計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)調(diào)查報(bào)告

計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)調(diào)查報(bào)告大學(xué)生月消費(fèi)支出調(diào)查報(bào)告一、引言在當(dāng)前尚且低迷，尚未完全復(fù)蘇的經(jīng)濟(jì)環(huán)境下，消費(fèi)問(wèn)題被大家廣泛關(guān)注。物價(jià)的連續(xù)上漲，直接反映了社會(huì)的消費(fèi)和需求問(wèn)題。

當(dāng)前的消費(fèi)市場(chǎng)中，大學(xué)生作為一個(gè)特殊的消費(fèi)群體正受到越來(lái)越大的關(guān)注。由于大學(xué)生年齡較輕，群體較特別，他們有著不同于社會(huì)其他消費(fèi)群體的消費(fèi)心理和行為。一方面，他們有著旺盛的消費(fèi)需求，另一方面，他們尚未獲得經(jīng)濟(jì)上的獨(dú)立，消費(fèi)受到很大的制約。消費(fèi)觀念的超前和消費(fèi)實(shí)力的滯后，都對(duì)他們的消費(fèi)有很大影響。特殊群體自然有自己特殊的特點(diǎn)，同時(shí)難免存在一些非理性的消費(fèi)甚至一些消費(fèi)的問(wèn)題。為了調(diào)查清楚大學(xué)生的消費(fèi)情況，我決定在身邊的同學(xué)中進(jìn)行一次消費(fèi)的調(diào)研，對(duì)大家的消費(fèi)進(jìn)行歸宗和分析。

二、理論綜述我們主要對(duì)大學(xué)生每人每月消費(fèi)支出進(jìn)行多因素分析，并從周?chē)瑢W(xué)搜集相關(guān)數(shù)據(jù)，建立模型，對(duì)此進(jìn)行數(shù)量分析。影響大學(xué)生每人每月消費(fèi)支出的主要因素如下：C1.8556022.7911600.6648140.5187X10.9942450.01168085.126090.0000X30.9976940.002423411.76110.0000R-squared0.999933Meandependentvar796.0000AdjustedR-squared0.999922S.D.dependentvar300.6849S.E.ofregression2.661886Akaikeinfocriterion4.972804Sumsquaredresid85.02767Schwarzcriterion5.114414Loglikelihood-34.29603F-statistic89312.68Durbin-Watsonstat1.135934Prob(F-statistic)0.000000Y=2.267085043+1.002863576X1-0.01409509937X2+1.015356088X3(2.7407)(0.0132)(0.0111)(0.0141)t=(0.8272)(75.6949)(-1.2732)(72.1553)R2=0.9999F=62623.78n=15修正后的方程:Y=1.855602386+0.9942445531X1+0.9976942247X3(2.7912)(0.0117)(0.0024)t=0.664885.1261411.7611R2=0.999933F=89312.68n=15修正后的參數(shù)的t值都已經(jīng)比較顯著，且F值也有了一定的增加，故不再刪除變量，選擇此模型為修正后的模型。由模型得出，大學(xué)生每人每月的消費(fèi)支出隨學(xué)習(xí)支出的增加而增加，隨生活支出的增加而增加的結(jié)論。這與經(jīng)濟(jì)意義相符。（2）異方差檢驗(yàn)（White檢驗(yàn)）WhiteHeteroskedasticityTest:F-statistic0.628974Probability0.682978Obs*R-squared3.884193Probability0.566207TestEquation:DependentVariable:RESID^2Method:LeastSquaresDate:12/23/10Time:15:44Sample:115Includedobservations:15VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C-61.0163271.58413-0.8523720.4161X10.6619300.7293080.9076150.3877X1^2-0.0018180.001714-1.0607320.3164X1*X30.0002910.0003090.9418710.3709X3-0.0323770.111792-0.2896160.7787X3^2-4.79E-068.46E-05-0.0566320.9561R-squared0.258946Meandependentvar5.668512AdjustedR-squared-0.152750S.D.dependentvar18.47437S.E.ofregression19.83524Akaikeinfocriterion9.101971Sumsquaredresid3540.929Schwarzcriterion9.385191Loglikelihood-62.26478F-statistic0.628974Durbin-Watsonstat1.375996Prob(F-statistic)0.682978由上圖知，nR2=3.884193，其伴隨概率p=0.5662>0.05,即修正后的模型不存在異方差（3）自相關(guān)檢驗(yàn)a、DW檢驗(yàn)法DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:12/22/10Time:17:40Sample:115Includedobservations:15VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C1.8556022.7911600.6648140.5187X10.9942450.01168085.126090.0000X30.9976940.002423411.76110.0000R-squared0.999933Meandependentvar796.0000AdjustedR-squared0.999922S.D.dependentvar300.6849S.E.ofregression2.661886Akaikeinfocriterion4.972804Sumsquaredresid85.02767Schwarzcriterion5.114414Loglikelihood-34.29603F-statistic89312.68Durbin-Watsonstat1.135934Prob(F-statistic)0.000000由EVIEWS軟件，用OLS方法得DW=1.135934，查德賓-沃森統(tǒng)計(jì)量表得=0.946,=1.543,所以DW,所以無(wú)一階自相關(guān)性。b、BG檢驗(yàn)Breusch-GodfreySerialCorrelationLMTest:F-statistic1.057266Probability0.383236Obs*R-squared2.618177Probability0.270066TestEquation:DependentVariable:RESIDMethod:LeastSquaresDate:12/22/10Time:20:25VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C1.7680713.1620800.5591480.5884X1-0.0056660.013367-0.4238540.6806X3-0.0013460.002596-0.5186830.6153RESID(-1)-0.3159910.324315-0.9743340.3529RESID(-2)-0.4638130.362870-1.2781800.2301R-squared0.174545Meandependentvar-4.20E-14AdjustedR-squared-0.155637S.D.dependentvar2.464428S.E.ofregression2.649274Akaikeinfocriterion5.047650Sumsquaredresid70.18651Schwarzcriterion5.283666Loglikelihood-32.85737F-statistic0.528633Durbin-Watsonstat1.942053Prob(F-statistic)0.717696其中nR2=2.618177，臨界概率p=0.270066>0.05,所以模型不存在自相關(guān)性，又因?yàn)?0.974334和-1.278180均小于t0.025(15-2-1)=2.179,表明該模型不存在一階和二階自相關(guān)性。六、模型的分析進(jìn)行了一系列檢驗(yàn)和修正后的最終結(jié)果如下：Y=1.855602+0.994245X1+0.997694X3(0.664814)(85.12609)(411.7611)R2=0.999933F=89312.68n=15從模型中可看出：修正可決系數(shù)開(kāi)始上升，所有參數(shù)的t值都已經(jīng)比較顯著，且