計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)自相關(guān)實(shí)驗(yàn)報(bào)告

1、第六章 自相關(guān)實(shí)驗(yàn)報(bào)告一、研究目的對(duì)于廣大的中國農(nóng)村人口而言，其消費(fèi)總量比重卻不高。農(nóng)村居民的收入和消費(fèi)是一個(gè)值得研究的問題。消費(fèi)模型是研究居民消費(fèi)行為的常用工具。通過中國農(nóng)村居民消費(fèi)模型的分析可判斷農(nóng)村居民的邊際消費(fèi)傾向，這是宏觀經(jīng)濟(jì)分析的重要參數(shù)。同時(shí)，農(nóng)村居民消費(fèi)模型也能用于農(nóng)村居民消費(fèi)水平的預(yù)測。二、模型設(shè)定影響居民消費(fèi)的因素很多，但由于受各種條件的限制，通常只引入居民收入一個(gè)變量做解釋變量，即消費(fèi)模型設(shè)定為：yt=+1xt+ ut參數(shù)說明：yt農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出 (單位：元)xt農(nóng)村居民人均純收入（單位：元）ut隨機(jī)誤差項(xiàng)收集到數(shù)據(jù)如下（見表2-1）表2-1 1985-2011年農(nóng)

2、村居民人均收入和消費(fèi) 單位：元年份人均純收入現(xiàn)價(jià)人均消費(fèi)支出現(xiàn)價(jià)消費(fèi)價(jià)格指數(shù)1985=100人均收入1985可比價(jià)人均消費(fèi)支出1985可比價(jià)1985397.6317.4100.0397.6317.41986423.8357.0106.1399.4336.481987462.6398.3112.7410.5353.421988544.9476.7132.4411.6360.051989601.5535.4157.9381.0339.081990686.3584.63165.1415.7354.111991708.6619.8168.9419.5366.961992784.0659.8176.84

3、43.4373.191993921.6769.7201.0458.5382.9419941221.01016.8248.0492.341019951577.71310.4291.4541.4449.6919961923.11572.1314.4611.7500.0319972090.11617.2322.3648.5501.7719982162.01590.3319.1677.5498.2819992214.31577.4314.3704.5501.7520002253.41670.0314.0717.7531.8520012366.41741.0316.5747.7550.082002247

4、5.61834.0315.2785.4581.8520032622.241943.3320.2818.9606.8120042936.42184.7335.6875.0650.9720053254.932555.4343.0949.0745.0120063587.042829.0348.11030.5812.7020074140.363223.9366.91128.5878.6720084760.623660.7390.71218.5936.9520095153.173993.5389.51323.01025.2820105919.014381.8403.51466.91085.9520116

5、977.295221.1426.91634.41223.03注：資料來源于中國統(tǒng)計(jì)年鑒1986-2012。為了消除價(jià)格變動(dòng)因素對(duì)農(nóng)村居民收入和消費(fèi)支出的影響，不宜直接采用現(xiàn)價(jià)人均收入和現(xiàn)價(jià)人均消費(fèi)支出的數(shù)據(jù)，而需要用經(jīng)消費(fèi)價(jià)格進(jìn)行調(diào)整后的1985年可比價(jià)格及人均純收入和人均消費(fèi)支出的數(shù)據(jù)做回歸分析。根據(jù)表2-1中調(diào)整后的1985年可比價(jià)格計(jì)的人均純收入和人均消費(fèi)支出的數(shù)據(jù)，使用普通最小二乘法估計(jì)消費(fèi)模型得如下結(jié)果。表2-2 最小二乘估計(jì)結(jié)果dependent variable: ymethod: least squaresdate: 12/04/13 time: 20:00sample: 19

6、85 2011included observations: 27coefficientstd. errort-statisticprob.c45.4022510.302254.4070250.0002x0.7185260.01252657.360690.0000r-squared0.992459mean dependent var580.5296adjusted r-squared0.992157s.d. dependent var256.4506s.e. of regression22.71079akaike info criterion9.154744sum squared resid12

7、894.50schwarz criterion9.250732log likelihood-121.5890hannan-quinn criter.9.183287f-statistic3290.249durbin-watson stat0.528075prob(f-statistic)0.000000由以上結(jié)果得到以下方程:t=45.4022545+0.718526xt （6.1）（10.30225）（0.012526）t = (4.407025) (57.36069)r2=0.992459 =0.992157 f=3290.249 dw=0.528075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27，一個(gè)解釋變量的模型、5%顯著水平，查dw統(tǒng)計(jì)表可知，dl=1.32，du= 1.47，模型中dw du，說明廣義差分模型中已無自相關(guān)，不必再進(jìn)行迭代。同時(shí)可見，可決系數(shù)r2、t、f統(tǒng)計(jì)量也均達(dá)到理想水平。故可判斷已不存在一階自相關(guān)性。由差分方程得由