，用道德标准加以限制无疑能起到很好的效果。
二、社会保障基金管理绩效审计存在的问题
一重要性认识不够
*** 部门对社保基金管理绩效审计不够重视，这里的 *** 部门主要指的是审计机关，审计机关的不重视使我国的社会保障基金管理绩效审计难以建立和健全。作为一项公共的专项资金，社会保障基金主要是企事业单位及个人向 *** 相关部门上缴的社保费用， *** 相关部门利用这些社保费用筹集资金，因此 *** 相关部门如果不足够注重这些社保基金的使用和管理，而审计部门又对此基金的绩效审计也不重视，这将必然导致社保基金的管理混乱，其管理绩效也就无从谈起。社会公众作为委托人的角色把通过劳动获取的资金投资于社会保障，以保障其日后生活所需，而社会保障基金的管理者则不够重视，没有使社会基金进行安全、完整地执行，没有使社保基金管理的效率和效果得到有效提高。我国审计部门没有意识到社会保障基金缴上来之后被乱占用、乱截留的现象，资讯披露制度严重缺失。
二缺乏科学统一的评价标准
社保基金管理绩效审计的经济性和效果性要求其有统一、规范和科学的评价标准，该评价标准也是作为评价审计经济活动的重要参考依据之一，为出具审计报告和审计意见提供既定的标准。但是目前在我国社会保障基金管理绩效的审计评价中，还没有统一、规范和科学的评价标准。而在国外，大多数发达国家都在绩效的审计中建立了统一、规范和科学的评价标准，如美国审计总署早在1981年就制定了严谨和详实的绩效审计评价标准;澳大利亚在绩效审计评价方面也对审计相关人员制定了细致的评价标准。我国财政部在1995年出台的绩效指标体系仅对企业绩效审计评价有用。而从1999年开始出台的《业绩效评价标准》、《企业绩效评价操作细则》等档案只是对企业经济活动的效果性进行评估，对我国社会保障基金的管理毫无作用。
三范围和积累的经验不足
目前，我国对社保基金管理绩效审计评价的经验严重不足，因此我国社保基金管理的绩效审计评价缺乏严重的经验，这就要求我们要立足于现实，借鉴美国、澳大利亚等发达资本主义国家的先进经验。目前我国对社会保障基金开展的真实合法性审计主要采用的是财务审计，而绩效审计被引进我国的时间比较短，绩效审计评价没有足够的实践工作检验。对于我国社会保障基金及其 *** 部门专案繁多的情况下，仍用财务审计的方法对其审计，势必造成对社保基金管理的不准确和不真实。而且，我国 *** 部门的绩效审计仅针对大型 *** 投资专案和财政专项资金审计，在社保基金管理绩效中的审计经验不足，将影响我国社保基金管理合理有效应用绩效审计工作的开展。
四绩效审计手段落后
目前，我国社会保障基金的管理工作非常复杂，主要表现在社保设计的人数众多、基金金额庞大、管理周期较长等，这就要求对我国社保基金管理的绩效评价所采用的技术高，所应用的计算机资讯系统健全和完善。绩效审计没有很好的技术支援，很难应对当前我国社保基金资讯量的逐渐增加。虽然我国社保基金资讯量的增加，需要更快、更精准的技术手段给予支援。但是我国目前计算机相关软体的会计资讯处理能力还比较低，很难有效审计我国的社保基金管理资讯。还有很多工作人员仍然采用的是手工查账的方法进行绩效审计。目前我国还没有开发出适用性的绩效审计软体，对社保基金管理的绩效审计存在严重的局限性。另外，我国对社保基金管理审计的相关计算机软体也存在很大问题，譬如软体中个个流程相互独立，设计缺陷导致附表与主表之间相互脱节，资讯严重失真。
三、完善社会保障基金管理绩效审计的对策建议
一树立独立性和权威性
相关 *** 部门及其审计人员要有正确的认识，把社保基金审计看作是维护国家社会安定、关乎社会深化改革的头等大事。针对目前社保基金范围小、负担失衡、覆盖面小等问题，必须转变观念，树立主人翁意识和高度责任感，建立有效科学的统一管理体制，规范社保基金的管理模式，从巨集观层面统一支付方法和征收比例，通过综合分析，认真调研，有问题及时反馈于领导。以专题报告的形式，切合实际地、有理有据地做出汇报，逐步推进我国社保基金绩效审计评价体系的建立。同时尽早制定并出台《社会保障基金绩效审计法》，使之与《审计法》和《会计法》有效结合，把我国社会保障基金管理绩效审计工作推向法制化。
二加强运营公示和监督管理
主要应从以下三个方面着手：一是建立社会保障基金公示制度。该制度可以有效发挥社会舆论的作用，监督社保相关管理部门收缴和发放社保基金的各项工作，并且及时向社会公众公示其收缴和发放情况，广泛接受社会公众的监督;二是及时向社会公众公示最新出台的政策法规。向社会公众详细解析最新的政策法规条文，使广大社会公众第一时间了解政策的变化，尤其是收缴金额、收缴比例的变动，可以利用新闻媒体及时公布新的政策法规;三是建立参与审理案件及检举揭发制度。吸引广大社会公众和企事业单位参与，让他们关心和了解社保基本状况，强烈要求社保相关管理部门定期向企事业单位及公众公布社保基金的各项收支状况及其管理情况，使整个社会营造舆论监督的良好气氛。
三提高审计人员素质
主要应从以下三方面着手：一是建立审计人员的培训机制。把培训当做对审计人员的一项必须完成的任务，引导审计人员参与高效培训，甚至出国培训;二是鼓励审计人员学习新知识和新技能。由于我国社会保障的相关政策制定还很不完善，其政策制度的变动较为频繁，因此审计人员应当时刻关注社会保障相关的最新法律法规，及时将最新法律法规应用于社保审计的实际工作中，必要时可以组建培训班;三是建立审计人员的工作激励机制。对工作能力突出，工作态度认真的审计人员给予奖励，这种奖励可以使口头表达，也可以是实物或现金奖励。只有我国社会保障基金绩效的审计人员素质提高了，才能有效保障我国社保基金绩效审计的顺利开展。
四加强资讯化建设
我国对社会保障基金管理绩效审计应当不断加强资讯化建设，对其进行现代化管理，加强资讯化、网路化，实现专业化。建设一个健全完善的绩效审计资讯处理系统，不断完善各项制度。充分开发和利用社会保障基金的电算化审计，利用先进的科技管理手段，组建一套完善的绩效评价指标体系。并且注重资讯的分工协作，建立完善的资料库系统。同时要完善我国社保基金审计的技术流程：一是控制社保基金账户的收入与支出关;二是重视社保基金征集环节的严格审计;三是重视对基金拨付环节的审计;四是重视对社保基金的保值增值审计。严格清点涉及的定期存单和相应国债，仔细检查存单的登记建账情况。
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会计学硕士毕业论文参考文献「汇总」
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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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