《經(jīng)濟(jì)預(yù)測與決策分析》學(xué)期期末論文題目、格式及評分標(biāo)準(zhǔn)

1、1影響吉林省城鎮(zhèn)居民收入因素的分析姓名：李威專業(yè)：項目管理學(xué)號：【摘要】【摘要】隨著改革開放的進(jìn)行，吉林省在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中顯示出了極強的經(jīng)濟(jì)活力，省綜合實力得到了極大地增強，人們的物質(zhì)生活的極大豐富。這些發(fā)展為城鎮(zhèn)居民收入、消費水平的提高奠定了堅實的基礎(chǔ)。居民的消費理念從過去的單純追求數(shù)量到如今的更加側(cè)重于追求質(zhì)量。根據(jù)經(jīng)濟(jì)學(xué)原理中的一般消費理論，收入和價格是決定消費的兩要素。因此采用1980-2008年吉林省城鎮(zhèn)居民人均消費支出、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、城鎮(zhèn)居民消費價格指數(shù)，運用計量經(jīng)濟(jì)模型對影響吉林省城鎮(zhèn)居民人均消費支出的因素進(jìn)行相關(guān)性分析。在相關(guān)性分析的過程中我們不難發(fā)現(xiàn)確實隨著經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的優(yōu)

2、化，經(jīng)濟(jì)體制的發(fā)展，人們的收入增加了，消費能力與消費理念也發(fā)生了極大地變化?！娟P(guān)鍵字】【關(guān)鍵字】城鎮(zhèn)居民可支配收入；經(jīng)濟(jì)計量模型；人均生活消費支出；一、問題的提出一、問題的提出經(jīng)濟(jì)增長的三要素分別是投資、消費、出口。自改革開放以來，我國的經(jīng)濟(jì)得到了突飛猛進(jìn)的發(fā)展，人們的生活水平得到了極大的提高，生活幸福，安居樂業(yè)。雖然在經(jīng)濟(jì)建設(shè)方面取得了舉世矚目的成績，但是經(jīng)濟(jì)的過速發(fā)展的背后卻有著很大的我們平時不可見的經(jīng)濟(jì)危機。所以，對居民消費能力的研究在這里就顯得尤為重要了。1980 年到 2008 年的這 28 年間，吉林省城鎮(zhèn)居民的消費水平從 358 元攀升到 11447.8 元， 消費結(jié)構(gòu)也經(jīng)歷了從

3、貧困型向溫飽型和小康型消費的轉(zhuǎn)變， 居民消費經(jīng)歷了三次大的消費結(jié)構(gòu)升級。一是 20 世紀(jì) 80 年代初，人們只是單純的追求一些簡單的生活用品，以滿足溫飽為目標(biāo)的消費結(jié)構(gòu)升級；二是 20 世紀(jì) 80 年代中期到 90 年代中期，以家電的普及為標(biāo)志的發(fā)展型消費結(jié)構(gòu)升級；三是 20 世紀(jì) 90 年代末至今的以多元化的消費為主導(dǎo)的享受型消費結(jié)構(gòu)升級。到 2008 年全省城鎮(zhèn)人均可支配收入突破 16447.8 元，居民消費結(jié)構(gòu)繼續(xù)多樣化，向著發(fā)展型升級的趨勢越來越明顯。二、數(shù)據(jù)與模型二、數(shù)據(jù)與模型（一）數(shù)據(jù)的選取吉林省統(tǒng)計局所提供的吉林省統(tǒng)計年鑒得到吉林省 1980-2008 年城鎮(zhèn)居民人均消費支出、人

4、均可支配收入數(shù)據(jù)和消費價格指數(shù)，其中表中數(shù)據(jù)以 1980 年為基數(shù)。從從 1980-20081980-2008 年吉林省城鎮(zhèn)居民人均消費模型樣本觀測數(shù)據(jù)年吉林省城鎮(zhèn)居民人均消費模型樣本觀測數(shù)據(jù)年份城鎮(zhèn)居民人均消費支出（B）元城鎮(zhèn)居民人均可只配收入（I）元城鎮(zhèn)居民消費價格指數(shù)（P）%年份城鎮(zhèn)居民人均消費支出（B）元城鎮(zhèn)居民人均可支配收入（I）元城鎮(zhèn)居民消費價格指數(shù)（P）%1980358.9744412.087910019953783.8834444.139440.01831981370.8791413.9194103.937719964183.155104.396470.32971982426.

5、7399476.1905107.234419974520.1475626.374482.05131983461.5385524.7253109.340719984744.5055939.56482.05131984452.381532.967112.362619994823.266282.051475.82421985618.1319671.2454128.113620005136.9196805.861491.02561986723.4432850.7326136.996320015508.2427612.637482.692321987817.7656934.9817151.4652200

6、26073.268414.835478.84621988986.26371131.868192.399320036736.2649157.509482.234419891277.1061423.993228.754620047473.44310233.52500.549519901310.441601.648229.029320058053.11411282.97510.073319911519.2311788.462239.560420068981.68512594.32515.659319921778.3882152.93258.6996200710123.6314198.72541.94

7、1419932214.2862676.74302.1062200811447.816447.8566.300419943068.6813603.48378.022（二）建立模型在宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)原理的消費決定論中，對于居民消費的影響，可支配收入占據(jù)主導(dǎo)地位，而物價水平，收入分配的公平性，即時得存貸款利率以及消費預(yù)期都是重要的影響因素，但是因為實際情況的限制，在本次的試驗中，我們只引入居民人均可支配收入和消費價格指數(shù)兩個作為解釋變量，即消費模型設(shè)定為：B=B1+B2I+B3P+U其中，B 為吉林省城鎮(zhèn)居民人均消費支出，I 為城鎮(zhèn)人均居民可支配收入，P 為城鎮(zhèn)人均居民消費價格指數(shù)，u 為隨機誤差項。三、

8、參數(shù)估計三、參數(shù)估計DepEnJen:/araol:DK/phnd1Dale12TOTirie7.23Sample:19002008Ireuitdob5tiAa:icn=:VariableCoefficientStdHr-n-t-StatisticSih匚38.6O2E0-3.20U060.0C3GI629750D.0067B493.0094O.OCOOF2102SS2D.1S50DG11.85305O.OCOOR-squared0.999477Meandependemtvar3722.433AdjustedR-squared93943ES.D.dependentvar32557353.E.o

9、fregression77.29983Akaikeinfocriterion1133C9CSumsquaredresid1653EG.SSchwar2criterion11.77d0LogIkelhood-165.6439F-stetistic24622.28Durbin-V/atsonstat1OD032SProb(F-statistic)OJOCOO根據(jù)圖中的數(shù)據(jù)，模型估計的結(jié)果為B=-123.5828+0.629750I+2.192882P+U(1)se=(38.6027)(0.0068)(0.1850)t=(-3.2014)(93.1009)(11.8531)R2=0.9995R2=0

10、.9994F=24822.28df=26DW=1.0003四、模型檢驗四、模型檢驗(一)計量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗31、異方差檢驗（1）White 檢驗根據(jù)White檢驗中輔助函數(shù)的構(gòu)造，最后一項為變量的交叉乘積項，輔助函數(shù)為:經(jīng)估計出現(xiàn)了經(jīng)估計出現(xiàn)了White檢驗結(jié)果檢驗結(jié)果:WhiteHeteroskedasticityTest:F-slstistic1.BG57G3Probability.27B47EObsR-quargd6.E39J73ProbabilityQ.24B096TestEquation:DependentVariable:RESID2Method:LeastSquaresDate:12

11、/12/IHTime:19:45Sample:19E02OT8Iri匚ludsdbservaiians:23VariableCoefficientK1-inr1l：ll!Il:-lll-lC-U9B6912210462S.E23253.5393I-10.151953J.363030.5976310.5553lA2-HIZOE42.0009530.603561.3061-r006361200902810.7046020.4881p253.1B77595.1575D.E4CE75.52B1p吃-.EG4GO1.917331-.ES8728.E16GR-squared.220934Meandepen

12、dentvarE357.133Adjusted口-squared0T61310S.D.dependentvar10213235.E.cfregressionSO35.I00Akaikeinfocrrterion21.41949Sumsquaredresid2.25E-HD9Schwarzcriterion217D236Loglikelihood-304S324F-statistic1.365763Durbin-WatsonstatI.E4470BProh(F-statistic).27347E從表中可以看出，nR2=6.639093，由White檢驗知，在a=0.05下，查X2分布表，得臨界值

13、X2QQ5（3）=7.81743,比較計算的X2的統(tǒng)計量與臨界值，雖然nR2=6.639093X2QQ5（3）=7.81743，但X和X2的t檢驗值不顯著，表明模型存在異方差。（2）異方差性的修正用權(quán)數(shù)用權(quán)數(shù)w2t的結(jié)果的結(jié)果Mirt0HeteroskedasticitjTesi.1-=lri=1ir.1.ES5763Probability0.273476Ob5*R-squaredG.E33073Probability0.20396TBEI:Equation:DependentVariable-RESIDEMethod:LeastSquaresDate:12/12/09Time.19.6Sam

14、ple:19E02CO0Includedb&5rv3tron&:23VariableCoefficientT-Fimrrrr；-n-Hrn-c1498E.9124D46.2S0.623253063931-.-JTZJJJ.b.L3-L4JU.I.山丄-0DOOB42.aOD9E3-D.Ba35E103BE1lKP0C63E120.0902810.70450204801P253.1677335.15750.64C6760.5201P遽O.B046010.917331-0.6587280.5156R-squaredQZ99Q4Meand&pendentvar357.133A

15、djustedR-squared0C61310S.Ddependentw10213.23S匸ofregression9095183Akaikeinfocriterion21.41948Sumsquansdresid2.25E+O3Schwarzcrilerian21.7C236Loglikelihood-3D4.5624F-sta1istic1.3E57B3Durbin-Wilson1E447D3PrDb(F-ElatiEi:iEj0.273476B=-105.5092+0.6331I+2.0841P+u(2)4t=(-5.7359)(86.1791)(13.1814)R2=0.9986R2=

16、0.9984F=8960.421DW=1.001可以看出運用加權(quán)最小二乘法消除了異方差性后，參數(shù)的t檢驗均顯著，可決系數(shù)大幅提高，F(xiàn)檢驗也顯著，并說明城鎮(zhèn)居民人均可支配收入每增加一元，人均消費支出將增加0.6331元。(二)統(tǒng)計檢驗1、F 檢驗：針對 H0：B2=B3=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=2 和n-k=26 的臨界值 Fn(2,26)=3.37。由表中得到 F=24822.28，由于 F=24822.28Fa(2,26)=3.37,應(yīng)拒絕原假設(shè) H0：B2=B3=0,說明回歸方程顯著，即“吉林省城鎮(zhèn)人均年可支配收入(1)”、“吉林省城鎮(zhèn)居民消

17、費價格指數(shù)(P)”等變量聯(lián)合起來確實對“吉林省城鎮(zhèn)居民人均年消費支出(B)”有顯著影響。2、擬合優(yōu)度：由表中數(shù)據(jù)可以得到：R2=0.9995，修正的可決系數(shù) R2=0.9994，這說明模型對樣本的擬合很好。(二)經(jīng)濟(jì)意義檢驗?zāi)Ｐ凸烙嫿Y(jié)果說明，在假定其他變量不變的情況下，當(dāng)吉林省城鎮(zhèn)居民人均年可支配收入每增長一元，城鎮(zhèn)居民人均年消費支出就會增長 0.6298 元；在假定其他變量不變的情況下，當(dāng)吉林省城鎮(zhèn)居民消費價格指數(shù)上漲一個百分點， 城鎮(zhèn)居民人均年消費支出就會增長 2.1929 元。 這與理論分析和經(jīng)驗判斷相一致。(四)自相關(guān)問題的處理為解決自相關(guān)的問題，采用廣義差分方法。由式可得殘差序列在E

18、View中，每次回歸的殘差存放在resid序列中，為了對殘差進(jìn)行回歸分析，需生成命名為e的殘差序列。DependentVariaEMethod:LeastSquaresDate:12/13I9Time:17:34Sanriple(adjusted):19612006Includedobservations:28afteradjustingendpointsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.EH)0.4993900.1678E52.9749540.0061R-squared0.246371Meandependentvar1.929209Adj

19、ustedR-squared0.246371S.D.dependentvar76.35080S.E.ofregression66.23153Akaikeinfocriterion11.26076Sunnsquaredresid118617.5Schwar;criterion11.30B345Loglikelihood-156.6506Durbin-Watsonstat1.6746406e=0.499390由(2)式可知P=0.499789,對原模型進(jìn)行廣義差分，得到廣義差分方程 B-0.4994B=BttT1(l-0.4994)+B(I-0.4994I)+B(P-0.4994P)+u(4)2t

20、t-13tt-1對式的廣義差分方程進(jìn)行回歸，如下：廣義差分方程輸出結(jié)果DependentVariable:B-0.4994*B(-1)Method:LeastSquaresDate:12/13AJ9Time:17:38Sample(adjusted):19812008Includedobservations:28afteradjustingendpointsVariableC已ffi匚ientStd.Errort-StatisticPrab.G-72.2884036.13642-2.0004310.05641-04994*1(-10.625900.01009062.034770.0000P-0

21、.4994*P(-1)2.3080270.3070207.5175190.0000R-squared0.998646Meandependentvar2121.361AdjustedR-squared0.99853S.D.dependentvar1781.29S.E.ofregression68.1214Akaikeinfacriterio11.3814Sumsquaredresid116013.Schwarzcriterion11.5241Laglikelihood-156.339F-statist9218.28Durbin-Watsonstat1.662399Prob(F-statistic

22、)0.000000可得回歸方程為B*=-72.2884+0.62591+2.3080Ptttse=(36.1364)(0.0101)(0.3070)t=(-2.0004)(62.0348)(7.5175)R2=0.9986F=9218.288df=25DW=1.6624(5)其中，B*=B-0.4994B,I*=I-0.4994I,P*=P-0.4994P。ttt-1ttt-1ttt-1由于使用了廣義差分?jǐn)?shù)據(jù)，樣本容量減少了一個，為 28 個。查 5%顯著水平的 DW 統(tǒng)計表可知0=1.255,0=1.560， 模型中 DW=1.6624 說明廣義差分模型中已無自相關(guān)， 不必再進(jìn)行迭代。 同時可見，可決系數(shù) R2、t、F 統(tǒng)計量也均達(dá)到理想水平?？傻没貧w方程:(3)7五、結(jié)論分析五、結(jié)論分析結(jié)果表明吉林省城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與城鎮(zhèn)居民人均消費支出成正比，消費價格指數(shù)與城8鎮(zhèn)居民消費支出成正比，但城鎮(zhèn)居民消費價格指數(shù)的提高只是增加城鎮(zhèn)居民消費金額，并不增加消費品數(shù)量。從對 1980-2008 年吉林省人均消費水平的計量分析可知：1吉林省城鎮(zhèn)居民人均消費水平主要