計量經(jīng)濟學分析報告

四、提高居民消費水平的對策建議根據(jù)以上分析，可以看出提高居民消費水平的根本途徑是大力發(fā)展生產(chǎn)力。但在大力發(fā)展生產(chǎn)力，1、國內(nèi)生產(chǎn)總值對居民消費水平的影響為了研究居民消費水平和經(jīng)濟發(fā)展水平的關(guān)系，我們把國內(nèi)生產(chǎn)總值作為經(jīng)濟發(fā)展水平的代表性指標。由經(jīng)濟理論分析可知，經(jīng)濟發(fā)展水平與居民消費水平有密切關(guān)系。因此，我們設(shè)定居民消費水平HCL與國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP的關(guān)系為：假定模型中隨機誤差項滿足古典假定，運用OLS法估計模型參數(shù)，結(jié)果如下：DependentVariable:HCLMethod:LeastSquaresDate:11/29/09Time:14:50Sample:19882008Includedobservations:20VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C93.2274810.027809.2969010.0000GDP0.0368110.000203181.19830.0000R-squared0.999300Meandependentvar1418.120AdjustedR-squared0.999270S.D.dependentvar1269.558S.E.ofregression34.31248Akaikeinfocriterion9.985514Sumsquaredresid27078.96Schwarzcriterion10.08302Loglikelihood-122.8189F-statistic32832.82Durbin-Watsonstat0.894184Prob(F-statistic)0.000000(9.2969)(181.1983)其中，可決系數(shù)=0.9993。從回歸結(jié)果可以看出，模型擬合度很好，可決系數(shù)很高，這也表明國內(nèi)生產(chǎn)總值確實對居民消費水平有顯著影響。其中，GDP每增長1億元，居民消費水平平均增加0.04元。案例分析報告研究目的陳述所研究的問題內(nèi)容以及問題的重要性。隨著國民經(jīng)濟的發(fā)展，人民收入水平不斷提高。本文運用Eview軟件嬉鬧模型來研究人均國內(nèi)生產(chǎn)總值的變化對全國居民消費水平變化的影響。人均國內(nèi)生產(chǎn)總值增加，意味著國民經(jīng)濟水平提高，居民收入增加，居民的消費能力提升，消費水平隨之提高。反之，人均國內(nèi)生產(chǎn)總值減少，居民的收入同步減少，消費水平降低。當前，大多數(shù)國家都致力于提高居民的消費水平，分析研究二者的關(guān)系有利于我們更清楚的認識人均國內(nèi)經(jīng)濟的發(fā)展與居民消費水平提高息息相關(guān)，從而以提高人均國內(nèi)經(jīng)濟為出發(fā)點，提高居民的消費水平。促進經(jīng)濟的健康發(fā)展。關(guān)鍵詞：人均國內(nèi)生產(chǎn)總值，居民消費水平，分析通過對我國居民消費水平的歷史及現(xiàn)狀研究，建立了居民消費水平的經(jīng)濟模型，并研究了模型中主要變量對模型的影響程度，在此基礎(chǔ)上提出了提高居民消費水平的對策建議。模型設(shè)定提示：給出數(shù)據(jù)，通過散點圖確定適合使用線性模型。

表一：（單位：元）年份全國居民消費水平Y(jié)人均國內(nèi)生產(chǎn)總值X199211162311199313932998199418334044199523555046199627895846199730026420199831596796199933467159200036327858200138698622200241069398200344111054220044925123362005546314053200661381616520077103195242008818322698（整理的數(shù)據(jù)源于中經(jīng)教育專網(wǎng)）散點圖：圖一DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:04/24/10Time:16:29Sample:19922008Includedobservations:17VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C723.2111102.75227.0384000.0000X0.3369780.00930836.204910.0000R-squared0.988686

Meandependentvar3930.765AdjustedR-squared0.987932

S.D.dependentvar1953.486S.E.ofregression214.6012

Akaikeinfocriterion13.68557Sumsquaredresid690804.9

Schwarzcriterion13.78360Loglikelihood-114.3274

F-statistic1310.795Durbin-Watsonstat0.181578

Prob(F-statistic)0.000000用Eviews求出回歸模型中的參數(shù)估計參數(shù)圖二

模型檢驗1、 經(jīng)濟意義檢驗（若建模是依據(jù)某個經(jīng)濟理論，檢驗該參數(shù)是否與該經(jīng)濟理論相符，否則解釋參數(shù)的經(jīng)濟意義）2、 擬合優(yōu)度檢驗3、 參數(shù)顯著性檢驗經(jīng)濟意義檢驗由圖二可知，全國居民消費水平Y(jié)隨人均國內(nèi)生產(chǎn)總值X的一元線性回歸方程為Y=723.2111+0.336978*X(7.038400)(36.20491)=0.988686

斜率的經(jīng)濟意義是：在1992——2008年間，中國的人均國內(nèi)生產(chǎn)總值每增加1元時全國居民消費水平平均增加0.336978元。擬合優(yōu)度檢驗其中，可決系數(shù)=0.988686,從回歸結(jié)果可以看出，模型擬合度很好，可決系數(shù)很高，這也表明人均國內(nèi)生產(chǎn)總值確實對居民消費水平有顯著影響。其中，GDP每增長1元，居民消費水平平均增加0.336978元。（若建模是依據(jù)某個經(jīng)濟理論，檢驗該參數(shù)是否與該經(jīng)濟理論相符，否則解釋參數(shù)的經(jīng)濟意義）參數(shù)顯著性檢驗根據(jù)回歸的模型，當2009年中國的人均國內(nèi)生產(chǎn)總值在5%的顯著性水平下，自由度為17-2=15的t分布的臨界值為t0.025（15）=2.131。因此，從參數(shù)的t檢驗值看，無論截距項還是斜率項都是不顯著為零的。另外，擬合優(yōu)度R^2=0.988686表明，全國居民消費水平的98.9%的變化可以由中國的人均國內(nèi)生產(chǎn)總值的變化來解釋。因此擬合情況很好?；貧w預測（包括點預測和區(qū)間預測）根據(jù)回歸模型，當2009年中國的人均國內(nèi)生產(chǎn)總值33700，預測2009年居民消費水平為Y⌒ㄛㄣ＾＾＾Yi=0+1Xi+uiY=723.2111+0.336978*33700=12079.3697(元)下面給出2009年全國居民消費水平的預測區(qū)間。在Eviews軟件下，容易得到人均國內(nèi)生產(chǎn)總值X的樣本均值與樣本方差：在命令欄中輸入“scalarAx=@mean(x)”，回車后可得到人均國內(nèi)生產(chǎn)總值X的均值“AX=9518.588”在命令欄中輸入“scalarVARx=@Var(x)”，回車后可到人均國內(nèi)生產(chǎn)總值X的方差為31271402.4775于是X的離差平方和為∑Xi^2=17*31271402.4775=531613842.1175在圖二中已知RSS=690804.9，從而隨機干擾項的估計的方差為σ^2=RSS/（n-2）=690804.9/15=46053.66于是預測的Y的方差為=98.47598在5%的顯著性水平下，自由度為17-2=15的臨界值為2.131.于