中國(guó)最終消費(fèi)支出與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的之間關(guān)系的計(jì)量分析

1、中國(guó)最終消費(fèi)支出與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的之間關(guān)系的計(jì)量分析學(xué)院班級(jí)：國(guó)貿(mào) 083姓 名：方卓學(xué)號(hào)： 20084060347一. 變量選擇及關(guān)系分析：通過(guò)學(xué)習(xí)西方經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，本人認(rèn)為影響居民的最終消費(fèi)支出的 因素很多，從微觀層面來(lái)看，居民儲(chǔ)蓄，可支配收入、工資水平等情 況等都能對(duì)居民的最終消費(fèi)造成一定的影響。但若從宏觀方面來(lái)分 析，收入是影響消費(fèi)的主要因素，即國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，其他一系列因素 很大程度上也在國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值中有一定的反映，因此最終消費(fèi)支出和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值之間存在密切的關(guān)系。所以可以確定以最終消費(fèi)支出為 被解釋變量，以國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值為解釋變量，其他的影響因素歸入隨機(jī) 誤差項(xiàng)的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型。二. 建立

2、模型下表為我國(guó)1990-2008最終消費(fèi)支出和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的統(tǒng)計(jì)資料：最終消費(fèi)支出y國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值x19909450.9 118667.8199110730.621781.5199213000.126923.5199316412.1：35333.9199421844.248197.9199528369.760793.7199633955.9 171176.6199736921.578973199839229.3 :84402.3199941920.489677.1200045854.699214.6200149213.2 :109655.2200252571.3120332.7200356834

3、.4135822.8200463833.5 :159878.3200571217.5183217.4200680476.9211923.5200793602.9 :257305.62008 :108392.2300670由上表可以得知，消費(fèi)支出隨國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的增加而增加可 以得 出YX的 散 點(diǎn)圖 為F J皿it'bhuXY的趨勢(shì)圖為:從x與y的散點(diǎn)圖及趨勢(shì)圖可以看出，最終消費(fèi)支出Y與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值 X 之間存在線性關(guān)系。因此可以設(shè)定最總消費(fèi)支出 Yt 與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值 Xt 的關(guān)系為Yt=b0+b1*Xt+UYt 表示 t 年最終消費(fèi)支出Xt 表示 t 年國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值U表示隨機(jī)誤差項(xiàng)由于

4、經(jīng)濟(jì)中許多變量之間都有隱藏的表面看不到的相關(guān)性，經(jīng)濟(jì)中 許多方面有些微妙的聯(lián)系， 就如人們對(duì)某一產(chǎn)品的需求量會(huì)受到該產(chǎn) 品價(jià)格，替代品價(jià)格，居民收入水平等因素影響又不能全部列入模型， 就用隨機(jī)誤差項(xiàng)表示。三參數(shù)估計(jì)ProcObjectPrint NameFreezeEstimateForecastStatsPtesidsEquation;.TTTI.zD w" kF e:卡阜CoefllcierrtStd. Errort-EtatisticPrnb.cX7206,8170.3435001234.3755.8364320 00900538.363720 oooa o oocaR*squ

5、aredAdjusted R*squar&d of regressionSum squared residLoq likelihoodF-statisticProb(F-statistic)0.9885810.9979133088.0661.62E+O9 17Q.57391472.1590.000000Mean dependent varS.D. dependentvarAJ補(bǔ)畑 info criterion Schrwarz criterion Hartrar-Quinn criter Durbin-Wat son stat45991.1226066.001 9.0077819.10

6、71919.021600.142269Dependent Variable: V Method: Least Squares Date; 0W1/11 Time; 17;06Sample: 1 QOO 2008Included obsaivations: 19View | Prac Object Print Name Freeze Estimate Fcreca Stats Residest imaticm Comm and：Y 二匚1)十 C£)*XSub st i tut sd Cfteffi ci ：丫 - ?2®. 01£91701 + 0. 346560

7、356073*3Eztiitklian quiticm.模型估計(jì)結(jié)果為:Yt=7206.817+0.348590*XtS=(1234.375)(0.009085)T=(5.838432)(38.36872)RA2=0.988584RA2修正值=0.987913F=1472.159 DW=0.142269 SE=3088.0661. 經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn): 就本模型而言，從經(jīng)濟(jì)意義上看， b1 的估計(jì)值為 0.348590 符合經(jīng)濟(jì) 理論中絕對(duì)收入假說(shuō)邊際消費(fèi)傾向的在 0 與一之間，表明我國(guó)國(guó)內(nèi)生 產(chǎn)總值每增加 100 億元，最終消費(fèi)支出平均增加 34.859 億元。2. 估計(jì)標(biāo)準(zhǔn)誤差評(píng)價(jià) 估計(jì)標(biāo)準(zhǔn)誤差

8、是用來(lái)反映被解釋變量的實(shí)際值和估計(jì)值之間的平均 誤差 程度的 指標(biāo) 。 SE 越 小則 回歸直 線精 度越高 。本 模型的SE=3088.066,即估計(jì)標(biāo)準(zhǔn)差為3088.066億元，它代表我國(guó)最終消費(fèi) 支出的估計(jì)值與實(shí)際值之間的平均值為 3088.066 億元?；貧w系數(shù)真 值有 66.6%的的概率落在系數(shù)估計(jì)值一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)誤差之內(nèi)，有95%的可能性位于估計(jì)值兩個(gè)標(biāo)準(zhǔn)誤差之內(nèi)。3 擬合優(yōu)度檢驗(yàn)本模型的RA2=0.988584,這說(shuō)明回歸直線的解釋能力為 98.86%它代 表我國(guó)最終消費(fèi)總支出 yt 的總變差中， 由解釋變量 xt 解釋的部分為 98.86%，或者說(shuō)我國(guó)最終的消費(fèi)變動(dòng)的 98.86%可

9、由樣本回歸直線作 出解釋。模型的擬合優(yōu)度較高。4 參數(shù)顯著性檢驗(yàn)對(duì)于b1, t統(tǒng)計(jì)變量為38.36872。對(duì)于給定的a=0.05，查t分布表，在自 由 度為 n-2=17 下 ， 得臨 界 值 t0.025(17)=2.1098， 因 為t=38.36872>2.1098,所以拒絕H0:b1=0,表明我國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值對(duì)我 國(guó)最終消費(fèi)支出的影響顯著。四 . 計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)1，異方差檢驗(yàn)圖示法一一殘差的圖示檢驗(yàn)使用Eviews,可以得出如下模型的殘差圖:由上圖可以看出，殘差分布的離散程度并不存在明顯的擴(kuò)大或縮小的 趨勢(shì)，則表明y的離散程度并不與解釋變量之間存在一定的相關(guān)關(guān) 系，所以可以初步判

10、斷模型不存在異方差性。但是圖示檢驗(yàn)法只能粗 略地判斷模型是否存在異方差性，如果方差不太明顯，還需要采用較 為精確的方法。下面采用懷特檢驗(yàn)法對(duì)模型的異方差性進(jìn)行再次檢 驗(yàn)。懷特檢驗(yàn): 回歸模型的懷特檢驗(yàn)結(jié)果如下White Heteroskedasticity Test:F-statistic2.625742 Probability0.086932Obs*R-squared4 959392 Probability0.083769其中F值是輔助回歸模型的F統(tǒng)計(jì)值。取顯著水平a=0.05，查表得 自由度為1，上分為點(diǎn)為0.05的咖方分布值為7.879， nRT=4.959392v7.789,所以不存在

11、異方差。實(shí)際上，由輸出結(jié)果的概 率值可以看出，只要顯著水平取小于 0.083769，就可以認(rèn)為不存在 異方差。由以上兩種方法的檢驗(yàn)，可以作出結(jié)論，該模型不存在異方差。即被解釋變量y的離散程度并不與解釋變量之間存在一定的相關(guān)關(guān)系。因 此可以排除異方差對(duì)該模型的影響。該模型回歸系數(shù)b0,b1由于不受 隨機(jī)誤差項(xiàng)異方差的影響，他們的最小二乘估計(jì)量均具有最小方差。參數(shù)估計(jì)值有效，參數(shù)的最小二乘估計(jì)量是一個(gè)有效的估計(jì)量；由于排除了異方差的影響，參數(shù)不會(huì)被低估其真實(shí)方差，也就不會(huì)夸大所 估計(jì)參數(shù)的統(tǒng)計(jì)顯著性。T檢驗(yàn)對(duì)解釋變量的顯著性檢驗(yàn)有效；滿足 最小二乘估計(jì)的假設(shè)，即同方差假設(shè)，因此異方差性不會(huì)對(duì)模型的

12、 應(yīng)用造成不利的影響。2.自相關(guān)性檢驗(yàn)D-W檢驗(yàn)(1)假設(shè)HO: p=0,即不存在自相關(guān)性。H1: p<>0及存在一階自相 關(guān)性。(2)DW=2*(1-P) 從模型的回歸結(jié)果可以知，DW=0.142269該模型的樣本容量n=19,在只有一個(gè)解釋變量的條件下，給定顯著性水平a=0.05，則查DW表得 dl=1.18，du=1.40，這時(shí)有 DW=0.142269>du=1.40,由 DW的判斷區(qū) 域可知誤差序列不存在一階自相關(guān)性。有以上檢驗(yàn)結(jié)果可以作出結(jié)論：該模型隨機(jī)誤差項(xiàng)的值與其前期項(xiàng)的 值無(wú)密切相關(guān)關(guān)系，即可以排除自相關(guān)性對(duì)模型的影響。該模型參數(shù) 的估計(jì)值具有最優(yōu)性；隨機(jī)誤差項(xiàng)的方差不會(huì)被低估，有較高的精確 度；模型統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)有效t統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)對(duì)模型有很好的反映作用；區(qū)間估 計(jì)和預(yù)測(cè)區(qū)間的精度有較高的準(zhǔn)確性。由以上結(jié)果可以最終確定中國(guó)最終消費(fèi)支出與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的函數(shù)模型為：Yt=7206.817+0.348590*Xt由模型可知，中國(guó)最終消費(fèi)支出與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值存在嚴(yán)格的線性關(guān) 系。在其他條件保持不變的條件下，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值每增加一億元，居 民最終消費(fèi)支出將增加3485.90萬(wàn)元。五. 模型的總體評(píng)價(jià)根據(jù)一元線性回歸的基本方法，通過(guò)對(duì)初始線性回歸模型的