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-資料下載頁(yè)
2025-06-04 15:21本頁(yè)面
【正文】 X2X2^2X2*(D1*X2)RsquaredMean dependent varAdjusted Rsquared. dependent var. of regressionAkaike info criterionSum squared residSchwarz criterionLog likelihoodFstatisticDurbinWatson statProb(Fstatistic)此時(shí)小于5%，因此不存在異方差。 ②無(wú)交叉項(xiàng)：White Heteroskedasticity Test:FstatisticProbabilityObs*RsquaredProbabilityTest Equation:Dependent Variable: STD_RESID^2Method: Least SquaresDate: 12/11/11 Time: 13:18Sample: 1980 2010Included observations: 31VariableCoefficientStd. ErrortStatisticProb.CD1X1X1^2X2X2^2D1*X2(D1*X2)^2RsquaredMean dependent varAdjusted Rsquared. dependent var. of regressionAkaike info criterionSum squared residSchwarz criterionLog likelihoodFstatisticDurbinWatson statProb(Fstatistic)此時(shí)小于5%，因此不存在異方差。通過(guò)對(duì)模型進(jìn)行加權(quán)最小二乘回歸，修正了異方差，使模型通過(guò)了懷特檢驗(yàn)。并且再次提高了擬合優(yōu)度以及各解釋變量的t檢驗(yàn)值。使整個(gè)模型的解釋能力明顯提高。. 自相關(guān)檢驗(yàn) 首先利用EVIEWS軟件作出殘差序列與時(shí)間以及滯后一期的殘差散點(diǎn)圖，如圖6和圖7所示： 圖6 殘差序列與時(shí)間殘差散點(diǎn)圖圖7 殘差序列與滯后一期的殘差散點(diǎn)圖．檢驗(yàn)和LM檢驗(yàn)①．檢驗(yàn)：，，因此不存在自相關(guān)。②LM檢驗(yàn)：利用EVIEWS軟件對(duì)模型進(jìn)行LM檢驗(yàn)，得到結(jié)果如下：BreuschGodfrey Serial Correlation LM Test:Obs*RsquaredProbabilityTest Equation:Dependent Variable: RESIDMethod: Least SquaresDate: 12/11/11 Time: 13:30Presample missing value lagged residuals set to zero.VariableCoefficientStd. ErrortStatisticProb.CD1X1X2D1*X2RESID(1)RsquaredMean dependent varAdjusted Rsquared. dependent var. of regressionAkaike info criterionSum squared residSchwarz criterionLog likelihoodFstatisticDurbinWatson statProb(Fstatistic)此時(shí)雖稍大于5%，但是滯后一階殘差項(xiàng)前的系數(shù)未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，因此不存在自相關(guān)性。（五）模型修正經(jīng)過(guò)對(duì)原模型進(jìn)行的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)和計(jì)量檢驗(yàn)，現(xiàn)模型修正如下：Y = *D1 + *X1 *X2 + *D1*X2其中D1=0（1995年以前）D1=1（1995年以后）模型的擬合優(yōu)度為100%，且各變量前系數(shù)符合均符合經(jīng)濟(jì)意義，人均可支配收入與最終消費(fèi)支出總額呈正相關(guān)；1995年前商品零售價(jià)格指數(shù)與最終消費(fèi)支出總額呈負(fù)相關(guān)，1995年后呈正相關(guān)。同時(shí)，各變量的t檢驗(yàn)值均通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，模型的F檢驗(yàn)值通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。且已修正了多重共線性、異方差以及自相關(guān)性。三、實(shí)證分析結(jié)論、異方差以及參數(shù)結(jié)構(gòu)不穩(wěn)定的問(wèn)題，同時(shí)提高了模型的精度，并且使得模型整體以及各變量的顯著性提高，擬合度增強(qiáng)?？赡苡捎谛略鋈丝诘南M(fèi)額在整個(gè)消費(fèi)總額中所占的比重較小。同時(shí)常住人口數(shù)與人均可支配收入存在高度線性關(guān)系，故此將其剔除。3. 商品的價(jià)格對(duì)與最終消費(fèi)支出總額的影響是顯著的，由于每年貨幣的購(gòu)買力都有所變化，因此這里以商品零售價(jià)格指數(shù)作為解釋變量。由于引入了虛擬變量D1可以發(fā)現(xiàn)1995年前后價(jià)格與支出的相關(guān)性是相反的，1995年前價(jià)格與支出為負(fù)相關(guān)，1995年后為正相關(guān)，有理由得出居民的消費(fèi)觀念發(fā)生了改變。，這些變量中X1的t檢驗(yàn)值是最高的。根據(jù)凱恩斯的消費(fèi)函數(shù)，收入是決定消費(fèi)的唯一因素在這里得到了驗(yàn)證。居民的收入尤其是可支配收入的提高，能夠最明顯地提升消費(fèi)總額。，因此引入虛擬變量D1以1995年為臨界年份。這說(shuō)明在1995年前后的時(shí)間里，人們的消費(fèi)觀念包括商品的種類價(jià)格等均發(fā)生了明顯的改變。四、政策建議，并且制定出有效的促進(jìn)措施。了解消費(fèi)的動(dòng)態(tài)，掌握不同社會(huì)群體的消費(fèi)特點(diǎn)和規(guī)律，有針對(duì)性地提出調(diào)控建議，有效引導(dǎo)商品生產(chǎn)企業(yè)提供滿足居民消費(fèi)需求的商品和服務(wù)，是其在合理的區(qū)間內(nèi)上下浮動(dòng)，考慮到商品的零售價(jià)格對(duì)于消費(fèi)支出總額的影響非常顯著，做好物價(jià)的穩(wěn)定工作是非常重要的?？梢越M織企業(yè)與廠商對(duì)接，減少流通環(huán)節(jié)，從而減少成本，降低價(jià)格。，首先應(yīng)當(dāng)大力建設(shè)社會(huì)福利事業(yè)，使居民沒(méi)有后顧之憂，降低貨幣的預(yù)防需求，增加用于消費(fèi)的支出。同時(shí)可以在推動(dòng)餐飲、住宿、洗浴等傳統(tǒng)服務(wù)業(yè)升級(jí)的同時(shí)，加快家政、看護(hù)、快遞、保潔等新型生活性服務(wù)業(yè)的發(fā)展。完善汽車、建材家居、新型家電等消費(fèi)熱點(diǎn)產(chǎn)品的流通體系，推動(dòng)信貸消費(fèi)、租賃消費(fèi)和循環(huán)消費(fèi)，促進(jìn)消費(fèi)升級(jí)?！緟⒖嘉墨I(xiàn)】[1]：高等教育出版社，2000.[2]：高等教育出版社，2009[3]，等譯. 北京：中國(guó)統(tǒng)計(jì)出版社，1993.[4]上海統(tǒng)計(jì)局 20
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