给你一篇我刚写的 呵呵 仅供参考 (需要的话给你电子版 QQ：309735313)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： 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。 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。 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。 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 06368087 264869934 78 02 16 1980 08740586 220385089 04 059804 15 1981 07093626 104176446 4 024052 15 1982 08105586 139165412 67 01897 15 1983 09963501 093723563 76 015071 16 1984 13025584 245357008 76 027948 19 1985 15161502 184241122 72 08836 19 1986 17454542 280700971 2 060109 2 1987 2175453 167515864 2 072901 23 1988 17862152 219728929 68 185312 23 1989 2721202 199827095 12 177765 23 1990 32760614 123579703 92 021141 24 1991 31032443 163667824 92 028888 25 1992 3016907 228819425 56 053814 27 1993 3199061 311233327 26 131883 3 1994 42486435 397210898 98 216948 28 1995 44898036 261076104 98 147969 28 1996 40903477 198208003 21 060938 29 1997 30935015 127739779 17 007941 3 1998 25777978 108852141 02 -026 295 1999 21234608 134557035 89 -02993 3 2000 1239205 125688358 25 -01501 32 2001 24155306 14364071 25 -0079 33 2002 29897822 173106495 03 -01308 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 S Error t-Statistic P C -264646 045525 -813154 0000 X1 317426 175678 806864 0875 X2 024054 003688 523093 0000 X3 024476 205508 119099 9065 X4 127523 149318 551127 0000 R-squared 897971 Mean dependent var 234065 Adjusted R-squared 875298 SD dependent var 116109 SE of regression 041002 Akaike info criterion -360748 Sum squared resid 030260 Schwarz criterion -113901 Log likelihood 64860 F-statistic 60525 Durbin-Watson stat 541473 Prob(F-statistic) 000000 根据以上结果，初步得出的模型为 Y=-264646+317426X1+024054X2 +024476X3+127523X 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。 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=897971， 2值为875298，模型的拟合情况较好。F检验的值为60525，整个模型对储蓄率的增长影响是显著的。 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 S Error t-Statistic P C -271487 041322 -570056 0000 X1 314787 113799 766177 0119 X2 024487 003178 704986 0000 X4 145280 137886 305987 0000 R-squared 897094 Mean dependent var 229740 Adjusted R-squared 881658 SD dependent var 115517 SE of regression 039739 Akaike info criterion -461967 Sum squared resid 031583 Schwarz criterion -265624 Log likelihood 54360 F-statistic 11739 Durbin-Watson stat 556309 Prob(F-statistic) 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= -271487+314787X1+024487X2+145280X4 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 669433 Probability 054505 Obs*R-squared 50596 Probability 073942 Obs*R-squared的计算结果是50596，，由于选用的没有交叉乘积项的方式，所以自由度为7，在05的显著水平下，查表得 （7）=59〉50596，所以接受原假设，即该模型不存在异方差性。 自相关性的检验 从上表可知DW值为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 =01，查D-W表得，d =882,d =407,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:Y1 Method:LeastSquares Date:05/27/10Time:14:45 Sample:136 Includedobservations:31 VariableCoefficientSErrort-StatisticP C-2169-0034 L0000 R-938534M979 AdjustedR-936415SD139 SE545A66266 Sumsquaredresid74755513S75517 Loglikelihood-7712F-8073 Durbin-W503388Prob(F-statistic)000000 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9941，这在一定条件下可以实现。另外，修正可决系数为936415，F值为8073，明显通过了F检验。且L的P检验值为0，小于05,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:Y1 Method:LeastSquares Date:05/27/10Time:17:16 Sample:136 Includedobservations:31 VariableCoefficientSErrort-StatisticP C-0357-0833 K0000 R-958357M979 AdjustedR-956921SD139 SE537A27332 Sumsquaredresid50647333S36583 Loglikelihood-7364F-3880 Durbin-W697910Prob(F-statistic)000000 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241106，这在一定条件下可以实现。另外，修正可决系数为956921，F值为3880，明显通过了F检验。且K1的P检验值为0，小于05,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:Y1 Method:LeastSquares Date:05/27/10Time:17:23 Sample:136 Includedobservations:31 VariableCoefficientSErrort-StatisticP C-2218-0001 K0000 L0000 R-979900M979 AdjustedR-978464SD139 SE3899A60943 Sumsquaredresid24446367S74820 Loglikelihood-4462F-5040 Durbin-W633165Prob(F-statistic)000000 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978464，F值为5040，明显通过了F检验。且K1和L的P检验值为0，均小于05,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:LNY1 Method:LeastSquares Date:05/27/10Time:17:29 Sample:136 Includedobservations:31 VariableCoefficientSErrort-StatisticP C2316 LNK0000 LNL0000 R-988755M504486 AdjustedR-987951SD037058 SE113834Akaikeinfocriterion-416379 S362831Schwarzcriterion-277606 L95388F-946 Durbin-W295173Prob(F-statistic)000000 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987951，F值为946，明显通过了F检验。且K1和L的P检验值为0，均小于05,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， 论文文献综述怎么写 撰写文献综述步骤：1、搜索相关文献 在开始搜索文献之前，需要一个明确定义的主题。如果正在写论文或研究论文的文献综述部分，搜索与之相关的研究问题和问题。如果是以独立作业的形式写一篇文献综述，必须选择一个要点，并提出一个中心问题来指导的搜索。2、评价来源 可能无法完全阅读关于这个主题的所有文章，所以必须评估哪些文章与自己的问题最相关。确保使用的来源是可靠的，并确保阅读了自己所研究领域的任何里程碑式的研究和主要理论。可以找到一篇关于谷歌学术的文章，查看被引用了多少次，高引用数意味着这篇文章在该领域有影响力，当然应该被包括在自己的文献综述中。3、识别主题、辩论和差距 组织文献综述的论点和结构，需要理解所阅读的资料之间的联系和关系。根据阅读和笔记，帮助制定文献综述的结构，并展示自己的研究将如何对现有知识做出贡献。4、概述结构 有各种方法来组织文献综述的主体。在开始写作之前，应该对自己的策略有一个大致的了解。根据文献综述的长度，可以结合这些策略。5、写文献综述 文献综述应该有介绍、主体和结论，每篇文章中包含什么内容取决于文献综述的目标。当写完并修改完文献综述后，不要忘记在提交之前进行校对。 文献综述是对某一方面的专题搜集大量情报资料后经综合分析而写成的一种学术论文，它是科学文献的一种。格式与写法文献综述的格式与一般研究性论文的格式有所不同。这是因为研究性的论文注重研究的方法和结果，特别是阳性结果，而文献综述要求向读者介绍与主题有关的详细资料、动态、进展、展望以及对以上方面的评述。因此文献综述的格式相对多样，但总的来说，一般都包含以下四部分：即前言、主题、总结和参考文献。撰写文献综述时可按这四部分拟写提纲，在根据提纲进行撰写工。前言部分，主要是说明写作的目的，介绍有关的概念及定义以及综述的范围，扼要说明有关主题的现状或争论焦点，使读者对全文要叙述的问题有一个初步的轮廓。主题部分，是综述的主体，其写法多样，没有固定的格式。可按年代顺序综述，也可按不同的问题进行综述，还可按不同的观点进行比较综述，不管用那一种格式综述，都要将所搜集到的文献资料归纳、整理及分析比较，阐明有关主题的历史背景、现状和发展方向，以及对这些问题的评述，主题部分应特别注意代表性强、具有科学性和创造性的文献引用和评述。总结部分，与研究性论文的小结有些类似，将全文主题进行扼要总结，对所综述的主题有研究的作者，最好能提出自己的见解。参考文献虽然放在文末，但却是文献综述的重要组成部分。因为它不仅表示对被引用文献作者的尊重及引用文献的依据，而且为读者深入探讨有关问题提供了文献查找线索。因此，应认真对待。参考文献的编排应条目清楚，查找方便，内容准确无误。关于参考文献的使用方法，录著项目及格式与研究论文相同，不再重复。 文献综述是对论文选题研究现状的梳理，但并不仅仅是把文献进行简单的堆砌与罗列，而是需要在总结梳理别人研究的同时，对已有的研究做出评价，也就是说有述有评，这也是为什么文献综述也叫做文献述评的原因。 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： Dependent Variable: Y1 Method: Least Squares Date: 05/27/10 Time: 14:45 Sample: 1 36 Included observations: 31 Variable Coefficient S Error t-Statistic P C -264 2169 -184861 0034 L 99417 712549 04299 0000 R-squared 938534 Mean dependent var 979 Adjusted R-squared 936415 SD dependent var 139 SE of regression 545 Akaike info criterion 66266 Sum squared resid 74755513 Schwarz criterion 75517 Log likelihood -7712 F-statistic 8073 Durbin-Watson stat 503388 Prob(F-statistic) 000000 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9941， 这在一定条件下可以实现。另外，修正可决系数为936415，F值为8073，明显通过了F检验。且L的P检验值为0，小于05,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： Dependent Variable: Y1 Method: Least Squares Date: 05/27/10 Time: 17:16 Sample: 1 36 Included observations: 31 Variable Coefficient S Error t-Statistic P C -0563 0357 -793873 0833 K1 241106 086751 83385 0000 R-squared 958357 Mean dependent var 979 Adjusted R-squared 956921 SD dependent var 139 SE of regression 537 Akaike info criterion 27332 Sum squared resid 50647333 Schwarz criterion 36583 Log likelihood -7364 F-statistic 3880 Durbin-Watson stat 697910 Prob(F-statistic) 000000 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241106， 这在一定条件下可以实现。另外，修正可决系数为956921，F值为3880，明显通过了F检验。且K1的P检验值为0，小于05,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 Dependent Variable: Y1 Method: Least Squares Date: 05/27/10 Time: 17:23 Sample: 1 36 Included observations: 31 Variable Coefficient S Error t-Statistic P C -643 2218 -516968 0001 K1 336796 176104 590936 0000 L 522268 190606 478107 0000 R-squared 979900 Mean dependent var 979 Adjusted R-squared 978464 SD dependent var 139 SE of regression 3899 Akaike info criterion 60943 Sum squared resid 24446367 Schwarz criterion 74820 Log likelihood -4462 F-statistic 5040 Durbin-Watson stat 633165 Prob(F-statistic) 000000 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978464，F值为5040，明显通过了F检验。且K1和L的P检验值为0，均小于05,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： GENR LNY1=log（Y1） GENR LNL=log（L） GENR LNK1=log（K1） LS LNY1 C LNL LNK1 则估计结果如图所示。 Dependent Variable: LNY1 Method: Least Squares Date: 05/27/10 Time: 17:29 Sample: 1 36 Included observations: 31 Variable Coefficient S Error t-Statistic P C 242345 198180 222853 2316 LNK1 666500 082707 058538 0000 LNL 493322 088128 597775 0000 R-squared 988755 Mean dependent var 504486 Adjusted R-squared 987951 SD dependent var 037058 SE of regression 113834 Akaike info criterion -416379 Sum squared resid 362831 Schwarz criterion -277606 Log likelihood 95388 F-statistic 946 Durbin-Watson stat 295173 Prob(F-statistic) 000000 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987951，F值为946，明显通过了F检验。且K1和L的P检验值为0，均小于05,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， 如果你不知道如何写，但是又急着交。一个非常简便的方法，就是去知网上面找你要写的那方面的硕士论文，上面有完整的文献综述（那最好，你稍稍改动即可），如果是开题报告形式，你就可以找好它上面的内容（其实跟文献综述写的内容差不多，只是格式和形式不太一样）。你按照以下的提纲自己复制粘贴内容即可（我们这学期写了一篇文献综述），也有可能每个学校的要求提纲不太一样，不过都是差不多的不用太担心，主要是内容要找准：论文题目：一般不超过25个字，要简练准确，副标题统一为“文献综述及研究思路”可分两行书写；摘要：中文摘要字数应在300字左右，英文摘要与中文摘要内容要相对应；关键词：关键词以3—5个为宜，应该尽量从《汉语主题词表》中选用，分号隔开；正文：正文要符合一般学术论文的写作规范，内容层次分明，数据可靠，文字简练，观点正确，能运用现代经济学、管理学的分析方法，并能学会利用计量经济学、统计学等相关工具对所涉及的问题进行分析，文章主体字数为4000字以上。正文基本结构如下：一、选题背景及选题意义二、有关国内外研究成果综述（一）国外研究成果（二）国内研究成果（三）对研究成果的评述（这个地方就不要把引用的写出来了，我被我们老师就批了）三、基本研究思路（最好有图，把你参考的文章所有的提纲画一个简易图即可，不单是自己的文献综述，是你参考的整篇论文的内容）四、研究方法及创新处参考文献：参考文献应按文中引用出现的顺序列出，只列出作者直接阅读过、在正文中被引用过的文献资料，一律列在正文的末尾，特别在引用别人的科研成果时，应在引用处加以说明。每篇论文的参考文献一般不应少于五条。希望对你有用~~ 已经发送，请注意查收，满意请采纳~~~ 给你一篇我刚写的 呵呵 仅供参考 (需要的话给你电子版 QQ：309735313)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： 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。 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。 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。 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 06368087 264869934 78 02 16 1980 08740586 220385089 04 059804 15 1981 07093626 104176446 4 024052 15 1982 08105586 139165412 67 01897 15 1983 09963501 093723563 76 015071 16 1984 13025584 245357008 76 027948 19 1985 15161502 184241122 72 08836 19 1986 17454542 280700971 2 060109 2 1987 2175453 167515864 2 072901 23 1988 17862152 219728929 68 185312 23 1989 2721202 199827095 12 177765 23 1990 32760614 123579703 92 021141 24 1991 31032443 163667824 92 028888 25 1992 3016907 228819425 56 053814 27 1993 3199061 311233327 26 131883 3 1994 42486435 397210898 98 216948 28 1995 44898036 261076104 98 147969 28 1996 40903477 198208003 21 060938 29 1997 30935015 127739779 17 007941 3 1998 25777978 108852141 02 -026 295 1999 21234608 134557035 89 -02993 3 2000 1239205 125688358 25 -01501 32 2001 24155306 14364071 25 -0079 33 2002 29897822 173106495 03 -01308 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 S Error t-Statistic P C -264646 045525 -813154 0000 X1 317426 175678 806864 0875 X2 024054 003688 523093 0000 X3 024476 205508 119099 9065 X4 127523 149318 551127 0000 R-squared 897971 Mean dependent var 234065 Adjusted R-squared 875298 SD dependent var 116109 SE of regression 041002 Akaike info criterion -360748 Sum squared resid 030260 Schwarz criterion -113901 Log likelihood 64860 F-statistic 60525 Durbin-Watson stat 541473 Prob(F-statistic) 000000 根据以上结果，初步得出的模型为 Y=-264646+317426X1+024054X2 +024476X3+127523X 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。 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=897971， 2值为875298，模型的拟合情况较好。F检验的值为60525，整个模型对储蓄率的增长影响是显著的。 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 S Error t-Statistic P C -271487 041322 -570056 0000 X1 314787 113799 766177 0119 X2 024487 003178 704986 0000 X4 145280 137886 305987 0000 R-squared 897094 Mean dependent var 229740 Adjusted R-squared 881658 SD dependent var 115517 SE of regression 039739 Akaike info criterion -461967 Sum squared resid 031583 Schwarz criterion -265624 Log likelihood 54360 F-statistic 11739 Durbin-Watson stat 556309 Prob(F-statistic) 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= -271487+314787X1+024487X2+145280X4 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 669433 Probability 054505 Obs*R-squared 50596 Probability 073942 Obs*R-squared的计算结果是50596，，由于选用的没有交叉乘积项的方式，所以自由度为7，在05的显著水平下，查表得 （7）=59〉50596，所以接受原假设，即该模型不存在异方差性。 自相关性的检验 从上表可知DW值为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 =01，查D-W表得，d =882,d =407,这时有d 本科毕业设计（论文） 文献综述 院 （系）： 专 业： 班 级： 学生姓名： 学 号: 年 月 日 本科生毕业设计（论文）文献综述评价表 毕业设计（论文）题目 综述名称 注意综述名称（综述内容中不要出现本课题怎么样等等） 评阅教师姓名 职称 评 价 项 目 优 良 合格 不合格 综述结构 01 文献综述结构完整、符合格式规范 综述内容 02 能准确如实地阐述参考文献作者的论点和实验结果 03 文字通顺、精练、可读性和实用性强 04 反映题目所在知识领域内的新动态、新趋势、新水平、新原理、新技术等 参考文献 05 中、英文参考文献的类型和数量符合规定要求，格式符合规范 06 围绕所选毕业设计（论文）题目搜集文献 成绩 综合评语： 评阅教师（签字）： 年 月 日 文献综述： 小四号宋 空一行 标题 二号黑居中 空一行 1 XXX 三号黑 XXX 小四号宋，行距20磅 1 XXXX 小三号黑 XXX 小四号宋，行距20磅 1 XXX 四号黑 XXX 小四号宋，行距20磅 空一行 2 XXXX 三号黑 (空1行) 参 考 文 献 (空1行) [要求按国标GB 7714—87《文后参考文献著录规则》书写，例如：] [1] 袁庆龙，候文义．Ni-P合金镀层组织形貌及显微硬度研究［J］．太原理工大学学报，2001，32(1)：51-53 ．（宋体五号，行距固定值20磅） [2] 刘国钧，王连成．图书馆史研究［M］．北京：高等教育出版社，1979：15-18，31． 下面的是我的文献综述 文献综述: FTO透明导电薄膜的溅射法制备 1 前言 为了更好的开展毕业论文及毕业实验工作，在查找和阅读与《DSSC用FTO透明导电玻璃的溅射法制备》相关的文献和资料，完成撰写了本文献综述。随着科技的日趋成熟，导电玻璃的制备方法也越来越成熟，种类也衍生得越来越多。 本文章将对国内外的制备方法，种类，发展现状及趋势，工艺性能，退火处理对性能的影响等方面做一简要介绍。 2透明导电玻璃的种类及制备方法简介 1透明导电玻璃的种类 1 1 TCO导电玻璃 TCO（Transparent Conductive Oxide）玻璃，即透明导电氧化物镀膜玻璃，是指在平板玻璃表面通过物理或化学镀膜方法均匀的镀上一层透明的导电氧化物薄膜而形成的组件主要包括铟、锡、锌、铬的氧化物及其复合多元氧化物薄膜材料。 2 ITO透明导电玻璃 ITO透明导电玻璃全称为氧化铟锡(Indium-Tin Oxide)透明导电膜玻璃,多通过ITO导电膜玻璃生产线,在高度净化的厂房环境中,利用平面磁控技术,在超薄玻璃上溅射氧化铟锡导电薄膜镀层并经高温退火处理得到的高技术产品。 ITO玻璃产品广泛地用于液晶显示器(LCD)、太阳能电池、微电子ITO导电膜玻璃、光电子和各种光学领域。 3FTO透明导电玻璃 FTO透明导电玻璃为掺杂氟的SnO2导电玻璃(SnO2:F)，简称为FTO。FTO玻璃可以做为ITO导电玻璃的替换用品，广泛用于液晶显示屏，光催化，薄膜太阳能电池基底等方面，市场需求极大 FTO玻璃因其特殊性，在染料敏化太阳能电池，电致变色和光催化方面对其透光率和导电率都有很高的要求，其综合性能常用直属FTC来评价：FTC＝T10／RS。T是薄膜的透光率，RS是薄膜的方阻值；在光学应用方面，则要求其对可见光有好的透射性和对红外有良好的反射性。对其基本要求是：①表面方阻低，②透光率高，③面积大、重量轻，④易加工、耐冲击。 2FTO透明导电玻璃制备方法 FTO透明导电玻璃的制备方法有，物理方法：溅射法、真空蒸发镀膜法、离子辅助沉积镀膜法等；化学方法：喷雾热解法、溶胶-凝胶法和化学气相沉积法等。目前适合批量生产且研发较多的有真空蒸发镀膜法、磁控溅射法、化学气相沉积法和喷雾热解等方法！［1］化学气相沉积法和真空镀膜法制备的薄膜和玻璃基板的结合强度不够，溶胶-凝胶法制备的导电薄膜电阻较高。适合于批量生产且已经形成产业的工艺，只有磁控溅射法和溶胶－凝胶法。特别是，溅射法由于具有良好的可控性和易于获得大面积均匀的薄膜。 1磁控溅射法镀膜： 溅射镀膜(sputtering deposition)是指用离子轰击靶材表面，使靶材的原子被轰击出来，溅射产生的原子沉积在基体表面形成薄膜。溅射镀膜有二级、三级或四级溅射、磁控溅射、射频溅射、偏压溅射、反应溅射、离子束溅射等装置。 目前最常用的制备CoPt 磁性薄膜的方法是磁控溅射法。磁控溅射法是在高真空充入适量的氩气，在阴极（柱状靶或平面靶）和阳极（镀膜室壁） 之间施加几百K 直流电压，在镀膜室内产生磁控型异常辉光放电，使氩气发生电离。氩离子被阴极加速并轰击阴极靶表面，将靶材表面原子溅射出来沉积在基底表面上形成薄膜。通过更换不同材质的靶和控制不同的溅射时间，便可以获得不同材质和不同厚度的薄膜。磁控溅射法具有镀膜层与基材的结合力强、镀膜层致密、均匀等优点。 2真空蒸发镀膜： 真空蒸发镀膜(vacuum vapor deposition)是在工作压强低于10-2 Pa，用蒸发器加热物质使之汽化蒸发到基片，并在基片上沉积形成固态薄膜的一种工艺方法。真空蒸发的加热方式主要有电阻加热蒸发、电子束加热蒸发、高频加热蒸发和激光加热蒸发等。对于镀制透明导电氧化物薄膜而言，其真空蒸发镀膜工艺一般有三种途径：(1)直接蒸发氧化物；(2)采用反应蒸发镀，即在蒸发金属的同时通入氧气进行化学反应生成金属氧化物；(3)对蒸发金属镀膜进行氧化处理。 3溶胶-凝胶法： 溶胶-凝胶法(so1-gel)是近年来发展起来的能代替高温固相合成反应制备陶瓷、玻璃和许多固体薄膜材料的一种新方法。它将金属醇盐或无机盐经溶液、溶胶、凝胶而周化，再将凝胶低温处理变为氧化物的方法，是应用胶体化学原理制各无机材料的一种湿化学方法。溶胶-凝胶工艺是一种制备多元氧化物薄膜的常用方法。按工艺可分为浸涂法和旋涂法。浸涂法是将衬底浸人含有金属离子的前驱体溶液中，以均匀速度将其提拉出来，在含有水分的空气中发生水解和聚合反应，最后通过热处理形成所需薄膜；而旋涂法则是通过将前体溶液滴在衬底后旋转衬底获得湿膜。 4化学气相沉积法： 化学气相沉积(chemical vapor deposition，CVD)是反应物质在气态条件下发生化学反应，生成固态薄膜沉积在加热的固态衬底表面，是一种重要的薄膜制各方法。CVD法所选的反应体系必须满足：(1)在沉积温度下，反应物必须有足够的蒸汽压；(2)化学反应产物除了所需的沉积物为固态外，其余必须为气态；(3)沉积物的蒸汽压应足够低，以保证能较好地吸附在具有一定温度的基体上，但此法因必须制各具有高蒸发速率的铟锡前驱物而使生产成本较高。影响化学气相沉积薄膜的工艺参数很多，包括基体温度、气压、工作气体流量和反应物及其浓度等。 化学气相沉积技术的主要特点包括：设备及工艺简单、操作维护方便、灵活性强；适合在各种形状复杂的部件上沉积薄膜：由于设备简单，薄膜制备的成本也比较低。但是，薄膜的表面形貌很大程度上受到化学反应特性以及能量撒活方式的影响。 5喷雾热分解法： 喷雾热分解法是化学法成膜的一种，其过程与APCVD法比较相似。它是将前驱体溶液在高压载气的作用下雾化，然后输送到基片表面，在高温作用下，前驱体溶液发生一系列复杂的化学反应，在基片表面上得到需要的薄膜材料。而反应副产物一般是通过气相形式排出反应腔。常用的高压载气主要有：压缩空气、氮气、氩气等等。但是由于压缩空气中常含有大量的水蒸气，所以用氮气作为载气的情形比较多。如果需要在基片表面上发生分解反应，基片温度一般在300℃以上，在玻璃上制备FTO薄膜的基片温度一般为500℃。影响最终薄膜性能的喷涂参数有：载气压力、前驱体溶液流量、基片温度、喷口与基片的距离、喷枪移动速度等等［2］。在成膜过程中基材的温度、液体的流速、压缩气体的压力以及喷嘴到基材的距离等参数均可实现精确控制［3］。 3 FTO透明导电玻璃的研究现状、应用及发展趋势 1FTO透明导电玻璃的研究现状 自1907年Badeker首次报道了热氧化溅射的Cd薄膜生成半透明导电的CdO薄膜，引发了对透明导电氧化物(TCO)薄膜的研究。1950年前后出现了硬度高，化学稳定性好的SnO2基薄膜及综合光电性能优良的In2O3基薄膜，ZnO基薄膜的研究始于2O世纪80年代 。目前研究和应用较多的TCO薄膜主要有SnO2、In2O3。和ZnO基三大体系，其中以In203：Sn(ITO)，SnO2 ：F(FTO)和ZnO：Al(ZAO)最具代表性，这些薄膜具有高载流子浓度(1018～1021cm-3)和低电阻率(10-3～1O-4Ω•cm)，且可见光透射率8O％～90％，使这些薄膜已被广泛应用于平面显示、建筑和太阳光伏能源系统中。［4］ 已经商业化应用的TCO薄膜主要是In2O3Sn(ITO)和SnO2：F(FTO)2类，ITO由于其透明性好，电阻率低，易刻蚀和易低温制备等优点，一直是显示器领域中的首选TCO薄膜。FTO薄膜由于其化学稳定性好，生产设备简单，生产成本低等优点在节能视窗等建筑用大面积TCO薄膜中，具有很大的优势［5］。 Sn02：F（FTO）掺杂体系是一种n型半导体材料，表现出优良的电学和光学性能，并且耐腐蚀，耐高温，成本低，化学稳定性好，是现在研究较多，应用范围较广的一类TCO薄膜。苗莉等［6］采用喷雾热解法，以NH4F、SnCl2•2H20为原料，在普通玻璃衬底上制备出了方块电阻最低达到2Ω/口，可见光透光率为95％的FTO薄膜，且薄膜晶粒均匀，表面形貌平整致密。Yadav等［7］采用喷雾热解法，制备了不同厚度的FTO薄膜，最低电阻率达到91 X 10-4 Ω•cm。Moholkar等［8］采用喷雾热解法，制备了不同掺F浓度的FTO薄膜，研究了氟的掺杂浓度对Sn02薄膜的光学，结构和电学性能的影响。中国科学院等离子体物理研究所的戴松元小组［9、10］将FTO用于染料敏化太阳电池的透明电极，并获得较高的光电转换效率。 射频溅射： 射频溅射的基本原理是射频辉光放电。国内外射频溅射普遍选用的射频电源频率为13．56MHz,以防止射频信号与无线电信号的相互干扰。通常直流溅射的基本过程是，从阴极发出的电子，经过电场的加速后获得足够的能量，可以使气氛气体发生电离。正离子在电场作用下撞击阴极表面，溅射出阴极表面的原子、分子到衬底表面发生吸附、凝聚，最终成膜。 直流溅射不能用于绝缘体材料的薄膜制备，因为绝缘材料在受到正离子轰击时，靶材表面的正离子无法中和，使靶表面的电位逐渐升高，导致阴极靶与阳极问的电场减小，当靶表面电位上升到一定程度时，可以使气体无法电离，溅射无法进行。而射频溅射适合于任何一种类型的阻抗耦合，电极和靶材并不需要是导体，射频溅射非常适合于制备半导体、绝缘体等高熔点材料的薄膜。在靶材表面施加射频电压，当溅射处于上半周时，由于电子的质量比离子的质量小很多，故其迁移率很高，用很短时间就可以飞向靶面，中和其表面积累的正电荷，从而实现对绝缘材料的溅射，并且在靶表面又迅速积累起了大量的电子，使其表面因空间电荷而呈现负电位，导致在射频溅射正半周期，也可吸引离子轰击靶材。从而实现了在电压正、负半周期，均可溅射。磁场的作用是将电子与高密度等离子体束缚在靶材表面，可以提高溅射速度。［11］ 用JPGF一450型射频磁控溅射系统在玻璃衬底上制备SnO2：F薄膜，系统的本底真空度为10-3Pa．溅射所用陶瓷靶是由纯度为99％SnO2和NH4F，粉末经混合、球磨后压制成坯，再经1300℃烧结而成，靶中NH4F的重量比是78％，用纯度为99．99％ 的氩气和氧气作为工作气体，由可控阀门分别控制气体的流量。溅射过程中，控制真空室内氩气压强为1Pa，氧分压为5—5 Pa，靶与衬底间的距离为5cm．溅射功率为150W，溅射时间为25 min，衬底温度为100℃。用RIGAKU D／MAX—yA型x射线衍射(XRD)仪(CuKa辐射波长，154178 nm)测试样品的结构，用APHM一0190型原子力显微镜(AFM)观测样品的表面形貌，使用 rv一1900型紫外可见光分光光度计测量样品的吸收谱，使用激发源为325 nm的He—Cd激光器的光谱仪测量样品的室温光致发光谱，使用普通的万电表测试它的导电性（前提是尽量保持测量条件的一致性）。 2FTO透明导电玻璃的应用 FTO透明导电玻璃具有优良的光电性能，被广泛用于太阳能电池的窗口材料、低损耗光波导电材料及各种显示器和非晶硅太阳能电池中作为透明玻璃电极等，与生活息息相关。 1在薄膜太阳电池上的应用 太阳能电池是利用光伏效应，在半导体p-n结直接将太阳光的辐射能转化成电能的一种光电器件。TCO薄膜是太阳电池关键材料之一，可作为染料敏化太阳电池(dye-sensitized solar cells，DSCS)［12］等的透明电极，对它的要求是：具有低电阻率(方块电阻Rsh约为15Ω/□)；高阳光辐射透过率，即吸收率与反射率要尽可能低；化学和力学稳定性好的特点。在薄膜太阳电池中，透明导电膜充当电极，具有太阳能直接透射到作用区域几乎不衰减、形成p-n结温度较低、低接触电阻、可同时作为防反射薄膜等优点。 2在显示器上的应用 显示器件能将外界事物的光、声、电等信息，经过变换处理，以图像、图形、数码、字符等适当形式加以显示。显示技术的发展方向是平板化。在众多平板显示器中，薄膜电致发光显示由于其主动发光、全固体化、耐冲击、视角大、适用温度宽、工序简单等优点，引起广泛关注，并发展迅速。FTO薄膜具有可见光透过率高、电阻率低、较好的耐蚀性和化学稳定性，因此被广泛用作平板显示器的透明电极。 3在气敏元件上的应用 气体传感器是把气体的物理、化学性质变换成易处理的光、电、磁等信号的转换元件。半导体气体传感器是采用金属氧化物或金属半导体氧化物材料做成的元件，与气体相互作用时产生表面吸附或反应，引起以载流子运动为特征的电导率或伏安特性或表面电位变化。二氧化锡薄膜气敏器件具有灵敏度高、响应速度和恢复速度快、功耗低等特点，更重要的是容易集成。随着微电子技术的发展，传感器不断向智能化、微型化方向发展。［13］ 4在建筑幕墙玻璃及透明视窗上的应用 喷雾热解法制各的FTO薄膜能用于阳光节能玻璃，对可见光高透射，但对红外光高反射，其反射率大于70％。让阳光中可见光部分透过，而红外部分和远红外反射。阳光中的可见光部分对室内采光是必需的，但可将红外部分的热能辐射反射回去，能有效调节太阳光的入射和反射。利用FTO薄膜在可见光区的高透射性和对红外光的高反射性，可作为玻璃的防雾和防冰霜薄膜。 3 FTO透明导电玻璃的发展趋势 随着LCD的商品化、彩色化、大型化和TFT的驱动或太阳能电池的能量转变效率的提高，人们对透明导电氧化物（TCO）薄膜的要求越来越严格，至少需要满足如下条件： (1)导电性能好，电阻率较低； (2)可见光内透光率较高： (3)镀膜温度更接近室温，能大面积均匀地镀膜； (4)膜层加工性能好，可以进行高精度低损伤腐蚀； (5)热稳定性及耐酸、碱性优良，硬度高； (6)表面形状良好，没有针孔； (7)价格较低，可实现大规模工业化生产。 目前，TCO薄膜已普遍达到下列水平：膜厚为500 nm的情况下电阻率在10-4 Ω•cm数量级，在可见光区透光率达80％，载流子迁移率一般达到40cm2／(v•s)。虽然TCO薄膜的性能指标可以满足当前应用需要，但随着器件性能的不断提升，对TCO薄膜提出了更高的性能要求。一些学者提出了TCO薄膜发展的一个量化的前景指标：禁带宽度>3 eV，直流电阻率～5×10-5 Ω•cm，可见光段在自由电子作用下的吸收系数<2x103 cm-1，载流子迁移率>100 cm2／(v•s)。 几十年来，人们一直在努力提高透明导电薄膜的透明性和导电性。SnO2：F（TFO）透明导电薄膜由于其兼备低电阻，高的可见光透过率，近红外高的反射率，优良的膜强度和化学稳定性等优点，越来越受到人们的青睐，必将在平板显示器件、建筑物玻璃和气敏传感器等众多领域中得到更广泛的应用。利用溅射法制备FTO透明导电玻璃它的生产工艺简单，操作方便，利于控制。成本较低，原料易得，但在制备过程中NH4F加热分解放出有污染的氮氧化物和氨烟，这对以后商业化生产造成了很大的制约。所以对原料的改进和污染的控制方面还有待开发。 4 制备条件对膜结构及光电性能的影响 长安大学材料科学与工程学院段理等做了磁控溅射制备银掺杂ZnO薄膜结构及光电性质研究实验，发表了文献［14］，并在文献14中得出了1——3的结论。 1制备条件对膜厚的影响 文献中采用射频磁控溅射法在玻璃衬底上制备了银掺杂ZnO薄膜，当薄膜淀积时间从30rain延长到90min时，薄膜的厚度几乎按照线性关系从约270nm增加到820nm，即薄膜的淀积速率大致稳定在9nm／min左右，为匀速生长。溅射功率与膜厚呈线性增长，及沉淀速率与溅射功率大致呈线性关系。 2制备条件对膜结构的影响 晶体质量随溅射功率的增大而降低，随溅射气压的增大而降低。 3制备条件对膜光电性质的影响 在固定溅射总气压的条件下，增大氧分压可以增强薄膜的紫外发光强度，增大薄膜的载流子浓度。 4 退火对薄膜的影响 退火能显著提高薄膜晶体质量，并增强薄膜的PL发光强度和导电能力，其原因是退火能使银离子完成对锌离子的替代从而形成受主。［15］ 5 退火后处理对膜结构与成分的影响 光敏薄膜的光电、形貌性能与退火处理密切相关，退火处理优化了薄膜表面形貌、减小了光学能隙、增大了薄膜的导电率和载流子迁移率。光敏薄膜性能的优化，有利于增大聚合物太阳电池的填充因子、开路电压和短路电流，对于提高其能量转换效率、改善器件光伏性能具有非常重要的意义。［16］分别对较低氧分压反应磁控溅射制备的 薄膜进行氧化性气氛和惰性气氛退火。通过XRD和SEM 分析，发现氧化性气氛退火薄膜为表面多孔的金红石结构 ，而惰性气氛退火薄膜表面较为致密，结构分析不仅观察到金红石结构的 ，还发现了四方结构的 。XPS表面分析进一步表明，氧化性气氛退火后，薄膜成分单一，未氧化的 完全氧化成稳定的 ，而且具有稳定结构的 薄膜表面吸附水很少。相对而言，惰性气氛退火后，薄膜表面 、 和 共存，表面化学吸附氧和吸附水较明显，薄膜的稳定性降低。［17］ 6 FTO导电玻璃制备相关参数 根据范志新等所提出的理论表达式： 带入相关数据可得到，SnO2:F（FTO）的最佳掺杂含量为54%［18］通过对比总结，参考大量数据，选择溅射功率：100W，溅射压力：5Pa，溅射时间：5h，溅射靶距：38mm［13、19］做产品。进行相关参数的选择与优化。 7 参考文献 1、张志海， 热解法制备氟掺杂二氧化锡导电薄膜及其性能研究 合肥工业大学 2、汪振东， 玻璃基TiO<,2>-SiO<,2>/SnO<,2>：F薄膜的喷雾热分解法制备和表征 武汉理工大学 3、郝喜红， 喷雾热解法制备掺杂二氧化锡导电薄膜 西安建筑科技大学 4、张明福等， 透明导电氧化物薄膜研究的新进展 压电与声光 5、方俊 杨万莉， n型透明导电氧化物薄膜的研究新进展 陶瓷 6、苗莉等， SnO2:F导电薄膜的制备方法和性能表征 材料导报 7、Yadav A A，Masumdar E U，Moholkar A V，et a1．Effect of quantity of spraying solution on the properties of spray deposited fluorine doped tin oxide thin films[J]．Physiea B：Condensed Matter，2009，404(12—13)：1874 - 1877． 8、Moholkar A V，Pawar S M，Rajpure K Y，et a1．Effect of fluorine doping on highly transparent conductive spray deposited nanocrystalline tin oxide thin films[J]．Applied Surface Science，2009，255(23)：9358—9364． 9、Dai S，Wang K，Weng J，et a1．Design of DSC panel with efficiency more than 6％[J1．Solar Energy Materials and Solar Ceils，2005，85(3)：447—455． 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当前的中国出现了一种奇特的宏观经济景观:一方面是货币过量供应,流动性泛滥,一些商业银行因为存差过大而发愁;另一方面是企业借钱难、筹资难,许多很有发展潜力的企业因为资金不足而得不到充分的发展(吴敬琏,2006)。他认为问题症结在于,由金融市场和金融中介机构组成的金融体系发展严重滞后,使富裕的资金无法流入最有效率的产业和企业,资金流通不畅的必然会阻碍经济的发展。综观各个发达国家,几乎毫无例外的拥有发达的金融市场,而且似乎经济程度与金融市场的深度、广度也呈现出一定的正相关关系。究竟金融发展与经济增长之间存在怎样的一种关系呢?关于这个问题,国内外的诸多学者从理论和实证两个方面做了大量的研究,可谓仁者见仁,智者见智。 一、金融发展与经济增长的理论研究综述 1912年,Schumpeter在《经济发展理论》一书中,被认为在经济理论史上第一次论述了创新与经济发展之间的关系。他认为金融机构满足新兴企业信贷要求是经济发展的核心所在,并强调银行的功能在于甄别出最有可能实现产品和生产过程创新的企业家,通过向其提供资金来促进技术进步。继熊彼特之后,关于金融发展与经济增长之间关系的研究观点大致可以分为以下两类: 金融发展与经济增长之间没有相关关系 对于货币与实体经济之间的关系,西方古典经济学家根据萨伊定律提出了货币中性和信用媒介论,该理论认为货币供给量的变化不影响产出、就业等实际的经济变量。后来的一些经济学家如KWicksell,虽然认识到了货币在经济增长中具有重大的、实质性的影响,但主要强调的是消除货币对经济的不利影响。货币学派的代表人物Friedman认为“货币至关重要”只是就短期而言,在长期中货币供给的变化只会引起物价水平的变动,而不会影响实际产出。Joan Robinson也认为金融体系的出现和发展仅仅是对经济增长的被动反应。 新古典学派同样认为金融发展与经济增长之间没有什么关系。如Robert Lucas根据理性预期学派的分析,认为经济学家过分强调了金融因素在经济增长中的作用。因为理性的人们往往可能会在货币供给量变化之前就已调整了自己的行为,故货币供给量的变化不会对产出和就业产生影响,所以菲利普斯曲线即使在短期内也是垂直的。 金融发展与经济增长之间存在一定的因果和互动关系 20世纪70年代,Mckinnon和Shaw以发展中国家的金融问题为研究对象,认为在发展中国家存在着严重的金融约束和金融压抑现象。这既削弱了金融体系聚集金融资源的能力,又使金融体系发展陷于停滞甚至倒退的局面。1973年,他们分别提出了着名的金融浅化理论和金融自由化理论。他们分别从“金融抑制”与“金融深化”这两个不同角度,将货币金融理论与发展理论结合起来,全面论证了货币金融与经济发展的辩证关系。他们认为,发展中国家之所以资金短缺,并不是因为缺乏能用于积累的资金,而是因为“金融抑制”造成了融资渠道堵塞和资金成本的扭曲。在金融深化的条件下,发展中国家经济建设资金不足问题可以缓解。 对于金融发展在促进经济增长方面的重要性,部分经济学家认为,金融发展是经济增长的一个必要条件。如Patrick认为,金融发展对于经济增长具有“供给主导”的作用。金融发展在动员储蓄、管理风险、便利交易等方面的积极作用有助于经济增长。但是,对于金融发展究竟如何影响经济增长的问题却存在许多争论。以Goldsmith为代表的结构主义者认为,金融发展以金融资产的形式直接增加储蓄,从而促进了资本形成与经济增长。Sinai和Stokers(1972)及Wallick(1969)的有关文献均对这一假说提供了经验支持。 而另一方面,以Mckinnon与Shaw为代表的金融压抑主义者却认为,现金余额的实际收益率是资本形成及由此取得经济增长的关键性决定因素。根据这一观点,经济增长基础上的金融发展绩效取决于利率的发展绩效。因此金融压抑主义者认为,实行金融自由化、放松利率管制最为重要。 二、金融发展与经济增长的实证研究综述 国外方面 金融发展与经济增长关系研究中,国外学者一直走在前面,Goldsmith开创了实证研究的先河。他使用金融中介体资产的价值与GNP的比率作为一国金融发展指标,通过检验35个国家在103年间(1860年~1963年)的数据,发现金融发展与经济增长一般是同时发生的,经济增长迅速的时期总是伴随着金融的快速发展。但是不足的是,他并没有能够指明两者何为因果。 King和Levine针对Goldsmith研究不足,采样80个国家30年的数据,系统地控制影响增长的因素,表明金融发展和经济增长存在统计意义上的显着正相关,即拥有发达金融系统的国家经济增长较快,反之亦然。Levine的研究也自此引发了寻找金融发展影响经济增长证据的高潮。 Levine和Zervos(1996)通过在回归模型中引入一些反映股票市场发展状况的指标,扩展了和对金融中介体与经济增长关系的分析。其研究结果是银行发展、股票市场流动性,不但都与同时期的经济增长率、生产率增长率,以及资本积累率有着很强的正相关关系,而且都是经济增长率、生产率增长率以及资本积累率的很好预测指标。 Arestis等(2001)使用来自5个发达国家的数据,采取时间序列研究方法,在控制股票市场易变性和银行体系效应的基础上,检验了股票市场发展与经济增长的关系。其结果也表明尽管银行和股票市场都可能有利于经济增长,但银行的效应更大。 国内方面 国内理论研究起步较晚,相对不足。然而,通过借鉴学习国外既有相关理论研究成果,国内学者也进行了一定的定性研究和大量定量研究。前人的这些研究,大都是基于国外既有理论成果,同时考虑了我国现实经济状况,运用了国外成熟的实证分析方法,得出符合中国具体情况的很有价值的结论。 宾国强(1999)采用OLS方法和Granger因果检验的方法分析了我国实际利率、金融深化和经济增长之间的关系,回归结果验证了麦金农的理论,实际利率、金融深化确实与经济增长有正相关关系,经济增长对金融深化有促进作用,得出结论我国的金融发展是经济增长的原因。 韩延春(2001)采用金融发展与经济增长关联机制的计量模型,运用我国经济发展过程中的有关数据进行了实证分析,认为技术进步与制度创新是经济增长的最为关键因素,而金融发展对经济增长的作用极其有限。 史永东(2003)利用格兰杰因果关系检验和基于柯布—道格拉斯生产函数框架下的计量分析,对我国金融发展与经济增长间的关系进行了实证研究。得出结论我国经济增长与金融发展在格兰杰意义上存在双向因果关系,同时得出了金融发展对经济增长贡献的具体数值。 袁云峰等(2007)利用Battese & Coelli(1995)提出的随机边界模型以及中国1978-2004年的跨省份面板数据研究了我国金融发展与经济增长效率之间的关系, 间接度量我国金融发展的资源配置效率。研究发现,我国金融发展与经济增长效率的关系具有明显的时空特征;金融发展只是通过资本积累促进了经济增长,但是并未促进我国技术效率的全面提升。 随着现实的经济金融状况不断发展,二者之间的关系变得日益复杂,虽然诸多的学者基于各种理论试图对两者的关系进行分析,但仍未能达成一致,不过,通过对以往成果的研读,可以使后来人站在前人的肩膀上,对金融发展和经济增长有更深层面的了解,从而在路径的选择上更好的决策,以指导中国经济金融的可持续发展。 三、小结 从以上的综述可见,目前为止关于金融发展与经济增长的研究仍然处于发展之中。可能存在的主要问题有:其一,“金融”这个概念到现在为止也没有谁能够给出一个完整而准确的定义,特别是随着经济和金融创新的不断发展,金融总是处于变化发展当中。因此,关于金融发展和经济增长的关键影响因素就不好确定,基于此之前研究中的数据的可靠性和分析结果的有效性也就值得商榷。其二,技术手段的局限性。计量经济学诞生到现在为止取得了长足的发展,在科研领域也做出了巨大的贡献,但它仍然还是一门发展中的学科,随着计量经济技术的不断进步,新的更先进的技术手段必将随之出现,未必现在认可的东西就永远正确。 所以,笔者认为进一步可能的研究方向是: 衡量指标和数据方面,随着理论上“金融”这一概念的不断发展,随着现实经济与金融创新的发展,着力寻找更全面准确和易于衡量的指标,以及质量更高的数据。 学科基础方面,经济计量学的发展应该引起科研工作者相关机构足够的重视,要从制度上引导和促进其发展,以期更好服务于该课题和相关课题的研究。 总之,无论是理论研究还是实证研究都还有很长的道路要走,金融发展与经济增长之间的关系研究亦是永无止境的 文献综述是对某一方面的专题搜集大量情报资料后经综合分析而写成的一种学术论文， 它是科学文献的一种。 格式与写法 文献综述的格式与一般研究性论文的格式有所不同。这是因为研究性的论文注重研究的方法和结果，特别是阳性结果，而文献综述要求向读者介绍与主题有关的详细资料、动态、进展、展望以及对以上方面的评述。因此文献综述的格式相对多样，但总的来说，一般都包含以下四部分：即前言、主题、总结和参考文献。撰写文献综述时可按这四部分拟写提纲，在根据提纲进行撰写工。 前言部分，主要是说明写作的目的，介绍有关的概念及定义以及综述的范围，扼要说明有关主题的现状或争论焦点，使读者对全文要叙述的问题有一个初步的轮廓。 主题部分，是综述的主体，其写法多样，没有固定的格式。可按年代顺序综述，也可按不同的问题进行综述，还可按不同的观点进行比较综述，不管用那一种格式综述，都要将所搜集到的文献资料归纳、整理及分析比较，阐明有关主题的历史背景、现状和发展方向，以及对这些问题的评述，主题部分应特别注意代表性强、具有科学性和创造性的文献引用和评述。 总结部分，与研究性论文的小结有些类似，将全文主题进行扼要总结，对所综述的主题有研究的作者，最好能提出自己的见解。 参考文献虽然放在文末，但却是文献综述的重要组成部分。因为它不仅表示对被引用文献作者的尊重及引用文献的依据，而且为读者深入探讨有关问题提供了文献查找线索。因此，应认真对待。参考文献的编排应条目清楚，查找方便，内容准确无误。关于参考文献的使用方法，录著项目及格式与研究论文相同，不再重复。 论文文献综述怎么写 文献综述在论文写作中的重要地位一般而言, 文献综述是研究生学位论文写作中必不可少的重要组成部分。文献综述水平的高低制约着学位论文写作的水平。极端些说, 没有高质量的文献综述就不可能有高质量的研究生学位论文。文献综述的写作是由学术研究的继承性决定的。文献综述的写作是由学术研究的继承性决定的,因为继承是创新的基础和前提。文献综述部分要澄清所研究问题“从哪里来, 到哪里去” 。这部分主要是继承, 是梳理前人的成果并找出其内在的逻辑关系和演进的规律。文献综述是复述前人的成果, 是尊重前人, 实质上也是显示作者自己的读书量。一篇论文若没有必要的文献综述部分很难发表;一篇学位论文没有相应的文献综述部分一般质量较低,也难逃肤浅的命运。文献综述的写作是由学术研究的开放性决定的。道理很简单, 主要是:学术研究是天下公器,需要一代一代的学人前赴后继的开拓和努力才能薪火相济;客观现实世界的变化运动永远没有完结,人们在实践中对于真理的认识也就永远没有完结;“任何一篇论文或研究过程都是该领域知识探索过程中的一个环节, 不可能是终结, 也不可能覆盖全领域” 。正是因为学术研究是天下公器, 人们在实践中对于真理的认识永远没有完结和任何一篇论文或研究过程都是该领域知识探索过程中的一个环节, 不可能是终结, 决定了真正有价值的研究生学位论文的开放性和文献综述写作的必要性。 内容包括概念的界定、国外研究综述、国内研究综述和研究的反思等文章的最后须列参考文献，包括以下信息：著作类：作者名、著作名、出版社、出版年。期刊类：作者名、文章名、期刊名、第几期。 论文文献综述怎么写计量经济学论文文献综述
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