考試-計(jì)量經(jīng)濟(jì)

本文運(yùn)用以為研究對(duì)象利用2003至2013年我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展杰成因，而通貨膨脹發(fā)展不是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的成因.最后，根據(jù)所:經(jīng)濟(jì)通貨膨脹多元統(tǒng)計(jì)計(jì)量經(jīng)濟(jì) 引 選題背 選題的目的和意 主要內(nèi)容及方 的主要優(yōu)點(diǎn)和缺 現(xiàn)狀分 我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的現(xiàn) 2.1.1的經(jīng)濟(jì)總量和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)情 經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化情 居民收入情 財(cái)政和對(duì)外經(jīng)濟(jì)情 我國(guó)通貨膨脹率的表現(xiàn)情 表2-152003-2013我國(guó)通貨膨脹率數(shù) 文獻(xiàn)綜 實(shí)證分 理論及方法概 單位根檢 協(xié)整性檢 因果檢 指數(shù)平 方法一：一元線性回歸（簡(jiǎn)單線性回歸 模型檢 回歸..............................................ADF檢 因果檢驗(yàn) 方法二：多元線性回 多元回歸的結(jié) 模型檢 指數(shù)平 主要結(jié) 政策建 引，快速增長(zhǎng)，人民的生活富裕起來(lái)了；但伴隨著經(jīng)濟(jì)的高速發(fā)展也遭遇過(guò)幾國(guó)的數(shù)據(jù)收集和分析讓更進(jìn)一步的了解國(guó)家的經(jīng)濟(jì)及通貨膨脹的之間的密，選題背，2080、90我國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展節(jié)節(jié)，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值與國(guó)民的經(jīng)濟(jì)收入的高速增加的宏觀經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定發(fā)展無(wú)疑對(duì)來(lái)說(shuō)，是一個(gè)很大的。現(xiàn)今，我國(guó)的通貨膨，選題的目的和意 方面的關(guān)系，這樣有利于國(guó)家宏觀經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。主要內(nèi)容及方在本課題研究中，主要采用了我國(guó)2003到2013這10的指標(biāo)，主要包括衡量經(jīng)濟(jì)發(fā)展的指（人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值國(guó)民總收入總額三大產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)變情況等（商品零售價(jià)格指數(shù)RPI、工業(yè)生產(chǎn)者價(jià)格指數(shù)PPI以及貨幣的量M2等）。通過(guò)對(duì)主要衡量指標(biāo)人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的增長(zhǎng)率與居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的同比增OLS20142014（增長(zhǎng)率（居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的同比增長(zhǎng)率ADF明了經(jīng)濟(jì)發(fā)展率序列與通貨膨脹率序列同屬于一階單整。的主要優(yōu)點(diǎn)和缺的證明來(lái)證明選取的這個(gè)指標(biāo)是最具代表性的?，F(xiàn)狀分，收入有了一個(gè)很大的提高，在這次課題研究中主要分為經(jīng)濟(jì)發(fā)展方面和通，我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的現(xiàn)的經(jīng)濟(jì)總量和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)情2-11均生產(chǎn)總經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化情況0第三產(chǎn)業(yè)增經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化情況0第三產(chǎn)業(yè)增加值(元第二產(chǎn)業(yè)增加值(元第一產(chǎn)業(yè)增加值(元20032004200520062007200820092010200320042005200620072008200920102011201220132-12（2）三產(chǎn)業(yè)對(duì)GDP由上圖可看出，在2003年到2013年這10，我國(guó)的經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)居民收入情2-13（1）國(guó)民總收2-13（2）城鎮(zhèn)居民家庭收入情同樣的增長(zhǎng)情況體現(xiàn)了我國(guó)的穩(wěn)定飛速發(fā)展由此也可以出在未來(lái)幾年內(nèi)，財(cái)政和對(duì)外經(jīng)濟(jì)情圖2-14（1）總2009年，受了金 的影響，我國(guó)對(duì)外貿(mào)易總值下降，可以看得出來(lái)我國(guó)2009年的總額是在近幾年來(lái)的總額中的最低值，而后，我國(guó)的對(duì)外貿(mào)易情況逐漸好轉(zhuǎn)，總值逐漸增加起來(lái)，在2013年更首次突破了2500002-14（2）固定投資我國(guó)通貨膨脹率的表現(xiàn)情2-12003-2013我國(guó)通貨膨脹率年P(guān)PT(出廠PI進(jìn)廠資料來(lái)源：中計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)2-15種價(jià)格指固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)）從2003年到2013年這10一直在逐步增長(zhǎng)，但增文獻(xiàn)綜計(jì)量檢驗(yàn)的問(wèn)題。Tobin（1965）認(rèn)為通貨膨脹率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率產(chǎn)生正向影響的“Tobin效應(yīng)”。（1991）的研究發(fā)現(xiàn)通貨膨脹與投資規(guī)模(投資占Stockman（1996）發(fā)現(xiàn)的發(fā)展程度會(huì)影響通貨膨脹增長(zhǎng)效應(yīng)的規(guī)模。的特殊性。，和鴻（1993）利用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)、投入產(chǎn)出分析、；，膨脹定量分析模型（1996采用Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)法對(duì)我國(guó)通貨膨脹的推動(dòng)因素進(jìn)行分析建立了回歸方程得出貨幣流通量固定資產(chǎn)投資消費(fèi)工資儲(chǔ)蓄都對(duì)通貨膨脹起到推動(dòng)作用何其樣（1997運(yùn)用多元回歸分析方法建立計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，系統(tǒng)了主要經(jīng)濟(jì)因素對(duì)通貨膨脹的影響程度萬(wàn)世平 （2001用Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)法對(duì)貨幣供應(yīng)量經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)工資成本與通貨膨脹之間的因果關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn).許雄奇，（2004）運(yùn)用VAR模型和Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)方法研究發(fā)現(xiàn)我國(guó)的通貨膨脹不僅是一個(gè)貨幣現(xiàn)象也是一個(gè)財(cái)政現(xiàn)象陳慎（2005通過(guò)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)的分析得到能通過(guò)統(tǒng)計(jì)學(xué)上的各項(xiàng)檢驗(yàn)的三次回歸模型，得出結(jié)論：通貨膨脹率與GDP增長(zhǎng)率之間存在著三次回歸模型的非線性關(guān)系但它們之間的變化趨勢(shì)是同方向的且通脹率的變化總滯后于GDP增長(zhǎng)率因此通貨膨脹率的變化方向是可以由GDP增長(zhǎng)率來(lái)的。；，實(shí)證分理論及方法概單位根檢在做單位根檢驗(yàn)時(shí)候，需要對(duì)單位根檢驗(yàn)

H0:0

H1:0根據(jù)具體情況，式中和t兩項(xiàng)可以添加或去除.當(dāng)0協(xié)整性檢EGJohansenJohansen因果檢 xtyt的精度不存在顯著性改xt1yt不存在因果關(guān)系.根據(jù)上述定義，因果性檢驗(yàn) 必要，常數(shù)項(xiàng)、趨勢(shì)項(xiàng)、季節(jié)虛擬變量等都可以包括到上式中.則H0xy3-13國(guó)人GDP居民消費(fèi)指數(shù)平，指數(shù)平滑法（ExponentialSmoothing，ES）是(RobertG..Brown)所提出、認(rèn)為時(shí)間序列的態(tài)勢(shì)具有穩(wěn)定性或規(guī)則性，所以時(shí)間序列可被合理地，指數(shù)平滑法是一種重要的時(shí)間序列方法，它不同于其他方法，是一種自方法一：一元線性回歸（簡(jiǎn)單線性回歸通過(guò)選取最具代表經(jīng)濟(jì)發(fā)展的指標(biāo)（人均GDP的增長(zhǎng)率）以及衡量通貨膨脹3-220022013我國(guó)人gdp通貨膨脹年 人均 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)-----0資料來(lái)源：中計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)3-2我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率與通貨膨脹怎么樣的呢，是誰(shuí)決定誰(shuí)，有待下面的研究驗(yàn)證?；貧w結(jié)果Std.t-C--XR-MeandependentAdjustedR-S.D.dependentS.E.ofAkaikeinfo-SumsquaredSchwarz-Log-F-Durbin-WatsonProb(F-Yt0.0693320.497542XttR20.536763F10.4285119n

3-21歸結(jié)果圖模型檢估計(jì)的回歸系數(shù)

的標(biāo)準(zhǔn)誤差 值分別 ；

的標(biāo)準(zhǔn)誤差和t值分別為SE

20.154070,t2 取=0.05，查t分布表 度為n-2=9的臨界值t002592.262。因t

2.952129的絕對(duì)值2.952129>2.262,所以應(yīng)該

H0；因?yàn)? t

H：0GDP2 回歸如果2014年的人均GDP將比2013年增長(zhǎng)10%利用所估計(jì)的模型課年居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)同比增長(zhǎng)率， 值的計(jì)算方式Y(jié)f0.0693320.497542*0.1利用Eview作回歸，2014年的通貨膨脹率，如Forecast:YFActual:YForecast:YFActual:YForecastsample:2003Includedobservations:RootMeanSquaredError0.019677MeanAbsoluteError MeanAbs.PercentError95.94729TheilInequalityCoefficientBiasVarianceCovariance---- 06 12 ±2圖3-23簡(jiǎn)單線性回 值及標(biāo)準(zhǔn)誤ADF檢表3-2-4(1)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率時(shí)間序列單位根檢t-AugmentedDickey-test-Testcritical1%-5%-10%-表3-2-4(2)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率差序列單位根檢t-AugmentedDickey-test-Testcritical1%-5%-10%-結(jié)果為：經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率序列不是平穩(wěn)性，而經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率差序列為平穩(wěn)同樣的操作步驟，可得出通貨膨脹率為一階單表3-2-4(3)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率差序列單位根檢t-AugmentedDickey-test-Testcritical1%-5%-10%-殘差序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)估計(jì)結(jié)果（協(xié)整檢驗(yàn)在5%的顯著性水平下，t檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)值為-3.043587，小于相應(yīng)的臨界值，從而H0，表明殘差序列不存在單位根，是平穩(wěn)序列，說(shuō)明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率與通貨因果檢驗(yàn)進(jìn)一步探究?jī)烧叩年P(guān)系，本文將對(duì)兩者進(jìn)行因果檢驗(yàn).運(yùn)用Eviews進(jìn)行因果檢驗(yàn)，結(jié)果如10%成因，而通貨膨脹不是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的成因.方法二：多元線性回0 多元回歸的結(jié)

3-33-3-1元回歸結(jié)Std.t-C---3.62E-4.74E---2.12E-7.22E--1.03E-3.93E-R-MeandependentAdjustedR-S.D.dependentS.E.ofAkaikeinfo-SumsquaredSchwarz-Log-F-Durbin-WatsonProb(F-lnYi5.1810480.051700ln（0.686049）（0.060060）（4.74E-07）（7.22E-06）（3.93E-t=（7.552007）（-0.860802）（-0.763063）（-0.293351）R2模型檢

2R 擬合優(yōu)度：由表數(shù)據(jù)中可得到R2=0.580383 修正的可決系數(shù)為R2=0.300639，查出度為k-1=4和n-k=6的臨界值F(4,6)

tH0j0(j12345，給定顯著性水平0.05t 表得度為n-k=6的臨界值t0025(6)2.447，由表中數(shù)據(jù)可