計量經(jīng)濟(jì)學(xué)小論文

1、昂基于EView鞍s的芭上海市服務(wù)性消斑費(fèi)支出傲與相關(guān)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)拔的模型分析與檢壩驗白摘啊 巴要：鞍該文介紹了對于盎通過對服務(wù)性消岸費(fèi)支出及相關(guān)經(jīng)藹濟(jì)變量進(jìn)行檢驗霸分析建立模型的艾方法，將其運(yùn)用背到預(yù)測服務(wù)性消搬費(fèi)支出。該方法扳對于調(diào)整相關(guān)經(jīng)隘濟(jì)政策，刺激內(nèi)按需，穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)有芭實際意義及借鑒隘價值。奧關(guān)鍵詞：凹服務(wù)性消費(fèi)支出般；人均生產(chǎn)總值搬；人均可支配收敗入班經(jīng)過30年的改叭革開放，我國從澳一個貧窮落后的拜國家已一躍成為斑僅次于美國的全拌球第二大經(jīng)濟(jì)體拌。在此期間，我壩國通過大量的對奧外出口形成的貿(mào)埃易順差，迅速累奧積了大量的外匯辦儲備。但是，由愛于近年來艾在世界范圍內(nèi)陸奧續(xù)出現(xiàn)了霸次貸危機(jī)以及

2、歐翱債危機(jī)百，挨導(dǎo)致了許多西方啊發(fā)達(dá)國家的經(jīng)濟(jì)版衰退，使得背我國的出口貿(mào)易鞍也受到了極大地吧影響。要想在全襖球經(jīng)濟(jì)不景氣，半國家對外出口受罷阻的情況下，保霸持我國經(jīng)濟(jì)總體盎平穩(wěn)增長，就需敗要將視線轉(zhuǎn)回國靶內(nèi)，從拉動內(nèi)需白入手。芭根據(jù)經(jīng)濟(jì)學(xué)的一岸些基本原理，我瓣們可以知曉，國艾民對于生活必需佰品的需求彈性較哎小。因此想要達(dá)艾到刺激消費(fèi)，拉隘動內(nèi)需的目的，頒最好的選擇就是扒促進(jìn)人們對于生頒活必需品以外的扒消費(fèi)，尤其是彈背性較大的服務(wù)性安消費(fèi)。疤為了預(yù)測人們的阿服務(wù)性消費(fèi)支出霸水平，更好地規(guī)鞍劃宏觀經(jīng)濟(jì)政策白，就需要定量地哎分析與服務(wù)性消耙費(fèi)支出相關(guān)的經(jīng)艾濟(jì)變量。本文選拜取了作為中國經(jīng)佰濟(jì)發(fā)展龍頭的

3、上柏海為代表，盎以上海統(tǒng)計網(wǎng)1巴980年到20岸10年的相關(guān)數(shù)捌據(jù)為依據(jù)進(jìn)行模隘型的建立，并加柏以檢驗。另外，襖因為要對模型的皚可行性進(jìn)行檢驗案，所以把201胺0年的數(shù)據(jù)空出笆，作為模型的檢隘驗數(shù)據(jù)。熬這里以1980百年到2009年愛各年人均服務(wù)性艾消費(fèi)支出作為被癌解釋變量，經(jīng)分岸析得到以下變量氨：人均生產(chǎn)總值藹、居民消費(fèi)水平背、職工平均工資俺、人均可支配收班入、人均消費(fèi)支扮出，數(shù)據(jù)見表1頒。凹表1 平均每人芭服務(wù)性消費(fèi)支出叭與相關(guān)投入量扮年 份八人均生產(chǎn)總值（百按人民幣計算）辦（元）霸居民消費(fèi)水平 挨（元/人）把職工平均工資白（版元骯）隘平均每人拔可支配收入擺 （元）扒平均每人懊消費(fèi)支出霸（

4、元）案平均每人辦服務(wù)性消費(fèi)支出氨（元）把1980背2725 八582骯873版637 絆553 哎75 鞍1981伴2800 唉638敖870俺637 把585 熬79 罷1982敗2864 按640藹883把659 柏576 扳82 吧1983壩2947 敗688班897般686 俺615 胺87 佰1984艾3232 哎788哀1110襖834 鞍726 壩101 扒1985凹3811 般1霸031巴1416跋1075 般992 柏121 俺1986吧3956 拔1芭190氨1689哎1293 擺1170 隘136 笆1987凹4340 靶1298翱1893癌1437 凹1282 稗161

5、 叭1988挨5080 佰1680拜2277芭1723 拜1648 阿171 胺1989扳5362 傲1927擺2608隘1976 襖1812 靶190 岸1990挨5911 癌2225邦2917班2183 傲1937 俺233 凹1991岸6661 埃2420俺3375阿2486 絆2167 笆294 擺1992班8208 搬2842八4273矮3009 拔2509 礙365 班1993扳11061 搬3923翱5650半4277 安3530 俺568 耙1994礙14328 捌5081版7401昂5868 跋4669 按732 骯1995扒17779 襖6310案9279半7172 疤58

6、68 艾889 拜1996百20647 八7228澳10663班8159 扒6763 疤1205 埃1997靶23397 鞍8289哎11425扳8439 澳6820 捌1173 氨1998胺25206 靶8896頒12059鞍8773 背6866 擺1344 癌1999巴27071 敖9683白14147熬10932 胺8248 奧1781 骯2000傲30047 俺10922鞍15420阿11718 啊8868 埃2154 藹2001胺31799 半11807艾17764擺12883 白9336 跋2393 巴2002胺33958 扳13137扒19473矮13250 稗10464 皚30

7、33 鞍2003班38486 澳14247佰22160疤14867 奧11040 罷3369 礙2004隘44839 敗16470奧24398氨16683 矮12631 擺4084 隘2005辦49649 頒18741班26823懊18645 懊13773 皚4447 啊2006霸54858 百21475芭29569骯20668 矮14762 八4841 胺2007八62041 鞍25099按34707叭23623 盎17255 癌5595 靶2008斑66932 澳28242捌39502拔26675 敖19398 絆6287 皚2009隘69164 擺30358笆42789疤28838 頒2

8、0992 熬6656 昂2010絆76074 白3爸2271盎46757背31838 隘23200 礙6955 襖模型初步設(shè)定為八：敖Y(jié)=唉板1鞍X哀1安+靶斑2壩X佰2巴+昂扒3把X皚3靶+百礙4壩X翱4阿+笆隘5芭X背5暗+C哎。百其中，Y：人均礙服務(wù)性消費(fèi)支出案（元），X傲1奧：人均生產(chǎn)總值邦（元），X愛2班：居民消費(fèi)水平哀（元/人），X俺3哀：藹職工平均工資拌（元），X翱4澳：礙人均可支配收入礙，X案5安：人均消費(fèi)支出笆（元）。顯著性挨水平皚皚=0.05。爸通過運(yùn)用EVi鞍ews，估計方邦程為：Y=0.壩059880X敖1絆-0.0577暗70 X啊2奧+0.3841耙12X邦3般-0

9、.1793俺70X暗4邦-0.3261翱68X半5挨-113.62哎63唉。板1、多重共線性霸分析壩由于X百2罷、X罷4皚未通過t檢驗，拔而且邦X扒2愛、X癌4跋、班X隘5般前的符號經(jīng)濟(jì)意癌義也不合理，因敖此解釋變量可能霸存在多重共線性罷。板檢驗簡單相關(guān)系愛數(shù)，X哀1俺、X扳2藹、X辦3靶、X熬4阿、X拜5擺的哀相關(guān)系數(shù)表如表俺2：岸X擺1胺X俺2版X藹3巴X壩4柏X隘5把X斑1跋1傲0.99642礙8板0.99705盎9矮0.99810哀2芭0.99728拌3半X邦2胺0.99642敗8愛1拔0.99895辦4疤0.99775吧5盎0.99581愛2澳X伴3愛0.99705哎9案0.9989

10、5按4按1澳0.99883皚4耙0.99743搬X疤4按0.99810拜2礙0.99775稗5凹0.99883疤4扳1板0.99920暗2白X岸5盎0.99728敗3啊0.99581捌2辦0.99743唉0.99920伴2挨1襖用Y分別關(guān)于作氨一元線性回歸得佰表3：八X耙1白X芭2癌X艾3皚X按4扳X巴5挨參數(shù)估計值澳0.09637懊0.23239般7背0.16449矮7翱0.24171埃3阿0.33408斑4百T愛統(tǒng)計量捌38.8153伴8敗47.3937霸6般50.4815骯3胺37.5513拜5愛32.1809胺1翱R平方伴0.98175拔5案0.98768胺8壩0.98913疤2哎0.

11、98053暗0.97367骯5板由表3得知，解白釋變量的重要程阿度依次為X半5芭、X板4暗、X懊2哀、X艾3岸、X拔1翱。叭將各解釋變量按懊以上順序分別引哀入基本回歸模型岸中，并用OLS柏法估計，刪除較敖為不符合的解釋俺變量，得到Y(jié)關(guān)把于X背1埃、X凹4絆的方程：Y=0唉.0版64058吧 背X壩1拌+0.艾081247拔X澳4巴-岸399.756邦4柏。2、異方差分析拔采用懷特檢驗法懊，疤運(yùn)用EView扮s對經(jīng)過修正的捌回歸方程進(jìn)行異霸方差檢驗。檢驗礙結(jié)果見下圖。敗從上圖可見，O扒bs*R-sq唉uared=1愛4.87696傲，其Proba把bility的班值為0.004暗9630.0矮5

12、，說明回歸方按程存在異方差性岸。拜克服異方差，如拔圖阿得到修正后的方暗程：唉Y=0.064般058扮 奧X愛1昂+0.0812稗47昂 捌X般4拌-399.75芭64。伴3、序列相關(guān)性胺分析般經(jīng)過異方差修正搬后發(fā)現(xiàn)，方程的把Durbin-瓣Watson 疤stat值為0皚.213352啊，存在序列相關(guān)爸性。鞍運(yùn)用EView翱s對上一步得到安的方程進(jìn)行序列皚相關(guān)性分析。一階滯后：吧從上圖可見ar笆(1)的回歸系氨數(shù)非常顯著，表案明此模型存在一唉階自相關(guān)。二階滯后：巴由上圖可見ar鞍(2)的回歸系艾數(shù)不顯著，故該俺模型不存在二階罷序列相關(guān)性。三階滯后：哀由上圖可見，a半r(3)的回歸斑系數(shù)不顯著，

13、表藹明該模型不存在哀三階序列相關(guān)性哎。辦采用廣義差分法阿，運(yùn)用EVie百ws藹經(jīng)過修正后，得哀到方程把：搬Y=0.0把57882鞍 壩X般1埃+0.罷108143捌 襖X暗4矮-疤585絆.7熬653柏。翱4、隨機(jī)變量分扮析懊運(yùn)用EView啊s對上一步得到辦的方程的殘差與癌解釋變量的相關(guān)擺性進(jìn)行檢驗，如艾下扳表隘：暗RESID搬X奧1頒X搬2骯RESID鞍1絆0.08495捌3藹0.08748巴7版X哎1耙0.08495伴3背1襖0.99804挨3襖X斑2胺0.08748昂7板0.99804疤3唉1矮由上表可見，相佰關(guān)系數(shù)接近于零爸，不存在隨機(jī)變矮量的影響。伴通過上述檢驗修哀正，最終得到的背回

14、歸方程為：Y背=0.0578澳82敗 拔X半1靶+0.1081扳43捌 板X擺4拌-585.76班53。和初始方唉程相比無論是擬般合優(yōu)度還是參數(shù)暗t值都有顯著地擺改善。胺經(jīng)過以上分析，八得出的模型的回邦歸方程表明，人百均服務(wù)性消費(fèi)支稗出的變化可以由邦人均生產(chǎn)總值、搬人均可支配收入藹的數(shù)值來解釋：挨X按1凹的回歸參數(shù)0.皚057882表捌示，在其他條件芭不變的情況下，辦人均生產(chǎn)總值每柏增加1元，人均跋服務(wù)性消費(fèi)支出霸增加0.578笆82元；叭X敖4艾的回歸參數(shù)0.鞍108143表安示，在其他條件凹不變的情況下，拌人均可支配收入埃每增加1元，人安均服務(wù)性消費(fèi)支藹出增加0.10拌8143元。敗以此模型預(yù)測2皚010年的人均霸服務(wù)性消費(fèi)支出癌，由統(tǒng)計年鑒可扒知壩2010年藹各解釋變量版的數(shù)值如下：X安1氨=76074；把X岸4皚=31838。藹代入模型中得Y捌=7260.6佰07，誤差率為昂4.39%，符把合誤差率的要求敗。綜上所述，該哎模型可行，可將懊該模型運(yùn)用于服啊務(wù)性消費(fèi)支出。矮通