對(duì)廣東省人均消費(fèi)影響因素統(tǒng)計(jì)的實(shí)證分析-預(yù)覽頁(yè)
【正文】 方數(shù)據(jù)利用EVIEWS軟件進(jìn)行回歸分析。X1i4X4i+i1,商品零售價(jià)格指數(shù)(定基比)；X4i銀行一年期利率隨機(jī)干擾項(xiàng)模型的求解和檢驗(yàn)利用EVIEWS軟件，用最小二乘法進(jìn)行回歸分析及經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)，統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，并針對(duì)存在多重共線性、自相關(guān)和異方差影響的方程，不斷進(jìn)行修正后，再來(lái)進(jìn)行參數(shù)估計(jì)。Least2003IncludedadjustingCONSUME1 GDP PRICE RATE C Rsquared Meandependentinfocriterion Log表二（1）經(jīng)濟(jì)意義以及統(tǒng)計(jì)學(xué)檢驗(yàn)：模型的擬合優(yōu)度很好，顯著等于0。在剔除利率對(duì)模型的影響后，再用OLS進(jìn)行參數(shù)估計(jì)。CONSUMEMethod:1979afterRsquared .regression Akaikeresid SchwarzDependentSquaresDate:Time:observations:endpointsVariable Coefficient Std.dependentvar .criterion Sumlikelihood Fstatistic DurbinWatson表四由此看出，擬合度很高，說明前一期人均消費(fèi)與人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值高度相關(guān)，可以剔除前一期消費(fèi)這個(gè)變量。DependentSquaresDate:Time:observations:GDP PRICE C Rsquared Meandependentinfocriterion Log表五擬合優(yōu)度很高，參數(shù)顯著異于0，并且通過了經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)，但是模型是否出現(xiàn)異方差的情況呢？（3）異方差的檢驗(yàn)和消除用white檢驗(yàn)來(lái)偵察異方差，得到下表：White Equation:DependentSquaresDate:Time:observations:C GDP GDP^2 PRICE PRICE^2 Rsquared Meandependentinfocriterion Log表六，nLNCONSUMEMethod:1978Error tStatistic Prob.var Adjustedofsquaredstat Prob(Fstatistic) Heteroskedasticity表八此時(shí)nDW處于0到dL之間，存在正的自相關(guān)。Variable:07/01/0511:20Sample(adjusted):25achievedError tStatistic Prob.var Adjustedofsquaredstat Prob(Fstatistic) Inverted表九此時(shí)DW=，說明模型已經(jīng)消除了序列相關(guān)。（）R2=DW=F=方程總體線性高度顯著，變量高度顯著，擬合優(yōu)度很高。2變量相對(duì)重要性的比較在經(jīng)濟(jì)分析和決策中，我們還需要了解各個(gè)解釋變量的相對(duì)重要性。因此，要將偏回歸系數(shù)轉(zhuǎn)換為beta系數(shù)，其公式如下：個(gè)解釋變量的估計(jì)系數(shù)；xj經(jīng)計(jì)算。主要結(jié)論經(jīng)過實(shí)證分析，得出廣東省人均消費(fèi)水平主要受人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的影響。價(jià)格指數(shù)對(duì)消費(fèi)也會(huì)產(chǎn)生一定的影響，較收入而言，影響比較微弱。我們還是可以用前期消費(fèi)來(lái)估計(jì)當(dāng)期的消費(fèi)，不過它的解釋能力遠(yuǎn)沒有收入的影響強(qiáng)。社會(huì)經(jīng)濟(jì)要順利運(yùn)行，就要解決運(yùn)行的目標(biāo)問題、動(dòng)力問題、生產(chǎn)結(jié)構(gòu)問題。適應(yīng)消費(fèi)需求變化，增強(qiáng)市場(chǎng)有效供給。發(fā)展消費(fèi)信貸領(lǐng)域，加快個(gè)人信用體系的建設(shè)。13 / 13
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