收藏 分享(赏)

计量经济学论文12篇.doc

上传人:tangtianxu1 文档编号:3008542 上传时间:2018-10-01 格式:DOC 页数:97 大小:10.19MB
下载 相关 举报
计量经济学论文12篇.doc_第1页
第1页 / 共97页
计量经济学论文12篇.doc_第2页
第2页 / 共97页
计量经济学论文12篇.doc_第3页
第3页 / 共97页
计量经济学论文12篇.doc_第4页
第4页 / 共97页
计量经济学论文12篇.doc_第5页
第5页 / 共97页
点击查看更多>>
资源描述

1、计量经济学论文计量经济学论文中国商品进口额模型研究摘要:通过对中国商品进口额及其主要影响因素的数据分析,得到关于中国商品进口额的函数,并用计量经济学的方法,对模型进行检验,探究其增长的规律性,从而使商品进口额成为一个可预测的经济变量。 关键词:计量经济学模型 多重共线性 异方差性 自相关性 一、 研究意义改革开放以来,随着经济的发展,人们生活水平的不断提高,人民日益增长的物质文化需要不断提高,中国的商品进口额发生了很大的变化,进口数额不断上升,从 1985 年的 1257.8 亿元到 2007 年的 73284.6 亿元。影响中国商品进口额的因素很多,这里选取教材课后练习中的数据,研究中国商品

2、进口额和国民生产总值的数量关系,商品进口额与居民消费价格指数的数量关系,对于探究中国商品进口额增长的规律性,预测商品进口额的发展趋势具有重要意义。二、 因素分析及模型建立1、 因素分析一国的商品进出口属于对外贸易的内容,一国对外贸易的发展情况对经济增长有着重要影响,影响对外贸易发展的因素有很多,从大的方面来说,主要是世界经济的发展情况和国内经济发展的冷热情况,还有就是一国的对外贸易政策的等因素。有研究显示,对外贸易对一国经济增长的影响主要是进口增长对经济增长有较大的促进作用。这里,对中国商品进口额的研究,主要选取国内生产总值和居民消费价格指数,国内生产总值和居民消费价格指数说明了一国的经济发展

3、情况。经济的发展,居民的生活水平得到了提高,居民对国外商品的需求也增大,所以,对这两个因素对进口额的影响有一定的参考意义。2、 变量选取与模型建立这里选取“中国商品进口额”为被解释变量,用 Y 表示,选“国内生产总值” 、 “居民消费价格指数”为解释变量,分别用 X1、X2 表示。所以,模型假定为LnY=0+1X1 +2X2 + 其中 u 为随机误差项。下表为 19852007 年中国商品进口额、国内生产总值、居民你消费价格指数数据:商品进口额国内生产总值年份(亿元) (亿元)居民消费价格指数(1985=100)1985 1257.8 9016 1001986 1498.3 10275.2 1

4、06.51987 1614.2 12058.6 114.31988 2055.1 15042.8 135.8计量经济学论文1989 2199.9 16992.3 160.21990 2574.3 18667.8 165.21991 3398.7 21781.5 170.81992 4443.3 26923.5 181.71993 5986.2 35333.9 208.41994 9960.1 48197.9 258.61995 11048.1 60793.7 302.81996 11557.4 71176.6 327.91997 11806.5 78973 337.11998 11626.1

5、84402.3 334.41999 13736.4 89677.1 329.72000 18638.8 99214.6 3312001 20159.2 109655.2 333.32002 24430.3 120332.7 330.62003 34195.6 135822.8 334.62004 46435.8 159878.3 347.72005 54273.7 183084.8 353.92006 63376.9 211923.5 359.22007 73284.6 249529.9 376.5(资料来源:中国统计年鉴 2008.中国统计出版社)三、参数估计运用 Eviews 软件,建立方

6、程CREATE A 1985 2007DATA Y Xl X2 GENR W=log(Y)GENR Wl=log(X1)GENR W2=log(X2)运用 OLS 估计法得计量经济学论文所以,模型估计结果为:LnY=-3.060149+1.656674lnX1-1.057053lnX20.337427 0.092206 0.214647t= -9.069059 17.96703 -4.924618R2=0.992218 =0.991440 F=1275.093 n=232R四、 模型检验1、 经济意义检验:模型估计结果说明,在假定其他变量不变的情况下,当国内生产总值每增加百分之一,商品进口额会

7、平均增加 1.78%;在假定其他变量不变的情况下,居民消费价格指数每增加 1%,s 商品进口额会平均减少 1.51%。这与理论分析的经验判断一致。2、 统计推断检验:A、可决系数 R2=0.992218,说明所建模型整体上对样本数据的拟合较好,即解释变量“国内生产总值” “居民消费价格指数”对被解释变量的绝大部分差异做出了解释。B、 F 检验给定显著性水平 =0.05 下,查 F 分布表查出自由度为 k-1=2 和 n-k=20 的临界值为 3.49,F=1275.0933.49,说明原方程显著,即解释变量联合起来对被解释便量有显著影响。3、 计量经济学检验:A、 多重共线性检验:由估计模型可

8、见,该模型 R2=0.992218 =0.991440 可决系数较高,F2R检验值为 1275.093 明显显著,但当 =0.05 时,t 临界值等于 2.086,而且lnX2 的回归系数不能通过 t 检验,这表明可能存在严重的多重共线性。由直观判断法可以看出,lnX2 的 t 统计量的绝对值小于临界值,说明可能存在多重共计量经济学论文线性。有简单的线性相关系数检验可知,两个变量间的相关系数很高,证实存在严重的多重共线性。所以需要对模型进行补救。采用逐步回归法,去检验和解决多重共线性问题。分别作 lnY 对 lnX1 和lnX2 的一元回归,结果如下表所示:变量 LnX1 LnX2参数估计值

9、1.21853 2.663790T 统计量 34.62222 11.68091R2 0.982783 0.8666190.981963 0.860268其中加入 lnX1 的方程 最大,以 lnX1 为基础,顺次加入其他变量逐步回2R归,结果如下表所示:当加入 lnX2 时 有所增加,但其他 t 统计量的绝对值小于临界值,所以2R是 lnX2 引起了多重共线性,应当剔除。最后修正多重共线性后的结果为:LnY=-4.09067+1.2186lnX1t= -10.6458 34.6222R2=0.9828 =0.9820 F=1198.70 DW=1.6207 n=23 2这说明其他因素不变的情况

10、下,当国内生产总值每增加 1%,进口额就增长1.22%。B、 自相关性检验对一个样本容量为 23 的解释变量模型,在 5%的显著性水平下,查表可得dl=1.257,du=1.437,所以 DWDU,原模型无自相关性,模型不需要补救。五、 模型应用1、模型结果为 LnY=-4.09067+1.2186lnX1t= -10.6458 34.6222R2=0.9828 =0.9820 F=1198.70 DW=1.6207 n=23 2这说明其他因素不变的情况下,当国内生产总值每增加 1%,进口额就增长1.22%3、 对策建议、第一,要坚持发展对外贸易不动摇。面对国内外经济增长放缓的新形势,中国对外

11、贸易应进一步调整发展战略,通过加快转变发展方式来增强对外贸易的综合竞争力,促进对外贸易与国民经济的协调发展;通过不断完善对外贸易的体制和机制,不断提升对外开放水平,构建参与国际竞争新优势,稳步推进贸易强国进程。要充分认识对外贸易的积极作用,坚持发展对外贸易不动摇;积极调整发展战略,加快转变外贸发展方式;加快自主创新步伐,构建国际竞计量经济学论文争新优势;加快产业布局调整,促进制造业梯度转移;加快建立海外营销网络,构建对外贸易发展的外部支撑体系;积极参与全球经济治理,营造良好的国际贸易环境。第二,加快转变外贸发展方式。要改变长期以来中国对外贸易发展更多注重数量扩张,竞争力主要依靠劳动力、资源能源

12、等生产要素的旧模式。随着中国经济快速发展和国际市场竞争加剧,传统发展模式难以为继。中国虽然是贸易大国,但还不是贸易强国。中国处在国际贸易分工价值链低端,自主知识产权、自主品牌、自主营销渠道和高技术含量、高附加值、高效益的产品比重低,与贸易强国还有较大差距。因此,要尽快转变外贸发展方式,更多地通过低碳、节能、环保等绿色技术和手段,支持出口产业向高端发展,把产品做精、把质量做优、把品牌做硬,把效益做大,不断提高产品的科技含量和附加值,不断提高产品的国际竞争力,进一步扩大绿色产品贸易份额。第三,进一步优化进口结构,更好发挥进口的作用。一是要通过主动利用战略进口和国内产业转移、开放,搞活国内市场。在这

13、一过程中,一方面,将培育企业的自生能力必须与进口选择相配合,通过发挥我国拥有国内大市场优势的主动权,战略选择有利于本地企业成长和发展的进口技术、商品结构,以拉动内需并提高本地企业的国际竞争能力;另一方面,要通过国内地区间产业转移和开放,加强地区内部的经济合作、促进地区间贸易和资金的流动,不仅使得这些地区获得更多的技术模仿、学习机会,而且有利于形成有效的市场竞争机制、增强当地企业的自生能力。第四,积极鼓励海外投资和产业外移,促使中国企业主动加快融入全球和区域经济体系,提高中国企业的自主能力和定价权,真正实现进口服务于中国可持续发展的战略调整。第五,要灵活运用贸易政策引导进口。要进一步出台新的鼓励

14、措施,特别是对先进适用技术、设备、仪器、材料的进口,尤其是集成电路、半导体、纳米材料、航空航天设备、医疗设备、多类仪器、能源设备、信息通讯技术产品等等,由于这些产品总体上同发达国家差距明显,大力引进应当作为今后相当长时期的重点,大力推动进口增长。总之,对外贸易的发展过程中有机遇也有挑战,所以,要继续落实好稳外需的各项政策措施,积极开拓新兴市场,保持出口回升向好势头。进一步稳定进口促进政策,利用当前外贸回升的有利时机,调整和优化进出口结构,促进对外贸易转型升级和发展方式转变,努力实现外贸又好又快发展。参考文献:1、 庞皓. 计量经济学M.成都:西南财经大学出版社,2002 年2、 中国统计年鉴2

15、008 年3、 薛荣久.国际贸易 对外经济贸易出版社计量经济学论文我国人均 GDP 与农业人口比重、能源生产总量的关系摘要:考察我国各年国内生产总值和农业人口占总人口比重及全国能源生产总量的关系,对他们之间数量关系的回归分析,得出了农业人口比重和能源生产总量都是人均 GDP 的重要制约因素的观点,为加快发展,必须保持国民经济的高速增长,以及通过转移农业剩余劳动力即通过城市化来促进国民经济的发展、促进第三产业的发展和能源生产总量投入。关键词:人均 GDP;农业从业人口比重;能源生产总量能源生产总量是生产力水平提高和社会进步的重要表现,能源生产总量的高低是衡量现代社会经济发展程度的重要标志。加快发

16、展中国新能源的发展可以有效地提高第一二产业的运行质速度 ,为促进国民经济更快更好的发展提供能源上的保障。依据三次产业的发展规律,第一产业的就业人口数在就业总人口数中会随着经济的不断发展而不断缩小。当今世界上的发达国家在经济发展过程中也都体现了这一规律,这是经济发展过程中的一个重要的规律。2000 年中国农村人口比重高达 50.1%,2010 年我国农村人口的比重就下降到了 38.1%,现在大多数发达国家的农村人口比重都下降到 10%以内。这种规律性反映了第一产业比重对国民经济,的制约作用,这种制约机制主要表现为可以反映国民经济发展水平的数量指标和第一产业就业人口比例之间的数量反比关系。就我们国

17、家来说,1998 年到 2010 年,其人均 GDP 与能源生产总量、农业从业人口占第一、二、三产业从业人口比重(以下称农业从业人口比重)之间存在着数量对应关系。笔者从分析国民经济统计数据入手,运用定量分析的方法研究这种对应关系,从而揭示出第一产业的发展对国民经济发展水平的制约作用以及能源生产总量对国民经济的促进作用。希望通过研究,提高广大群众特别是各级决策机关和决策人员对“保持国民经济持续、快速、健康发展”的重要性的认识,努力实现十八大提出的“全面建成小康社会,加快推进社会主义现代化”的目标。一、主要指标的选择和简要分析人均 GDP 可以用来作为反映一个国家或地区(各省区)的国民经济发展水平

18、的主要指标之一,人均 GDP 反映国民经济发展水平,记作 Y, Y 和国民经济发展水平是同向变动的, Y 值越大表示国民经济发展水平越高。农业从业人口比重可以作为反映国民经济发展水平的另一个主要指标,这一指标也用于表示一个国家或地区的城镇化发展水平,随着国民经济的发展,农业从业人口向非农化方向发展,农业人口比重逐渐变小。农业人口比重记作 X1, X1=各省区农业从业人口/各省区第一、二、三产业从业人口, X1 与国民经济发展水平呈反方向变动。我国能源生产总量,用标准煤为衡量标准,统计数值为亿吨单位。记作 X2,X2 值越大,我国每年的能源生产总量约大,国民经济发展水平的促进作用越大。选择了上述

19、三项指标(Y, X1, X2)之后,假定三者之间存在着这样的函数关系: Y=F (X1, X2)。以此为假设,然后对国民经济统计数据进行定量分析。分析过程中,首先采用单因素分析法分别分析 Y 和 X1、X2 的关系,然后用双因素分析法分析 Y 和 X1、X2 的关系。计量经济学论文二、国民经济相关数据的统计分析采用的国民经济相关数据源于中国统计年鉴 2010 年,详见表 1。年份人均GDP(Y)农业人口比重(X1)能源生产(X2)1998 6796 49.9 12.983 1999 7159 49.8 13.194 2000 7858 50.1 13.505 2001 8622 50 14.3

20、88 2002 9398 50 15.066 2003 10542 50 17.191 2004 12336 49.1 19.665 2005 14185 46.9 21.622 2006 16500 44.8 23.217 2007 20169 42.6 24.728 2008 23708 40.8 26.055 2009 25608 39.6 27.462 2010 29992 38.1 29.692 (一)关系的单因素分析1、分析人均 GDP(Y)和农业人口比重(X1)的相关关系。经过对 Y 和 X1 之间的关系初步分析,可以判断 Y 和 X1 有近似的直线关系,所以可以采用简单线性回归

21、模型进行分析。Y 和 X1 的相关系数为-0.9856它们呈显著线性相关关系。二者关系的回归方程模型为:Y = 92751.4731 - 1683.390644*X1 (1)(22.91824) (-19.33754)相关统计指标:可决系数 =0.97144 =2882.576 P 值=0.000 P 值近似于零。2 F=373.9405因此,回归模型是显著的, 模型的经济意义比较合理,解释变量也都通过了 T 检验 和 F 检验,Y 和 X1 之间存在明显的线性相关关系2,分析人均GDP(Y)和能源生产总量X2的相关关系。经过对Y和X2之间的关系的初步分析,我们可以判断Y和X2之间呈现对数函数

22、关系,所以可以采用拟合线性回归模型来进行分析。Y和X2的相关系数为0.9759,它们呈显著线性相关关系。二者关系的回归方程模型为:Y = -10527.04976 + 1274.209512*X2(2)(-5.921119) (14.84044)相关统计指标:可决系数 =0.952430; =1766.066 F=220.2386 P=0.000 近似于零因R2 此,各参数很合理,回归模型是显著的, Y 和 X2 之间存在明显的线性相关关系。(二)关系的双因素分析经过上面的单因素分析,我们可以判断 Y 和 X1、X2 之间分别存在明显的线性相计量经济学论文关关系。因此,我们可以在 Y=c+b1

23、*X1+b2*X2 的假定下,对 Y 和 X1、X2 之间的关系进行双因素分析。分析的主要结果如下:回归方程模型为:Y = -26522.20187 + 952.279833*X1 + 913.7741652*X2(-4.188026) (2.593847) (5.879191 )相关统计指标:可决系数 =0.971563; =1432.125 F=170.8258 P=0.000000 R2统计检验通过,各参数值比较明显。所以回归模型是显著的, Y 和 X1、X2 之间存在明显的线性相关关系。(三)两种分析的结果比较 在上面分析 Y 和 X1、X2 的关系中,单因素分析法和双因素分析法也就是

24、回归方程模型(1)、(2)和(3)到底哪种方法更能有效地解释国民经济发展水平和第三产业发展水平的关系呢?可以通过比较三个模型方程的可决系数和标准偏差的大小来进行比较。依据上述分析可以明显地看出,回归方程模型(3)的可决系数=0.971563 (1)=0.97144, =0.971563 (2)=0.952430;回归模R22R2型(3)方差平方和 (3)=1432.125 (5-1,31-5)=2.74 表明模型线性关系显著,或解释变量人口密度FX1,人均 GDPX2,文盲率X3 结合起来对被解释变量政府卫生医疗财政支出 Y有显著影响。T检验:人口数X1的T 统计量绝对值为 5.2771 (3

25、1-5)=2.056 表明人口数量对Y 有显著2/t影响GDP总量X2的T统计量绝对值为 3.4521 (31-5)=2.056 表明GDP总量对Y 有2/t显著影响卫生医疗机构数X3的T统计量绝对值为1.6519 (31-5)=2.052 表明财政收入对Y 有2/t计量经济学论文显著影响模型可能存在多重共线性,现对其进行计量经济检验:4、多重共线性检验:由于选择的影响因素过多,所以估计模型之前,应先分析各个因素与被解释变量之间的关系,以及因素之间的相关程度,利用COR命令进行相关系数检验,得相关系数矩阵为:通过计算表明,各解释变量都与被解释变量政府财政医疗支出高度相关,且解释变量之间也是两两

26、高度相关的。先按照逐步回归原理建立回归模型。1) 建立一元回归模型根据理论分析,人口数量应是财政医疗支出的主要影响因素,相关系数检验也表明,人口数量应与财政医疗支出的相关性最强。所以,以Y=a+bX+ 作为最基本的模型2)将其余的变量逐个引入模型,估计结果列入下表(第二行为t检验值)模型 X1 X2 X3 X4 2Ry=f(x1) 0.02473513.680350.8612y=f(x1,x2) 0.02016.38160.00141.77270.8708y=f(x1,x3) 0.02728.0557-0.00040.86200.8600y=f(x1,x4) 0.020410.10240.01

27、743.40080.8983y=f(x1,x4,x2) 0.02859.4392-0.0048-3.29870.05094.59640.9248y=f(x1,x4,x3) 0.01523.43590.00061.30450.02233.53680.9008y=f(x1,x4,x3,x2) 0.02315.2771-0.0049-3.45210.00061.65190.05675.01990.9388经过以上的逐步引入检验过程,最终确定政府财政医疗卫生支出的函数为计量经济学论文= 42.2853+ 0.0204 + 0.0174iY1X4(7.9621) (0.0020) (0.0051)t=(

28、 5.3108) (10.1024 ) (3.4008)=0.9051 =0.8983 DW=2.3662 F=133.4513 2R2统计检验:判定系数:R 2=0.9051 接近于 1,表明模型对样本数据拟合优度高。F 检验:F=133.4513,大于临界值 2.74, 其 P 值 0.000000 也明显小于 ,说明各个解0.5释变量对政府财政医疗支出 Y 有显著影响,模型线性关系显著T检验:人口数X1的T 统计量绝对值为 5.3108 (31-5)=2.056 表明人口数量对Y 有显著2/t影响;财政收入X4的T统计量绝对值为3.4008 (31-5)=2.052 表明财政收入对Y 有

29、显著影/响自相关检验:给定显著性水平0.05,查DW表,当n=31 ,k=3时,得下限值d L=1.229,上限值dU=1.650因为DW统计量为2.3662 位于 4-dU=2.35与 4-dl=2.771之间所以无法判断是否存在自相关性。5、偏相关系数检验:计量经济学论文从上图可知,偏相关系数 PAC 的绝对值都小于 0.5,表明回归模型存在一阶二阶,三阶,自相关性从White检验知Obs*R-squared=10.80896小于自由度为5,显著性水平为为0.05的 2值为11.071表明模型不存在异方差性。修正模型:加权最小二乘法WLS建立的样本回归模型:权数为W1=1/ abs(res

30、id)和权数为W21/RESID2 的加权最小二乘法估计相比较,最终得到的理想模型是计量经济学论文经过White检验,无交叉乘积项的检验结果为: =0.6905 prob(nR )=0.95242nR2White 检验结果表明:prob(nR )大于给定的显著性水平 =0.05,接受原假设,认为2 经加权最小二乘法调整后的回归模型不存在异方差。 6、经比较和检验,我们最终确定的政府财政医疗支出的模型为:= 951610+0.0026 +0.0228iY1X4(16.1952) (0.0009) (0.0104)t=(5.8759) (3.0038) (2.1846)=0.9709 =0.968

31、8 DW=2.1899 F=467.1209 P=0.00002R2这表明,在其他条件不变的情况下,地区人口每增加一万人,该地区的政府财政医疗支出就会增加26万元;在其他条件不变的情况下,地区财政收入每增加一亿元,政府财政医疗支出就会增加228万元。五、得出结论:(1)人口数量与政府财政医疗卫生支出呈现较为明显的正向相关关系。表明人口数量越多的地区,政府财政医疗卫生支出越高,相应的效率也越高。(2)地区财政收入与政府财政医疗卫生支出成正相关关系。说明说明当地政府正真能力强,能够充分利用当地资源,积极发展地方经济,说明地方经济发展水平也就较高,医疗发展水平也较高。所以财政收入高地地区政府财政卫生

32、医疗支出也高。六、参考文献1中国统计年鉴. 20102赵卫亚. 计量经济学M.上海:上海财经大学出版社,2003 年.我国农村居民消费水平影响因素实例研究一、提出问题近年来,我国的经济在迅速的发展,国内生产总值(GDP)也在增长。居民的收入和消费也都在增加。2001 年我国的居民消费水平在 3887 万亿元,直到 2010 年,我国居民消费水平增加到了 9969 万亿元。居民的消费水平是指居民在物质产品和劳务的消费过程中,对满足人们需求生存、发展和享受需求方面所达到的程度。一般,通过消费的物质产品和劳务的数量和质量反映出来的。居 民 的 消 费 水 平 在 很 大 程 度 上 受 整 体 的

33、经 济 状 况 影 响 国 民 生 产 总 值 是 用 于衡 量 一 国 总 收 入 的 一 种 整 体 的 经 济 指 标 , 经 济 扩 张 时 期 , 居 民 收 入 稳 定 ,GDP 也 高 , 居 民 用 于 消 费 的 支 出 较 多 , 消 费 水 平 较 高 ; 反 之 , 经 济 收 缩 时 ,收 入 下 降 , GDP 也 低 , 用 于 消 费 的 支 出 较 少 , 消 费 水 平 随 之 下 降 。 消费问题一直是经济学界研究的重点和热点, 国内许多专家学者从收入、消费支出、物价、贫富差异、地区和行业等因素入手研究了我国消费结构。因此,为了更加了解我国的消费水平,保持

34、我国经济可持续增长,对影响居民消费水平的因计量经济学论文素进行大量的实证研究。二、理论综述1、.凯恩斯的绝对收入理论。凯恩斯将消费函数表达为:Cf(Y ) ,并将此式改写为 CbY,表明如果其他条件不变,则消费 C 随收入 Y 增加而增加,随收入 Y 减少而减少。他强调实际消费支出是实际收入的稳定函数,这里所说的实际收入是指现期、绝对、实际的收入水平,即本期收入、收入的绝对水平和按货币购买力计算的收入。凯恩斯认为,消费是限期可支配收入的函数,消费与可支配收入之间存在着以下的关系:(1)在短期无论可支配收入多少,是否等于零,消费支出总是大于零。可支配收入等于零时的消费支出,来源于从前的储蓄或现在

35、的借债,这部分的消费支出与可支配收入无关,称为自发消费;(2)随着可支配收入的增加,消费支出也增加。随着可支配收入的变动而变动的消费叫引致消费;(3)消费支出的增加量少于可支配收入的增加量。假定消费函数为线性,则凯恩斯的消费函数可表述为C=C0 +cYd其中,C 为消费支出,Yd 为可支配收入,C 0 与 c 均为常数,且 C00,0c1.C0为自发消费,cYd 为引致消费。消费支出等于自发消费与引致消费之和。2.杜森贝的相对收入理论。杜森贝提出消费并不取决于现期绝对收入水平,而是取决于相对收入水平,这里所指的相对收入水平有两种:相对于其他人的收入水平,指消费行为互相影响的,本人消费要受他人收

36、入水平影响,一般称为“示范效应”或“攀比效应”。相对于本人的历史最高水平,指收入降低后,消费不一定马上降低,一般称为“习惯效应” 。3.莫迪利安尼的生命周期理论。莫迪利安尼提出消费不取决于现期收入,而取决于一生的收入和财产收入,其消费函数公式为:CaWRbYL ,式中 WR为财产收入,YL 为劳动收入,a、b 分别为财产收入、劳动收入的边际消费倾向。他根据这一原理分析出人一生劳动收入和消费关系:人在工作期间的每年收入 YL,不能全部用于消费,总有一部分要用于储蓄,从参加工作起到退休止,储蓄一直增长,到工作期最后一年时总储蓄达最大,从退休开始,储蓄一直在减少,到生命结束时储蓄为零。还分析出消费和

37、财产的关系:财产越多和取得财产的年龄越大,消费水平越高。4.弗里德曼的持久收入理论。弗里德曼认为居民消费不取决于现期收入的绝对水平,也不取决于现期收入和以前最高收入的关系,而是取决于居民的持久收入,即在相当长时间里可以得到的收入。他认为只有持久收入才能影响人们的消费,消费是持久收入的稳定函数,即:CLbYL ,表明持久收入 YL 增加,持久消费(长期确定的有规律的消费)CL 也增加,但消费随收入增加的幅度取决于边际消费倾向 b,b 值越大 CL 增加越多,b 值越小 CL 增加越少。持久收入理论和生命周期理论相结合构成现代消费理论,这两种收入理论不是互相排斥的,而是基本一致的,互相补充的。三、

38、模型的设定1 消费的影响因素(1)农村居民人均可支配年收入。按照经典经济学理论,收入是影响消费的主要因素,如果收入为 0 时,居民的消费支出是最低的,随着收入的增加,计量经济学论文人们才会拿出多余的钱买奢侈品,去娱乐。但是根据凯恩斯的宏观经济学原理,真正对居民消费水平有影响的是居民的收入水平。在考虑到这个因素的情况下,我们选择居民人均收入(X2)作为解释变量。(2)农村居民的消费价格指数。对于价格需求弹性低的商品(生活必需品)来说,商品价格的变动基本上对商品的需求量没有什么影响,而对于价格 需求弹性高的商品(奢侈品)来说,物价的微小变动会引起对消费品需求的大幅度波动,因此消费品的价格水平对居

39、民的消费水平也有一定的影响。文章利用居民消费价格指数(x1)来代表消费品的价格水平,将其作为解释变量。(3)农村家庭恩格尔系数。恩格尔系数是衡量一个国家和地区人民生活水平的状况,一个国家或家庭生活越贫困,居民储蓄越少,恩格尔系数就越大;反之,生活越富裕,居民储蓄越多,恩格尔系数就越小,这一项也是需要被列为影响因素即为解释变量。(4)其他因素 1)体制因素。随着市场经济的不断发展,使得居民收入分配越来越与其劳动成果和市场不确定状态结合起来。在这种情况下,一方面,居民必须为下岗与再就业之间的各项支出,另一方面,我国劳动就业、养老、医疗、教育、住房等,使得居民必须为某些活动而消费。如果在体制方面进行

40、制度创新,其中有些不必要的消费很难用数值来衡量,故归为其他因素。 2)人口结构因素。根据生命周期模型可得出,一国人口结构年轻化,该国消费将会减少,当进入老年化时,消费比例将会增加,但是由于数据收集原因,也归为其他因素.其他因素在本文中用随机扰动项来表 示。2、模型的设定Y: 农村居民消费水平X1:农村居民的消费价格指数X2: 农村居民人均可支配收入X3:农村家庭恩格尔系数基于以上数据,初步建立模型Y= C+ C1*X1+ C2*X2+ C3*X3+3、数据的收集本文收集了我国 1991-2010 年居民消费水平的相关数据年份 农村居民消费水平/元 y农村居民价格消费指数%x1农村居民人均可支配

41、收入/元x2农村家庭恩格尔系数%x31991 602 102.3 708.6 57.61992 688 104.7 784.0 57.61993 805 113.7 921.6 58.11994 1038 123.4 1221.0 58.91995 1313 117.5 1577.7 58.61996 1626 107.9 1926.1 56.31997 1722 102.5 2090.1 55.11998 1730 99.0 2162.0 53.41999 1766 98.5 2210.3 52.6计量经济学论文2000 1860 99.9 2253.4 49.12001 1969 100.

42、8 2366.4 47.72002 2062 99.6 2475.6 46.22003 2103 101.6 2622.2 45.62004 2319 104.8 2936.4 47.22005 2579 102.2 3254.9 45.52006 2868 101.5 3587.0 43.02007 3293 105.4 4140.4 43.12008 3795 106.5 4760.6 43.72009 4021 99.7 5153.2 41.02010 4455 103.6 5919.0 41.1注:以上数据来源各年份中国统计年鉴,四、模型的估计与调整1 用最小二乘法,利用 Eviews

43、 软件可得估计结果如下报告形式:469.3652 + 1.7884X1 + 0.7215X2 - 8.8007X3 iY(250.8966)(2.2105 )(0.01904) (4.8007))(.ES= (1.8708) (0.6090)(37.8879) (-1.83332) t=0.9983 0.9980 DW=1.0545 F=3194.701 =48.4463 2R2 p(f)=0.000002)检验多元回归模型:给定显著性水平 为0.05拟合优度检验: =0.9983接近1,表明模型对样本数据拟合程度高。2RF检验(回归方程显著性检验):F=3194.401 3.59,表明模型线

44、性)320,1(F计量经济学论文关系很显著,或解释变量农村居民消费价格指数x1和农村居民人均可支配收入x2和农村家庭恩格尔系数X3联合起来对被解释变量农村居民消费水平 Y有显著影响。T检验(解释变量显著性检验):农村居民消费价格指数回归系数的T统计量绝对值为0.6090 2.110,表明居民消费价格指数对Y没有显著影响;农村居民人均)30(2/t可支配收入回归系数的T统计量绝对值为37.8879 2.110,表明农村居民人)320(/t均可支配收入对Y有显著影响。农村家庭恩格尔系数回归系数的T统计量绝对值为1. 83332.110,表明家庭恩格尔系数对Y 有没有显著影响。)320(/t3)模型

45、经济意义:假设其他解释变量不变,居民消费价格指数每增长1%,被解释变量农村居民消费水平就增加1.7884元;。假设其他解释变量不变,农村居民人均可支配收入每增长 1 元,被解释变量人农村居民消费水平就增加 0.7215 元。假设其他解释变量不变,农村家庭恩格尔系数每增长 1%,被解释变量人农村居民消费水平就减少 8.007 元。计量经济检验:多重共线性检验:由于选择的影响因素过多,所以估计模型之前,应先分析各个因素与被解释变量之间的关系,以及因素之间的相关程度,利用COR命令进行相关系数检验,得相关系数矩阵为:cor y x1 x2 x3 通过计算表明,各解释变量都与被解释变量农村居民消费水平

46、相关,且解释变量之间也是两两高度相关的。先按照逐步回归原理建立回归模型。1) 建立一元回归模型根据理论分析,农村居民可支配收入应是农村居民消费水平的主要影响因素,相关系数检验也表明,农村居民可支配收入与农村居民消费水平的相关性最强。所以,以Y=a+bX+作为最基本的模型Ls y c x2计量经济学论文2)建立二元回归模型以一元回归模型为基础建立二元回归模型Ls y c x2 x1 Ls y c x2 x3 计量经济学论文3)建立三元回归模型Ls y c x2 x3 x1 将其余的变量逐个引入模型,估计结果列入下表(第二行为t检验值)模型 x1 x2 x3 R2 2y=f(x2) 0.7539

47、(94.1715) 0.9980 0.9979计量经济学论文y=f(x2,x1) -0.5293(-0.2735) 0.7531(86.5852) 0.9980 0.9978y=f(x2,x3) 0.7277(42.1661) -6.5794(-1.6880) 0.9982 0.9981y=f(x2,x3,x1) 1.7884(0.8090) 0.7215(337.8879) -8.8007(-1.8332) 0.9983 0.9980经过以上的逐步引入检验过程,最终确定农村居民消费函数为Y= 529.0466 + 0.7277x2 - 6.5794x3(237.3581) (0.0173)

48、(3.8978) T = (2.2289) (42.1161) (-1.6880)R2=0.9982 20.9981 F=4891.113 S.E=48.1674 D.W=1.0281 p(f)=0.0000统计检验:判定系数:R 2=0.9982 接近于1,表明模型对样本数据拟合优度高。F 检验:F=4891.113,大于临界值 4.41, 其 P 值 0.000000 也明显小于 0.5,说明各个解释变量对农村居民消费水平 Y 有显著影响,模型线性关系显著T检验:农村家庭恩格尔系数的t值小于2 ,表明农村家庭恩格尔系数对农村居民消费水平(Y)没有显著影响,其他各参数的t值的绝对值均大于2,

49、表明其他各参数对农村居民消费水平(Y)有显著影响。计量经济学检验:1)自相关检验:给定显著性水平0.05,查DW表,当n=20 ,k=2时,得下限值d L=1.100上限值d U=1.537因为DW统计量为1.0281小于d L dU所以无法判断是否存在自相关性。偏相关系数检验:从上图中可以看出,我国农村居民消费水平函数不存在高阶自相关性作异方差的White检验如下表所示。检验知Obs*R-squared=13.81344,表明不存在异计量经济学论文从White 检验知Obs*R-squared=13.81344明显大于自由度为3,显著性水平为为0.05的 2值为9.48773,表明不存在异方差性。所以本文的最终模型估计结果为:Y= 529.0466 + 0.7277x2 - 6.5794x3(237.3581) (0.0173) (3.8978) T = (2.2289) (42.1161) (-1.6880)R2=0.9982 20.9981 F=4891.113 S.E=48.1674 D

展开阅读全文
相关资源
猜你喜欢
相关搜索

当前位置:首页 > 经济财会 > 经济学

本站链接:文库   一言   我酷   合作


客服QQ:2549714901微博号:道客多多官方知乎号:道客多多

经营许可证编号: 粤ICP备2021046453号世界地图

道客多多©版权所有2020-2025营业执照举报