實(shí)驗(yàn)報(bào)告一(關(guān)于計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型的建立)

1、計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)實(shí)驗(yàn)報(bào)告（一） 實(shí)驗(yàn)報(bào)告（一） 建立各地區(qū)接待旅游人數(shù)與各地區(qū)國(guó) 際旅游(外匯)收入之間的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型 一、實(shí)驗(yàn)?zāi)康模?研究衛(wèi)生總費(fèi)用與社會(huì)衛(wèi)生支出之間的關(guān)系二、實(shí)驗(yàn)內(nèi)容： 建立衛(wèi)生總費(fèi)用與社會(huì)衛(wèi)生支出之間的計(jì)量模型并進(jìn)行相關(guān)的檢驗(yàn)，確立兩者之間的定量關(guān)系三、數(shù)據(jù)及其來(lái)源：統(tǒng)計(jì)年鑒2011年年份衛(wèi)生總費(fèi)用社會(huì)衛(wèi)生支出(億元)絕對(duì)數(shù)占衛(wèi)生(億元)總費(fèi)用比重(%)1978110.2152.2547.411979126.1959.8847.451980143.2360.9742.571981160.1262.4338.991982177.5370.1139.491983207.4264.5

2、531.121984242.0773.6130.411985279.0091.9632.961986315.90110.3534.931987379.58137.2536.161988488.04189.9938.931989615.50237.8438.641990747.39293.1039.221991893.49354.4139.6719921096.86431.5539.3419931377.78524.7538.0919941761.24644.9136.6219952155.13767.8135.6319962709.42875.6632.3219973196.71984.063

3、0.7819983678.721071.0319994047.501145.9929.1120004586.631171.9428.3120015025.931211.4324.1020025790.031539.3826.5920036584.101788.5027.1620047590.292225.3529.3220058659.912586.4129.8720069843.343210.9232.62200711573.973893.7233.64200814535.405065.6034.85200917541.906154.5035.10四、實(shí)驗(yàn)步驟：（一）經(jīng)濟(jì)理論的陳述 旅游作為

4、一個(gè)國(guó)民經(jīng)濟(jì)中較為新型的產(chǎn)業(yè)，但在國(guó)民經(jīng)濟(jì)中作出較為重要的作用。一方面，旅游者消費(fèi)行為給接待地區(qū)帶來(lái)了財(cái)富的增加，另一方面，旅游活動(dòng)也對(duì)旅游客源產(chǎn)生地的外匯儲(chǔ)備、匯率變動(dòng)、物價(jià)水平等方面有著直接或間接的影響。我們對(duì)我國(guó)人口入境旅游與國(guó)際旅游（外匯）收入進(jìn)行簡(jiǎn)單分析和預(yù)測(cè)，縱觀了其兩者趨勢(shì)和發(fā)展方向，目的在與通過(guò)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的分析報(bào)告，找到入境人口對(duì)我國(guó)國(guó)際旅游（外匯）收入關(guān)系，用自己的所學(xué)所用關(guān)心旅游業(yè)對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)的影響及發(fā)展。（2） 模型形式的確定：散點(diǎn)圖 運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)軟件eviews3.0得到如下散點(diǎn)圖 （3） 建立模型 我們假設(shè)擬建立如下一元回歸模型： y=0+1 x+1、參數(shù)估計(jì) 由evi

5、ews可得到如下ols預(yù)測(cè)： 回歸分析結(jié)果：=203.15602.964549x （1.672250） （46.27895） r2=0.986186 f=2141.741 d.w.=0.164410括號(hào)中對(duì)應(yīng)的是估計(jì)參數(shù)對(duì)應(yīng)的t統(tǒng)計(jì)量的值。2、經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn) 有下列衛(wèi)生總費(fèi)用與社會(huì)衛(wèi)生支出的模型=203.15602.964549x，其中y代表衛(wèi)生費(fèi)用，x表示社會(huì)衛(wèi)生支出。在該模型中，203.1560是樣本回歸直線的截距，它表示社會(huì)衛(wèi)生支出為零時(shí)的衛(wèi)生總費(fèi)用為203.1560；社會(huì)衛(wèi)生支出前面的參數(shù)估計(jì)量為正，意味著社會(huì)衛(wèi)生支出越多，則衛(wèi)生總費(fèi)用越多，從經(jīng)濟(jì)行為上可以解釋，所以此模型通過(guò)了經(jīng)濟(jì)意義

6、檢驗(yàn)中的符號(hào)檢驗(yàn)。模型建立正確。3、統(tǒng)計(jì)學(xué)檢驗(yàn) 由回歸估計(jì)的結(jié)果看，模型擬和較好?？蓻Q系數(shù)r2=0.986186，表明衛(wèi)生總費(fèi)用變化的98.6186%可由社會(huì)衛(wèi)生支出的變化決定來(lái)解釋。從斜率項(xiàng)的t檢驗(yàn)值來(lái)看，大于5%的顯著性水平下，自由度為n-2=30的臨界值是2.042，表明每年社會(huì)支出每增加1億元，衛(wèi)生總費(fèi)用就增加2.964549億元。4、 計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn) 由于該樣本屬于時(shí)間序列數(shù)據(jù)，所以不進(jìn)行異方差檢驗(yàn)，故進(jìn)行下列計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)： 1）序列相關(guān)性檢驗(yàn)方法一：拉格朗日乘數(shù)檢驗(yàn)由第一個(gè)圖綜合可以看出，1階滯后殘差項(xiàng)的參數(shù)通過(guò)了5%的顯著項(xiàng)檢驗(yàn)，所以可以看出原模型存在1階序列相關(guān)性；由第二個(gè)圖

7、可以看出，2階滯后殘差項(xiàng)的參數(shù)未通過(guò)5%的顯著項(xiàng)檢驗(yàn)，所以可以看出原模型不存在2階序列相關(guān)性；綜合可得原模型存在顯著的1階序列相關(guān)性。方法二：從2個(gè)圖可以看出隨機(jī)項(xiàng)呈現(xiàn)正序列相關(guān)性。 d.w.檢驗(yàn)結(jié)果表明，在5%的顯著性水平下，n=32,k=2(包含常數(shù)項(xiàng))，查表得dl=1.37,du=1.50,由于d.w.=0.164410dl,故存在正自相關(guān)。 為檢驗(yàn)序列相關(guān)是純序列相關(guān)，還是由于模型設(shè)定有偏誤而導(dǎo)致的虛假序列相關(guān)，我們引入時(shí)間變量t（t=1、232）以平方的形式出現(xiàn)，回歸函數(shù)變化為 =-69652.052.6048x+0.017683t2 （-5.151514）（31.00396）（5.

8、166651）r2=0.992807 修正后的r2=0.992311 f=2001.393 d.w.=0.173405這里d.w.仍然很低，沒(méi)有通過(guò)5%顯著性水平下的d.w.檢驗(yàn)，因此判斷該式仍然存在正自相關(guān)性，表明沒(méi)有引入時(shí)間變量時(shí)的回歸=203.15602.964549x中較低的d.w.值表明的是純序列相關(guān)，下面對(duì)引入時(shí)間變量的輔助回歸=-69652.052.6048x+0.017683t2進(jìn)行序列相關(guān)的拉格朗日乘數(shù)檢驗(yàn)，含1階滯后殘差項(xiàng)的輔助回歸為：e= -19194.077-0.1672*x+0.0049*(t2)+0.89*e(-1) （-2.3343） （-3.9133） （2.3

9、434） （10.7745）r2=0.906063 于是lm=31*0.906063=28.08795，該值大于顯著性水平5%，自由度為1的2分布的臨界值3.84，由此判斷該模型存在1階序列相關(guān)性。含2階滯后殘差項(xiàng)的輔助回歸為： e = -19018.1054- 0.1463*x + 0.0048*(t2) + 1.0519*e(-1) - 0.194*e(-2) （-2.0133） （-2.614724）（2.018377） （4.831108） （-0.86309）r2=0.909037于是lm=30*0.909037=27.2711，該值大于顯著性水平5%，自由度為2的2分布的臨界值5.

10、99，仍說(shuō)明該模型存在序列相關(guān)性，但是e(-2)的參數(shù)未通過(guò)5%的顯著性檢驗(yàn)，表明并不存在2階序列相關(guān)性。結(jié)合1階滯后殘差項(xiàng)的輔助回歸情況，可以判斷，=-69652.052.6048x+0.017683t2存在顯著的1階序列相關(guān)性。 2）多重共線性 3）隨機(jī)解釋變量問(wèn)題4、模型預(yù)測(cè)檢驗(yàn) 假設(shè)我們想關(guān)注一個(gè)入境人數(shù)為400萬(wàn)的地區(qū)，由預(yù)測(cè)可知外匯收入的預(yù)測(cè)值為：0=90.23708，下面給出該類旅游外匯收入95%置信度的預(yù)測(cè)區(qū)間，由eviews軟件可知旅游外匯收入的預(yù)測(cè)區(qū)間為：0t*se，即為（-48.88516，229.35932）5、模型的修正 由散點(diǎn)圖可得，散點(diǎn)分布均勻，帶狀寬度基本相等，

11、不存在異方差。（4） 最終模型 y=63.819250.066045x （5） 分析與應(yīng)用：對(duì)模型結(jié)果的經(jīng)濟(jì)學(xué)解釋 通過(guò)上述模型的建立，以及相關(guān)的分析和檢驗(yàn)，表明入境旅游的人數(shù)增加與我國(guó)國(guó)際旅游（外匯）收入有著顯著的線性相關(guān)關(guān)系。在我國(guó)加入wto以后，與世界各國(guó)的經(jīng)濟(jì)、政治聯(lián)系越來(lái)越緊密，國(guó)際商務(wù)旅游客源將大大增加，我國(guó)的海外客源市場(chǎng)進(jìn)一步擴(kuò)大。此外，隨著我國(guó)近年經(jīng)濟(jì)持續(xù)穩(wěn)定的增長(zhǎng)以及國(guó)際形象和地位的提升，我國(guó)的國(guó)際旅游形象也逐步樹(shù)立，帶來(lái)更多的海外客源。入境人口的增加給旅游（外匯）的收入逐年增加，也就是增加接待國(guó)的外匯收入。一個(gè)國(guó)家擁有多少外匯，標(biāo)志著這個(gè)國(guó)家經(jīng)濟(jì)實(shí)力的大小和國(guó)際支付能力的強(qiáng)

12、弱，要想在激烈的國(guó)際環(huán)境中站穩(wěn)腳跟，就必須開(kāi)辟創(chuàng)匯的途徑。而旅游創(chuàng)匯優(yōu)勢(shì)：換匯成本低;不受一般的貿(mào)易保護(hù)限制；換匯速度快；物質(zhì)資源消耗少。所以持續(xù)增加外來(lái)入境旅游人口不僅有利于旅游外匯的收入，而且有利整個(gè)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。通過(guò)這幾年的數(shù)據(jù)，我們有理由相信，中國(guó)旅游業(yè)的發(fā)展正穩(wěn)步向前，并在未來(lái)的日子里作為第三產(chǎn)業(yè)的重要結(jié)構(gòu)，為國(guó)民經(jīng)濟(jì)做出貢獻(xiàn)。那么，暫且利用一元線性回歸預(yù)測(cè)的基本知識(shí)來(lái)展望未來(lái)中國(guó)入境旅游的發(fā)展。5、 實(shí)驗(yàn)總結(jié)： 中國(guó)有著持續(xù)增長(zhǎng)且基數(shù)大的亞洲客源地，亞洲各國(guó)是我國(guó)最重要的海外客源市場(chǎng)，20世紀(jì)90年代中期以來(lái)，是亞洲各國(guó)來(lái)華旅游人數(shù)的快速增長(zhǎng)時(shí)期。有著廣闊的人源來(lái)源，消費(fèi)市場(chǎng)是廣大的，基數(shù)很大。旅游產(chǎn)業(yè)作為第三產(chǎn)業(yè)組成部分，在經(jīng)濟(jì)上給予了很大的貢獻(xiàn)，旅游業(yè)發(fā)展對(duì)環(huán)境污染較小，不會(huì)造成對(duì)環(huán)境，社會(huì)的較大污染，是可循環(huán)使用的資源?，F(xiàn)在世界旅游的發(fā)展趨勢(shì)是旅游人數(shù)繼續(xù)增長(zhǎng)，旅游產(chǎn)業(yè)繼續(xù)擴(kuò)張；個(gè)性化服務(wù)日益突出，旅游活動(dòng)中消費(fèi)豐富；競(jìng)爭(zhēng)日益日益激烈，服務(wù)質(zhì)量逐步提高；旅游價(jià)格相對(duì)下降，消費(fèi)總額總體提高；網(wǎng)絡(luò)營(yíng)銷逐步普及，技術(shù)創(chuàng)新日益重要；生態(tài)旅游進(jìn)一步發(fā)展，環(huán)保意識(shí)進(jìn)一步加強(qiáng)；文化旅游漸漸成主流，文化