計(jì)量期末論文上海市城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出相關(guān)因素的實(shí)證分析(編輯修改稿)
2025-07-10 15:21 本頁面
【文章內(nèi)容簡介】 存在多重共線性，且各解釋變量前得系數(shù)均符合經(jīng)濟(jì)意義，模型擬合度上升，各變量t檢驗(yàn)值上升。在其他因素保持不變的情況下，人均可支配收入每增加1元，價(jià)格指數(shù)每上升1%，則最終消費(fèi)支出總額。（1）對(duì)參數(shù)進(jìn)行鄒氏檢驗(yàn)考慮到19802010年時(shí)間跨度較大，居民的消費(fèi)觀念以及商品種類、價(jià)格均發(fā)生了較大的改變，因此有必要對(duì)模型進(jìn)行參數(shù)的穩(wěn)定性檢驗(yàn)。將數(shù)據(jù)分為19801994年和19962010年兩組分別進(jìn)行普通最小二乘回歸結(jié)果如下：19801994年：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/14/11 Time: 23:23Sample: 1980 1994Included observations: 15VariableCoefficientStd. ErrortStatisticProb.CX1X2RsquaredMean dependent varAdjusted Rsquared. dependent var. of regressionAkaike info criterionSum squared residSchwarz criterionLog likelihoodFstatisticDurbinWatson statProb(Fstatistic)記此時(shí)的殘差平方和為RSS1=19962010年：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/08/11 Time: 23:05Sample: 1996 2010Included observations: 15VariableCoefficientStd. ErrortStatisticProb.CX1X2RsquaredMean dependent varAdjusted Rsquared. dependent var. of regressionAkaike info criterionSum squared residSchwarz criterionLog likelihoodFstatisticDurbinWatson statProb(Fstatistic)記此時(shí)的殘差平方和為RSS2=結(jié)合首次回歸的結(jié)果中殘差平方和RSSR=1138732，根據(jù)鄒氏參數(shù)穩(wěn)定性檢驗(yàn)的方法構(gòu)造F統(tǒng)計(jì)量： F統(tǒng)計(jì)量超出了5%顯著性水平下的臨界值，拒絕參數(shù)穩(wěn)定的前提假設(shè)條件，因此未通過鄒氏參數(shù)結(jié)構(gòu)穩(wěn)定性檢驗(yàn)，此數(shù)據(jù)存在結(jié)構(gòu)性差異。（2）對(duì)參數(shù)存在結(jié)構(gòu)性變化進(jìn)行修正由于未通過鄒氏檢驗(yàn)，參數(shù)存在結(jié)構(gòu)性差異，故此引入虛擬變量D1，在截距項(xiàng)和斜率項(xiàng)分別影響模型。說明在19801994年與19962010兩個(gè)時(shí)間段內(nèi)，居民的消費(fèi)觀念與結(jié)構(gòu)發(fā)生了改變，因此以1995年作為臨界年份，修改后的模型為：其中D1=0（1995年以前） D1=1（1995年以后）對(duì)上述模型作普通最小二乘回歸結(jié)果如下：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/08/11 Time: 23:14Sample: 1980 2010Included observations: 31VariableCoefficientStd. ErrortStatisticProb.CD1X1X2D1*X1D1*X2RsquaredMean dependent varAdjusted Rsquared. dependent var. of regressionAkaike info criterionSum squared residSchwarz criterionLog likelihoodFstatisticDurbinWatson statProb(Fstatistic)Y = *D1 + *X1 *X2 + *D1*X1 + *D1*X2模型的擬合度上升，且其中D1與D1*X2兩個(gè)解釋變量的t檢驗(yàn)值大于5%顯著性水平下自由度為25的臨界值，說明這兩個(gè)變量具有較強(qiáng)的解釋能力，因此保留D1與D1*X2，剔除D1*X1。則模型修正為：再次對(duì)上述模型作普通最小二乘回歸結(jié)果如下：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/09/11 Time: 11:35Sample: 1980 2010Included observations: 31VariableCoefficientStd. ErrortStatisticProb.CD1X1X2X2*D1RsquaredMean dependent varAdjusted Rsquared. dependent var. of regressionAkaike info criterionSum squared residSchwarz criterionLog likelihoodFstatisticDurbinWatson statProb(Fstatistic)Y = *D1 + *X1 *X2 + *X2*D1此時(shí)模型的擬合度再次提高，同時(shí)各變量的t檢驗(yàn)值均通過了顯著性檢驗(yàn)，模型F值上升，表明整個(gè)模型的解釋能力增強(qiáng)，顯著性增強(qiáng)。并且通過引入虛擬變量D1修正了參數(shù)的結(jié)構(gòu)性差異。（1）異方差檢驗(yàn)首先利用EVIEWS做出殘差平方項(xiàng)與XX2的散點(diǎn)圖圖5所示： 圖4 與X1的散點(diǎn)圖圖5 與X2的散點(diǎn)圖再利用EVIEWS進(jìn)行懷特檢驗(yàn)，結(jié)果如下：①有交叉項(xiàng)：White Hetero
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