計量經濟學 又是 計量經濟學樣板級的

1、計量經濟學 我國居民消費水平的計量分析一、引言消費水平是指一個國家一定時期內人們在消費過程中對物質和文化生活需要的滿足程度。筆者以分析居民消費水平為目的，同時考慮了其他一些指標的分析需要，根據計量經濟學模型的構思，在建模時作了如下處理：1、該模型為線性模型。2、主要采集的樣本是1990年以后的，因為市場經濟體制創(chuàng)建之后，我國的經濟運行機制有了極大的改變，人民生活水平也有了極大的提高，故這一時期的樣本更能反映這種變化。3、模型中將居民消費水平作為被解釋變量，根據經驗引居民人均收入指數、人口自然增長率、居民消費價格指數，對模型進行回歸分析，以求能使模型具有更高的可操作性。注：以上數據來自2010年

2、中國統(tǒng)計年鑒二、模型的估計與檢驗建立模型：其中：Y居民消費指數X1居民收入指數X2CPI指數X3人口自然增長率利用Eviews軟件，生成Y、X1、X2、X3的數據，并運用OLS法對模型進行回歸分析，回歸圖以及回歸結果如下所示：回歸結果為： (4.573378) (23.26422) (0.929089) (-5.628843), 括號內為t 統(tǒng)計量。1）擬合優(yōu)度：由表中數據可以得到R2=0.995937，修正的可決系數為0.995175，表明模型對樣本的擬合很好。2）F檢驗：針對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：,說明模型比較顯著。4）經濟意義檢驗：模型結果表明，居民收入指數每增加1個單位，居民消費水平增加0.57個單位；CPI每增加1個單位，居民收入水平增加0.36個單位；人口自然增長率每增加一個單位，居民消費水平減少10.4個單位。上述結果符合相關經濟學理論。（三）、多重共線性檢驗設X2為居民收入指數，X3為CPI指數，X4人口自然增長率。1、相關系數檢驗由上述回歸結果可見，該模型 =0.9950、 =0.9940可決系數較高，F檢驗值為1050.770，明顯顯著。但是當=0.05時， =2.120，對X

4、3系數的t檢驗不顯著，這表明很可能存在嚴重的多重共線性。計算各解釋變量的相關系數，選擇X2、X3、X4數據，得相關系數矩陣，結果如表4所示：表3：相關系數矩陣由矩陣可以看出，各解釋變量相互之間的相關系數較高，證實確實存在嚴重多重共線性。2、多重共線性的修正采用逐步回歸的方法，檢驗和解決多重共線性問題，分別作Y對X2、X3、X4的一元回歸，結果如表4所示：表4：一元回歸估計結果 變量 X2 X3 X4參數估計量0.7103-7.8310-46.727 t統(tǒng)計量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，順次加入其它變量逐步回歸。結果如表5所示：表5：加入新變量的回歸結果: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經比較，加入X4的方程的修正可決系數改進較大，且其參數的t檢驗均顯著，但加入X3后的修正可決系數不僅沒有得到修正，而且各參數的t檢驗均不顯著，所以選擇保留X4，剔除X3。最后修正嚴重多重共線性影響后的回歸結果為：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）異方差檢驗方法一：圖形法1. 生成殘差平方序列。2. 繪制對，的散點圖。如下圖3.判斷。由上圖可以看出，殘差平方對解釋變量，的散點圖主要分布在圖形的右下方，大致可以看出殘差平方隨，的變動呈增大的趨勢，因此模型可能存在異方差。但是否存在異方差，還需要進一步的檢驗。方法二：Goldfeld-Quanadt檢驗1、 對變量進行排序2、 構造子樣本區(qū)間，建立回歸模型。模型中樣本容量n=20,出去5個觀測值，余下部分分為兩個區(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果：在菜單里，將區(qū)間定義為，再用方法求得下圖所示的結果。3.求F統(tǒng)計量值?；谝陨蟽杀砜傻脙蓚€樣本子區(qū)間的參差平方和 根據Goldfeld-Quanadt檢驗，F的統(tǒng)計量為4.判斷。在下，分子，分母的自由度分別為3和16，查表可得，因為>,所以接受原假設，模型不存在異方差。方法三：White檢驗由圖可知，由White檢驗知，在置信度為0.05下，得臨界值為>,所以模型不存在異方差。 （五）自相關檢驗利用Eviews軟件得出：該回歸方程可決系數較高，回歸系數均顯著。對樣本量為20，兩個解釋變量的模型、5%顯著

8、水平，查DW統(tǒng)計表可知，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。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單位，居民是消費水平增加0.58個單位；人口自然增長率每增加一個單位，居民消費水平將少9.8個單位，這符合經濟學理論。由此表明該模型通過了經濟學檢驗。三、結論 上述模型表明，居民收入水