计量大作业国民收入的影响因素的分析Word文档格式.docx

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其中内生变量有Yt，Ct，It；

外生变量有Gt，Xt，Mt；

先决变量有Gt，Xt，Mt，Yt+1，It-1。

移项得：

-Ct-It+Yt-Gt-Xt+Mt=0（4）

-a0+Ct-a1Yt-a2Yt+1-a3It-1=U1t（5）

-b0+It-b1Yt=U2t（6）

从参数的矩阵表达式出发，即BY+RX=N，得:

-1-11Ct0-1-1100Gt0（7）

10-a1It+-a0000-a2-a3Xt=U1t（8）

01-b1Yt-b000000MtU2t（9）

内生变量数量G=3，先决变量数量K=7

对于第一个方程，Yt=Ct+It+Gt+（Xt-Mt），可知该方程为恒等式，因此不存在识别。

对于第二个方程，可得矩阵（BoRo）1=-1-1-11

1000，

R（BoRo）2=2，G2=2，K2=3

因为R（BoRo）2=2=G-1=2，所以该方程可识别，又因为K–K2=4>

G2-1=1，所以该方程为过度识别。

对于第三个方程，可得矩阵（BoRo）2=-1-1-1100

1000-a2-a3，

R（BoRo）3=2，G3=2，K3=1，因为R（BoRo）3=2=G-1=2，所以该方程可识别，又因为K–K3=6>

G3-1=1，所以该方程为过度识别。

综上所述，此联立的方程模型为可识别。

二、样本数据的搜集

为了能让我们更好地分析模型，为此我组同学搜集了1978～2009年间的上述变量的数据如下表：

表1国民收入模型数据表

年份

收入Y

消费C

投资I

政府购买G

进口M

出口X

1978

3645.2

2239.1

274.1

1132

50

28

1979

4062.6

2633.7

282.9

1146

154

121

1980

4545.6

3007.9

378.7

1159

201

192

1981

4889.5

3361.5

353

1175

231

209

1982

5330.5

3714.8

403.7

1212

234

183

1983

5985.6

4126.4

493.2

1366

233

203

1984

7243.8

4846.3

755.5

1642

274

260

1985

9040.7

5986.3

1050.4

2004

287

400

1986

10274.4

6821.8

1330.6

2122

324

407

1987

12050.6

7804.6

2047

2199

414

410

1988

15036.8

9839.5

2840.3

2357

498

525

1989

17000.9

11164.2

3172.7

2664

551

561

1990

18718.3

12090.5

3690.8

2937

651

506

1991

21826.2

14091.9

4585.3

3149

754

605

1992

26937.3

17203.3

6251

3483

891

765

1993

35260

21899.9

9012.1

4348

962

987

1994

48108.5

29242.2

13648.3

5218

1269

1097

1995

59810.5

36748.2

16820.3

6242

1560

1242

1996

70142.5

43919.5

18816

7407

1584

1318

1997

78060.8

48140.6

21269.2

8651

1917

1351

1998

83024.3

51588.2

21561.1

9875

1933

1336

1999

88479.2

55636.9

21398.3

11444

2051

1578

2000

98000.5

61516

23089.5

13395

2623

2133

2001

108068.2

66878.3

24803.9

16386

2801

2320

2002

119095.7

71691.2

28501.5

18903

3426

2812

2003

135174

77449.5

36009.5

21715

4612

3932

159586.7

87032.9

46198.8

26355

5614

5934

2005

185808.6

96918.3

57241.3

31649

6601

7620

2006

217522.7

107356.9

70792.8

39373

7920

9690

2007

267763.7

145826.6

70633.1

51304

9150

11850

2008

316228.8

157184.9

76505.9

82538

11331

14285

2009

343464.7

180017.6

68691.1

94756

10056

12017

三、模型的检验

（一）、方程2：

Ct=a（0）+a1Yt+a2Yt+1+a3It-1+U1t

对该模型回归得：

在a=0.05条件下，前期投资收入I-1与后期收入提前消费Y1的统计检验不显著（t=2.04227），因此可以判断该模型有问题。

而对于此问题产生的原因有很多，可能是因为模型中存在着异方差，或是在构建模型的过程中因为人为的因素而忽略了一些变量的引入，产生了序列相关，亦或是因为变量本身存在模糊的界定，变量无意间地引入导致了多重共线性的存在，当然相关的其他因素可能还包括虚拟变量等。

为此，我们必须对模型进行逐个排解。

1.异方差检验：

戈德菲尔德—匡特检验

步骤一：

对样本按照自变量“Y”的大小进行排序

步骤二：

对前15个样本和后15个样本分别作回归：

由此可得：

SSR1=73494.95，Df1=10

由此又可得：

SSR2=1.86*10^8，Df2=10

F=（SSR2/Df2）/（SSR1/Df1）=2530.786，对于a=0.05，Fo.o5（10，10）=2.98

显然F>

Fo.o5（10，10）,所以拒绝同方差，认为存在异方差。

2.序列相关检验：

DW检验

对消除异方差后的模型进行回归，即LOG（Ct）=c0+c1LOG（Yt）+c3LOG（It-1）+g1t

当显著性水平a=0.05，n=30.，k=3时，查表得Dl=1.28，Du=1.57，而上图中DW=0.73，因此可判定为存在一阶正自相关。

3.多重共线性检验：

相关系数矩阵检验

B1与E1的相关系数高达0.985351，所以B1与E1存在多重共线性。

虚拟变量。

经异方差，序列相关以及多重共线性处理后，得出在影响消费C的因素中，最主要的是收入Y。

在方程

（2）的基础上，根据上述的初步定量检验，可构建新模型为

A1=d0+d1B1+W1t。

在现实的生活，除了上述的定量因素外，影响消费的还有定性的因素，如社会是否就业。

因此我们可以引入虚拟变量D1:

D1=1充分就业

0未充分就业

从而收入用于消费的模型可设定为

A1=d0+d1B1+m*D1t+V1t，其中A1=A-0.635A（-1），B1=B-0.635B（-1），A=LOG（C），B=LOG（Y）。

（二）方程3：

It=b0+b1Y+b2Yt+1+U2t

1.用OLS法对模型回归：

2.多重共线性检验：

由图看到,Y,Yt+1的相关系数均小于0.8,所以我们判断方程变量之间不存在多重共线性.

3.异方差检验:

戈德菲尔德—匡特检验

对样本按照自变量“Y”的大小进行排序：

残差平方和SSR1=336001,df1=9

残差平方和SSR2=1.14*1010+8,df2=9

最后,计算得F=（SSR2/df2）/（SSR1/df1）=33928.4705,对于a=0.05,F0.05（9.9）=3.18

F0.05（9.9）,所以,拒绝同方差假设,认为存在异方差.

4.序列相关性检验:

DW=1.986,当显著性水平α=0.05,n=32,k=3时,查表得:

dl=1.31,du=1.57.因为du=1.57＜DW=1.986＜4-du=2.43,所以模型不存在自相关.

虚拟变量：

同样地，经异方差和序列相关处理后，得出在影响投资的因素中，最主要的还是收入Y。

在方程（3）的基础上，根据上述的检验，可确立新模型为：

It=e0+e1Yt+U2t。

在现实的生活，除了上述的定量因素外，影响投资的还有定性的因素，如国家政策的出台是否有利于企业投资。

因此我们可以引入虚拟变量D2:

D2=1有利于投资

0不利于投资

It=e0+e1Yt+n*D2t+V2t

（三）联立方程模型回归

通过从定性与定量，从全方面对两个方程进行模型分析，得最终联立模型方程：

Yt=Ct+It+Gt+（Xt-Mt）

A1=d0+d1B1+m*D1t+V1t

其中A1=A-0.635A（-1），B1=B-0.635B（-1），A=LOG（C），B=LOG（Y），

D1=1充分就业D1=1有利于投资

0未充分就业，0不利于投资

用gdp表示收入Y，inv表示投资I，cons表示消费C。

回归后模型为:

备注：

通过各类检验及变换，虽然模型在形式上有了新的变化，但在模型方程的本质上并无区别，分别还是表达了定量因素的收入与定性因素的政策对消费及投资的影响，此外，就联立方程模型的估计的过程中，所运用的2SLS估计法能做到上述的问题检验与消除，因此在联立方程模型的回归中可通过直接输入来建立等式关系，但在方程的输出过程中，为方便模型对经济的解释，将用输入的形式来表示方程。

方程一：

Ct=20425.61+0.4458Yt–16173.34D1tD1=1充分就业

t3.0615.55-2.5290未充分就业

R=0.989_R=0.988

模型解释：

1）常数项的值表明人们的基础消费是20425.61，且当其他条件不变的前提下，收入每增加1个单位，用于消费的支出将增加0.4458个单位。

2）该模型的拟合优度及校正的拟合优度值较大，表明该模型的自变量对应变量的解释能力较强，且无需再增加其它变量。

3）该模型的常数项与自变量收入及虚拟变量的t值的绝对值均大于临界状态的t值，表明该常数项、收入及是就业与否对消费额的大小均显著。

方程二：

It=-2193.11+0.2285*Yt+7031.563*D2tD2=1有利于投资

t-1.2714.811.930不利于投资

R=0.956_R=0.953

1）常数项的值为-2193.11，可以理解为人们在没有收入来源的时候，会将先前投资的部分这换成货币来购买生活必需品，至于其对应的t值不显著，可认为此类事件所发生的几率很小。

2）从模型的拟合优度及校正的拟合优度值来看，两者值已较大，且相差不大，则表明该模型的自变量对应变量的解释能力较强，无需再引入新的变量。

3）模型自变量收入的t值远大于临界状态的t值，表明收入显著性成立，即在其他条件不变时，收入每增加1个单位，用于投资支出的有0.2285个单位

4）将虚拟变量的t值与显著性的临界t值相较，虚拟变量的t值虽小于临界t值，但两者的差距不大，表明该虚拟变量的存在，即政策对投资的偏向，着实对投资起了一定的作用。

四、模型预测及对增加我国国民收入的建议

根据对2010年我国全年的收入预测，估计年收入为369450.095亿元，可对2010年的消费及投资的预测分别为185126.462亿元与89257.8亿元。

1.走新型工业化道路。

新型工业化道路是在新的历史条件下体现时代特点、符合我国国情的工业化道路。

其主要特征是以信息化带动工业化。

2.第三产业已成为21世纪的新兴产业，鉴于我国第三产业发展的现状和面临的挑战及机遇，今后相当长一段时间，把大力发展第三产业作为我国经济发展的重大战略。

从国际比较来看，我国第三产业发展还存在一是起点低，二是发展相对较慢的特点。

3.在国际服务贸易中，运输和旅游服务占很大比重。

近年来，随着科技的进步，特别是信息技术的发展，技术、知识和资本密集型的服务增长很快，尤其在电信、金融和保险等领域。

尽管在这些科技含量高的服务项目上，我国与发达国家相比还有很大差距，但我国服务贸易仍有自己独有的优势。

人口众多、劳动力低廉，有利于提高我国在对外承包工程和劳务合作方面的竞争力。

五、模型分析的总结

基于上述的回归分析，基本上符合我们前面的理论分析，即收入对于投资，消费分别有着巨大的影响，但就模型结果表明而言，收入对于消费的影响更为显著。

正如宏观经济学所述，促进经济发展的三架马车为：

投资，消费与出口。

改革开放30年以来，我国的经济持续快速增长，其实质是因为人们的收入水平得到了大幅提高，从而促进国内的消费的增长，继而反作用经济，使其步入持续，健康，稳定的良性循环。

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]赵卫亚.计量经济学[M].上海：

上海财经大学出版社，2003年.

[3]李子奈.计量经济学.北京：

高等教育出版社.2010年

[4]《中国统计年鉴》2009年。

　国经N091、N０９２

组长：

吴倩萍　200945669411　国经０９１

　　　　　　　　　　　成员：

陈夏萍　200945669409国经０９１

陆春梅200945669425国经０９１

斯晓俊200945669421国经０９１

徐梦梦200945209306国经０９１

许奇200945849204国经０９１

康丽200945669426国经０９１

臧丽君200945669127国经０９１

董云凯200945669431国经０９１

金磊200945669337国经０９１

廖吕松200945669445国经０９２

　　　　　　　　　　　　　　　　　　２０１１年１２月０９日