學號：201214790103

HEBEIUNITEDUNIVERSITY金融計量學論文題目：影響2013年各省消費水平的因素姓名:于佳銘專業(yè)班級：12數學1班任課教師：杜麗萍郵箱：2247411647@成績：時間___2005_年_1__月__9日一、問題的提出改革開放以來,隨著國家經濟實力的增強,國家對不同階段、不同領域、不同地域的經濟社會發(fā)展大量采用科學、定量、求實的預測、指導方法,摒棄太多的人為影響,所作出的決策越來越切合實際,而效果亦愈來愈好;而這其中,計量分析方法功不可沒。我國居民消費水平影響到我國的國民經濟運行及整個經濟的發(fā)展，所以對我國居民最終消費水平的問題進行研究是必不可少的，而且十分重要。我們可以運用研究的結果來分析現狀并制定正確的應對方針。最后得到的收益不僅僅是最終的最佳模型以及結論，還有通過建模自身感觸到的：任何一個結論的得出都需要實際操作與理論的結合、嚴謹的思考。二、模型的設定通過研究以前學者對影響因素的選取并且根據西方經濟學理論，我認為居民的最終消費水平主要受人均可支配收入、工業(yè)生產總值、居民消費價格指數和人口。經濟增長問題既受各國政府和居民的關注,也是經濟學理論研究的一個重要方面，生活水平不斷提高,居民的消費需求的數量和質量有了很大的提高，所以生產總值這一因素須選取為模型的解釋變量。消費是由收入決定的，因素可支配收入也是一必需因素。物價水平對消費者的消費傾向會有影響，即影響到居民的消費支出，當居民的收入不變時，若物價上漲，則消費支出增加；反之，居民收入不變，若物價下跌，則消費支出減少。對于物價水平，我們選擇價格指數來反映即，居民消費價格指數作為解釋變量。基尼恩格爾系數是衡量一個國家和地區(qū)人民生活水平的狀況，一個國家或家庭生活越貧困，家庭消費支出占總支出的比例越大，恩格爾系數就越大；反之，生活越富裕，最終消費支出占總支出的比例越小，恩格爾系數就越小。這一項也是需要被列為影響因素的，而隨著第三產業(yè)的發(fā)展，對家庭消費支出來說占的比重越來越大，作用越來越明顯，在作居民消費支出的計量分析時，也是要考慮的一個因素。另外，人口可能影響消費的量進而影響消費水平。于是最終確定了以居民最終消費水平為被解釋變量，以生產總值、居民消費價格指數、第三產業(yè)、人口為解釋變量的計量經濟模型。三、相關數據收集計量經濟模型的建立在進行實際分析的過程中，所需要的數據應是能夠影響最終消費水平的指標。我所用的數據均來源于〈〈中國統(tǒng)計年鑒〉〉，所設計模型的樣本容量為31個，具體數據見附表。四、模型的建立其中，Y--居民消費水平（元）X1--各省人均可支配收入（元）X2--工業(yè)生產總值（億元)X3--各省居民消費價格指數X4--各省人口（萬人）β0——常數項βi——不同地區(qū)相對應的待定參數u---不同地區(qū)相對應的隨機擾動項五、模型的求解和檢驗分別利用EVIEWS軟件，用最小二乘法進行回歸分析及統(tǒng)計檢驗，并針對有多重共線性、異方差和自相關影響的方程進行修正后在進行參數的估計。、Y與Xi各自變量之間的圖像關系圖1-1Y與X1的關系圖1-2Y與X2的關系圖1-3Y與X3的關系圖1-4Y與X4的關系從圖中看，自變量X1，X2，X3,均與因變量Y基本上呈線性相關形式，但是X4的線性相關關系較弱。（二）最小二乘法參數估計：

DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:01/07/15Time:10:08Sample:131Includedobservations:31CoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C10799.4872535.480.1488850.8828X10.8225050.04966416.561470.0000X20.1157420.0460422.5138300.0185X3-99.57767700.5850-0.1421350.8881X4-0.4865740.248598-1.9572700.0611R-squared0.964003

Meandependentvar15889.06AdjustedR-squared0.958465

S.D.dependentvar7249.785S.E.ofregression1477.523

Akaikeinfocriterion17.58081Sumsquaredresid56759918

Schwarzcriterion17.81210Loglikelihood-267.5026

Hannan-Quinncriter.17.65621F-statistic174.0690

Durbin-Watsonstat2.228082Prob(F-statistic)0.000000Y=10799.4773539+0.822504875907*X1+0.115741820267*X2-(72535.48)(0.049664)(0.046042)99.5776689006*X3-0.486574030469*X4（700.5850）（0.248598）t=0.14888516.561472.5138300.1421351.957270

=0.9640030.958465F=174.0690df=27為可決系數修改后的可決系數F檢驗值df自由度1、經濟意義檢驗模型估計結果說明，在假定其他其他變量不變的情況下，當人均可支配收入每增加1%，平均來說消費水平會增長0.8225%；在假定其他其他變量不變的情況下，當工業(yè)生產總值增加1%，平均來說消費水平會增長0.11574%；在假定其他其他變量不變的情況下，當居民消費價格指數增加1%，平均來說消費水平會減少99.577668%；當人口數增加1%，平均來說消費水平會減少0.48657%。統(tǒng)計檢驗擬合優(yōu)度：由上表中數據可知=0.964003，修正的可決定系數為0.958465，說明模型對樣本的擬合很好。2）F檢驗：給定顯著性水平時，在F分布表中查出自由度為k-1=3和n-k=27的臨界值（3,27）=2.965。由表中知F=174.0690>2.965，說明回歸方程顯著，即“人均可支配收入”、“工業(yè)生產總值”、“居民消費價格指數”、“人口”等變量聯合起來對“消費水平”有顯著影響。3）t檢驗：給定顯著性水平時，查t分布表得自由度為n-k=27的臨界值（n-k）=2.052，對應的t統(tǒng)計量分別為16.56147、2.513830、0.142135、-1.95727，所以第三四個變量對消費水平影響不顯著，

這說明在顯著性水平a=0.05下，當其他解釋變量不變的情況下，解釋變量’X1’對被解釋變量’Y’有顯著性的影響，解釋變量’X2’’X3’對被解釋變量’Y’沒有顯著性的影響。（三）多重共線性經檢驗方差擴大因子VIF=27.78>10,說明解釋變量與其他解釋變量之間存在多重共線性，且這種多重共線性可能會過度影響最小二乘估計。各變量之間相關系數矩陣：X110.3709408402591378-0.25302609804253060.004820137814107259X20.37094084025913781-0.55364265547316660.8510665977887734X3-0.2530260980425306-0.55364265547316661-0.5455885052993906X40.0048201378141072590.8510665977887734-0.54558850529939061從表中可以看出其相關系數矩陣X2與X4之間超過0.8，它們之間存在很高的相關性，因此存在多重共線性。逐步回歸，結果如表：變量X1X2X3X4參數估計值0.9091830.195807-4005.6180.084963T統(tǒng)計量24.651162.501374-1.4860840.1760480.9544510.1774650.0707640.0010680.9528810.1401020.038722-0.033378因為X1方程的最大，以X1為基礎順次加入其他變量逐步回歸。X1X2X3X4X1,X20.885617（22.94697）0.031730（1.646083）0.955504

X1,X30.904448（23.40961）-303.76（-0.484307）0.951603X1,X40.909057（24.4294）0.07272（0.69938）0.9552036經比較，新加入X2的方程=0.955504，改進最大，t檢驗不顯著，X4雖有改進但是t檢驗不顯著。X3的減少且t檢驗不通過所以剔除X2、X3、X4，所以最后修正嚴重多重共線性影響后的回歸結果為Y=0.909182828782*X1-804.089461391t=（24.65116）（-1.095795）=0.954451=0.952881F=607.6799這說明，在其他因素不變的情況下，當人均可支配收入每增加1元，居民的消費水平平均就增加0.909182828782元。異方差的檢驗1)懷特檢驗對模型進行多重共線性檢驗，剔除了引起多重共線性的變量X2、X3、X4，得到最后修正嚴重多重共線性影響后的回歸結果為Y=0.909182828782*X1-804.089461391由以上估計結果，按路徑View/Residualtests/Whiteheteroskedasticity(oncrosstermsorcrossterms),進入White檢驗。根據White檢驗中輔助函數的構造，最后一項為變量的交叉乘積項，因為本論文的修正后的模型為一元函數，故無交叉乘積項，因此應選oncrossterms,則輔助函數為經估計出現White檢驗結果，

HeteroskedasticityTest:WhiteF-statistic12.20843

Prob.F(2,28)0.0002Obs*R-squared14.44044

Prob.Chi-Square(2)0.0007ScaledexplainedSS16.37183

Prob.Chi-Square(2)0.0003TestEquation:DependentVariable:RESID^2Method:LeastSquaresDate:01/07/15Time:21:12Sample:131Includedobservations:31CoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C-3174022.4046667.-0.7843550.4394X1275.4450363.54860.7576570.4550X1^20.0010950.0069230.1581680.8755R-squared0.465821

Meandependentvar2316790.AdjustedR-squared0.427665

S.D.dependentvar3790914.S.E.ofregression2867933.

Akaikeinfocriterion32.66785Sumsquaredresid2.30E+14

Schwarzcriterion32.80662Loglikelihood-503.3516

Hannan-Quinncriter.32.71308F-statistic12.20843

Durbin-Watsonstat1.409595Prob(F-statistic)0.000154

從上表中可以看出，=14.44044,由White檢驗知，在下，查分布表，得臨界值，同時和的t檢驗也不顯著。比較計算的統(tǒng)計量與臨界值，因為=14.44044>，所以拒絕原假設，不拒絕備擇假設，表明模型存在異方差。2)異方差的修正運用最小二乘法估計，分別選用權數，，。經檢驗發(fā)現用權數的效果最好，如下圖：

DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:01/08/15Time:12:23Sample:131Includedobservations:31Weightingseries:1/SQR(X1)CoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C-1332.689719.7611-1.8515710.0743X10.9379730.04155922.569570.0000WeightedStatisticsR-squared0.946135

Meandependentvar14834.06AdjustedR-squared0.944278

S.D.dependentvar3515.589S.E.ofregression1346.773

Akaikeinfocriterion17.31115Sumsquaredresid52600107

Schwarzcriterion17.40367Loglikelihood-266.3228

Hannan-Quinncriter.17.34131F-statistic509.3853

Durbin-Watsonstat2.054969Prob(F-statistic)0.000000UnweightedStatisticsR-squared0.953494

Meandependentvar15889.06AdjustedR-squared0.951891

S.D.dependentvar7249.785S.E.ofregression1590.159

Sumsquaredresid73329537Durbin-Watsonstat2.065226

（-1.851571）（22.56957）=0.946135=0.944278DW=2.054969F=509.3853括號中數據為t統(tǒng)計量。運用最小二乘法消除了異方差性后，參數t檢驗較修正前相比，t值增大，F檢驗顯著，說明，每增加1元可支配收入，平均消費會增加0.93797元。雖然模型存在一些需進一步解決的問題，但這一結果較理論更為接近實際情況。自相關1）DW檢驗由于模型存在多重共線性且存在異方差，所以對模型進行修正后，得到該模型的最終估計結果為（-1.851571）（22.56957）=0.946135=0.944278DW=2.054969F=509.3853該模型可決系數較高，回歸系數均顯著。對樣本容量為31、一個解釋變量的模型、5%顯著水平，查DW統(tǒng)計表可知，，，模型中，顯然該模型中不存在自相關。這一點從殘差圖也可以看出來，如圖所以，最終回歸模型為綜上所述，2013年各省的邊際消費傾向為0.93797，即每增加1元可支配收入，平均消費會增加0.93797元。最終結論影響居民消費水平的最主要因素是人居可支配收入政策建議附表數據：地區(qū)居民消費水平（元）/Y人均可支配收入/X1工業(yè)生產總值（億元)/X2居民消費價格指數/X3人口（萬人）/X4北京市33337.0042174.0019500.56103.302115.00天津市26261.0026359.0014370.16103.101472.00河北省11557.0015190.0028301.41103.007333.00山西省12078.0015120.0012602.24103.103630.00內蒙古17168.0018693.0016832.38103.202398.00遼寧省20156.0020818.0027077.65102.404390.00吉林省13676.0015998.0012981.46102.902751.00黑龍江省12978.0015903.0014382.93102.203835.00上海市39223.0042174.0021602.12102.302415.00江蘇省23585.0024776.0059161.75102.307939.00浙江省24771.0029775.0037568.49102.305498.00安徽省11618.0015154.0019038.87102.406030.00福建省17115.00