中國消費(fèi)支出與國內(nèi)生產(chǎn)總值的之間關(guān)系的計(jì)量分析

1、學(xué)院班級(jí)：國貿(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，從微觀層面來看，居民儲(chǔ)蓄，可支配收入、工資水平等情況等都能對居民的最終消費(fèi)造成一定的影響。但若從宏觀方面來分析，收入是影響消費(fèi)的主要因素，即國內(nèi)生產(chǎn)總值，其他一系列因素很大程度上也在國內(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.建立模型下表為我國1990-2008最終消費(fèi)支出和國內(nèi)生產(chǎn)總值的統(tǒng)計(jì)資料：最終

2、消費(fèi)支出y國內(nèi)生產(chǎn)總值x1990:9450.918667.8199110730.621781.5199213000.126923.51993:16412.1135333.91994:21844.248197.91995J28369.760793.71996133955.9171176.6199736921.5789731998J39229.384402.3199941920.4189677.1200045854.699214.6200149213.21109655.2200252571.3120332.7200356834.4135822.8200463833.5159878.32005712

3、17.5183217.4200680476.9211923.5200793602.91257305.62008j108392.2300670由上表可以得知，消費(fèi)支出隨國內(nèi)生產(chǎn)總值的增加而增加?？梢缘贸鯵X的散點(diǎn)圖為XY的趨勢圖為:從x與y的散點(diǎn)圖及趨勢圖可以看出，最終消費(fèi)支出Y與國內(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年國內(nèi)生產(chǎn)總值U表示隨機(jī)誤差項(xiàng)由于經(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

4、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)ViewProcObjectPrintWamuFreezeEstimateFarecastStmtfR后導(dǎo)id$DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:01/01/11Time:17:06Sample:19902008Includedobservations:19CoefficientStd.Errort-StatisticProb.c7206.0171234.3755.63S4320OoooX0.94C5SO000908538.369720ODCOR-squred0.688584

5、Meandep&rdentvar4599112AdjustedR-equared0997913S.D,dependentvaraOES.ODGEofr&greselon3060.066AkaikeInfocriterion19.007TBSumsquaredresid1.e2E+08Schwarzcriterion10.1071QLoelikelihood-178.5739Hannan-Quinncriter10.02460F-statlsticDurbin-Watsonstat0.14269Prob(F-statistic)0.000000Yt=7206.817+0.3485

6、90*XtS=(1234.375)(0.009085)T=(5.838432)(38.36872)RA2=0.988584RA2修正值=0.987913F=1472.159DW=0.142269SE=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，bl的估計(jì)值為0.348590符合經(jīng)濟(jì)理論中絕對收入假說邊際消費(fèi)傾向的在0與一之間，表明我國國內(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)規(guī)范誤差評價(jià)估計(jì)規(guī)范誤差是用來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)規(guī)范差為30

7、88.066億元，它代表我國最終消費(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)規(guī)范誤差之內(nèi)，有95%勺可能性位于估計(jì)值兩個(gè)規(guī)范誤差之內(nèi)。3 擬合優(yōu)度檢驗(yàn)本模型的RA2=0.988584,這說明回歸直線的解釋能力為98.86%它代表我國最終消費(fèi)總支出yt的總變差中，由解釋變量xt解釋的部分為98.86%，或者說我國最終的消費(fèi)變動(dòng)的98.86%可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)對于bl,t統(tǒng)計(jì)變量為38.36872。對于給定的a=0.05,查t分布表，在自由度為n-2=17下，得臨界值t0.025(17)=

8、2.1098，因?yàn)閠=38.36872>2.1098,所以拒絕H0:b1=0,表明我國國內(nèi)生產(chǎn)總值對我國最終消費(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，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WhiteHeteroskedas

9、ticityTest:statistic2.625742Probabilily0.086932Obs*R-squared4959392Probability0.083769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,nRA2=4.959392<7.789,所以不存在異方差。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該模型的影

10、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；量是一一個(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)對模型的應(yīng)用造成不利的影響。2) 自相關(guān)性檢驗(yàn)D-/驗(yàn)(1)假設(shè)H0: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)3) )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

11、，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發(fā)得dl=1.18,du=1.40,這時(shí)有DW=0.142269>du=1.40，由DW勺判斷區(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)的值無密切相關(guān)關(guān)系,即可以排除自相關(guān)性對模型的影響。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)對模型有很好的反映作用。區(qū)間估計(jì)和預(yù)測區(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最終消費(fèi)支出與國內(nèi)生產(chǎn)總值的函數(shù)模型為：Yt=7206.817+0.348590*Xt由模型可知，

12、中國最終消費(fèi)支出與國內(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3485.90萬元。5 .模型的總體評價(jià)根據(jù)一元線性回歸的基本方法，通過對初始線性回歸模型的驗(yàn)證和分析，最后得到的線性回歸模型在理論上符合實(shí)際，其結(jié)果也與前面分析的基本一致。6 .關(guān)于模型應(yīng)用的思考與建議在實(shí)際應(yīng)用中，影響居民最終消費(fèi)支出的因素有很多，本人只分析了一個(gè)典型的最主要的因素，如居民儲(chǔ)蓄，恩格爾系數(shù)，通貨膨脹率等，通過線性回歸模型也可以較為準(zhǔn)確的判斷今后的我們國民的消費(fèi)情況。在現(xiàn)實(shí)生活中，所得預(yù)測結(jié)果不可能與生活完全一致，但是對增加人民收入、改變農(nóng)民消費(fèi)結(jié)構(gòu)有很大的意義。國內(nèi)生產(chǎn)總值的與最終消費(fèi)支出有