計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué) 又是 計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)樣板級(jí)的

1、計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué) 我國(guó)居民消費(fèi)水平的計(jì)量分析一、引言消費(fèi)水平是指一個(gè)國(guó)家一定時(shí)期內(nèi)人們?cè)谙M(fèi)過程中對(duì)物質(zhì)和文化生活需要的滿足程度。筆者以分析居民消費(fèi)水平為目的，同時(shí)考慮了其他一些指標(biāo)的分析需要，根據(jù)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型的構(gòu)思，在建模時(shí)作了如下處理：1、該模型為線性模型。2、主要采集的樣本是1990年以后的，因?yàn)槭袌?chǎng)經(jīng)濟(jì)體制創(chuàng)建之后，我國(guó)的經(jīng)濟(jì)運(yùn)行機(jī)制有了極大的改變，人民生活水平也有了極大的提高，故這一時(shí)期的樣本更能反映這種變化。3、模型中將居民消費(fèi)水平作為被解釋變量，根據(jù)經(jīng)驗(yàn)引居民人均收入指數(shù)、人口自然增長(zhǎng)率、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)，對(duì)模型進(jìn)行回歸分析，以求能使模型具有更高的可操作性。注：以上數(shù)據(jù)來自2010年

2、中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒二、模型的估計(jì)與檢驗(yàn)建立模型：其中：Y居民消費(fèi)指數(shù)X1居民收入指數(shù)X2CPI指數(shù)X3人口自然增長(zhǎng)率利用Eviews軟件，生成Y、X1、X2、X3的數(shù)據(jù)，并運(yùn)用OLS法對(duì)模型進(jìn)行回歸分析，回歸圖以及回歸結(jié)果如下所示：回歸結(jié)果為： (4.573378) (23.26422) (0.929089) (-5.628843), 括號(hào)內(nèi)為t 統(tǒng)計(jì)量。1）擬合優(yōu)度：由表中數(shù)據(jù)可以得到R2=0.995937，修正的可決系數(shù)為0.995175，表明模型對(duì)樣本的擬合很好。2）F檢驗(yàn)：針對(duì)H0：2=3=4=0，給定顯著性水平a=0.05，在F分布表中查出自由度為k-1=3和n-k=16的臨界值。由表中得

3、到F=1307.227，由于F=1307.227> ，說明模型總體上顯著。3）P值檢驗(yàn)：,說明模型比較顯著。4）經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)：模型結(jié)果表明，居民收入指數(shù)每增加1個(gè)單位，居民消費(fèi)水平增加0.57個(gè)單位；CPI每增加1個(gè)單位，居民收入水平增加0.36個(gè)單位；人口自然增長(zhǎng)率每增加一個(gè)單位，居民消費(fèi)水平減少10.4個(gè)單位。上述結(jié)果符合相關(guān)經(jīng)濟(jì)學(xué)理論。（三）、多重共線性檢驗(yàn)設(shè)X2為居民收入指數(shù)，X3為CPI指數(shù)，X4人口自然增長(zhǎng)率。1、相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)由上述回歸結(jié)果可見，該模型 =0.9950、 =0.9940可決系數(shù)較高，F(xiàn)檢驗(yàn)值為1050.770，明顯顯著。但是當(dāng)=0.05時(shí)， =2.120，對(duì)X

4、3系數(shù)的t檢驗(yàn)不顯著，這表明很可能存在嚴(yán)重的多重共線性。計(jì)算各解釋變量的相關(guān)系數(shù)，選擇X2、X3、X4數(shù)據(jù)，得相關(guān)系數(shù)矩陣，結(jié)果如表4所示：表3：相關(guān)系數(shù)矩陣由矩陣可以看出，各解釋變量相互之間的相關(guān)系數(shù)較高，證實(shí)確實(shí)存在嚴(yán)重多重共線性。2、多重共線性的修正采用逐步回歸的方法，檢驗(yàn)和解決多重共線性問題，分別作Y對(duì)X2、X3、X4的一元回歸，結(jié)果如表4所示：表4：一元回歸估計(jì)結(jié)果 變量 X2 X3 X4參數(shù)估計(jì)量0.7103-7.8310-46.727 t統(tǒng)計(jì)量34.2612-1.5989-10.2908 0.98490.12440.8547 0.98410.07570.8467其中X2的方程最大

5、，以X2為基礎(chǔ)，順次加入其它變量逐步回歸。結(jié)果如表5所示：表5：加入新變量的回歸結(jié)果:變量變量X2X3X4X2、X30.7057（31.4731）-0.4278（-0.6149）0.9835X2、X40.5754(21.2566)-10.7683(-5.6338)0.9941經(jīng)比較，加入X4的方程的修正可決系數(shù)改進(jìn)較大，且其參數(shù)的t檢驗(yàn)均顯著，但加入X3后的修正可決系數(shù)不僅沒有得到修正，而且各參數(shù)的t檢驗(yàn)均不顯著，所以選擇保留X4，剔除X3。最后修正嚴(yán)重多重共線性影響后的回歸結(jié)果為：Yt=241.1526+ 0.5754X2 -10.7683X4(27.3949) (0.0271) ( 1.9

6、114) t=(8.8028） （21.2566） （-5.6338） =0.9947 =0.9941 F=1605.096 df= 20 DW=1.4118（四）異方差檢驗(yàn)方法一：圖形法1. 生成殘差平方序列。2. 繪制對(duì)，的散點(diǎn)圖。如下圖3.判斷。由上圖可以看出，殘差平方對(duì)解釋變量，的散點(diǎn)圖主要分布在圖形的右下方，大致可以看出殘差平方隨，的變動(dòng)呈增大的趨勢(shì)，因此模型可能存在異方差。但是否存在異方差，還需要進(jìn)一步的檢驗(yàn)。方法二：Goldfeld-Quanadt檢驗(yàn)1、 對(duì)變量進(jìn)行排序2、 構(gòu)造子樣本區(qū)間，建立回歸模型。模型中樣本容量n=20,出去5個(gè)觀測(cè)值，余下部分分為兩個(gè)區(qū)間：1-8，,1

7、-20.在Sample菜單里，將區(qū)間定義為1-8，然后用方法求得下圖所示的結(jié)果：在菜單里，將區(qū)間定義為，再用方法求得下圖所示的結(jié)果。3.求F統(tǒng)計(jì)量值?；谝陨蟽杀砜傻脙蓚€(gè)樣本子區(qū)間的參差平方和 根據(jù)Goldfeld-Quanadt檢驗(yàn)，F(xiàn)的統(tǒng)計(jì)量為4.判斷。在下，分子，分母的自由度分別為3和16，查表可得，因?yàn)?gt;,所以接受原假設(shè)，模型不存在異方差。方法三：White檢驗(yàn)由圖可知，由White檢驗(yàn)知，在置信度為0.05下，得臨界值為>,所以模型不存在異方差。 （五）自相關(guān)檢驗(yàn)利用Eviews軟件得出：該回歸方程可決系數(shù)較高，回歸系數(shù)均顯著。對(duì)樣本量為20，兩個(gè)解釋變量的模型、5%顯著

8、水平，查DW統(tǒng)計(jì)表可知，dl=1.100，du=1.537，模型中dl <DW=1.4118< du，故該回歸方程中存在自相關(guān)。修正（用廣義差分法）生成殘差：quickgenerate 輸入e=resid第二步，在主題框鍵入：ls e e(-1)可得：第三步，鍵入：ls y-0.2632*y(-1) c x2-0.2632*x2(-1) x4-0.2632*x4(-1)修正了Y*=171.2768+0.5805X2*-9.8692X4* SE= (28.0996) (0.0347) (2.8793) T= (6.09536)(16.7048)(-3.4276)R2=0.9909 F=867.3965 DW=2.1191其中Y*= y-0.2632*y(-1) X2*= x2-0.2632*x2(-1) X3*= x2-0.2632*x3(-1)Y=232.4604+0.5805X2*-9.8692X4*這表明，居民收入每增加一個(gè)單位，居民是消費(fèi)水平增加0.58個(gè)單位；人口自然增長(zhǎng)率每增加一個(gè)單位，居民消費(fèi)水平將少9.8個(gè)單位，這符合經(jīng)濟(jì)學(xué)理論。由此表明該模型通過了經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)。三、結(jié)論 上述模型表明，居民收入水