1、計量經濟學實踐報告（小論文）影響人均豬肉消費量的計量分析小組成員： 班級：國際經濟與貿易指導老師：日期：2012年5月10-25日摘要：本文旨在根據我國19982008人均豬肉消費量相關數據，分析出影響其的部分因素。首先基于對豬肉消費的一些調查以及對影響我國人均豬肉消費量的因素分析，同時綜合了相關的市場細分和消費分析理論，選取了城鎮居民人均可支配收入等四個解釋變量建立了理論模型。在收集了相關的數據基礎上，利用eviews軟件對計量模型進行了參數估計和檢驗。最后，我們對所得的結果作了經濟意義的分析，并提出一些相應政策建議。關鍵詞：人均豬肉消費量；多重共線性；異方差；自相關一、 問題的提出豬肉是我

2、國重要的畜產品之一，也是我國城鄉居民動物性蛋白的主要來源之一。在我國城鄉居民中豬肉食品占肉類食品總量的60%以上，是不可缺少的副食品。市場上豬肉的多少，價格的高低，直接影響到老百姓的生活，社會的穩定。在市場經濟條件下，豬肉價格有各自的供需均衡決定，本文目的在于研究豬肉需求的影響因素。二、 經濟理論陳述需求函數是以商品的需求量作為被解釋變量，用影響需求量的因素，如收入、價格等作為解釋變量的計量經濟學模型。中國豬肉需求函數即選擇收入和價格作為解釋變量，同時考慮到，豬肉需求主要包括國內需求和國外需求，影響豬肉需求的因素主要是可替代品的產量。因此，筆者將上述對豬肉影響因素作為解釋變量。收入選擇的是城鎮

3、居民家庭每年人均可支配收入。價格選擇的是豬肉生產價格指數即豬肉收購價格指數。模型中的被解釋變量為國內人均豬肉消費量（y）。根據其影響因素的大小和資料的可用性以及查閱的相關文獻，本文選擇以下指標作為模型的解釋變量：城鎮居民家庭人均可支配收入指數（x1）、豬肉收購價格指數（x2）、豬肉替代品牛羊肉人均產量（x3）、生豬出口量（x4）。參照單方程線性需求的表達式，國內豬肉需求函數模型的形式確定為：y=0+1x1+2x2+3x3+4x4+其中： y代表國內人均豬肉消費量（千克）；x1代表城鎮居民家庭人均可支配收入指數；x2代表豬肉收購價格指數；x3代表豬肉替代品牛羊肉人均產量（千克）；x4代表生豬出口

4、量（萬頭）；為隨機誤差項，描述變量外的因素對模型的干擾；三、 相關數據收集根據我們對影響我國人均豬肉消費量的因素分析，以及解決我們提出的問題的需要，初步選取了以下四個解釋變量：城鎮居民家庭人均可支配收入指數、豬肉生產價格指數、豬肉替代品人均產量、出口。鑒于我國豬肉消費的階段性和我們分析的即時性，收集了19982008年最近十一年的統計數據。整理得到所需數據：四、 計量經濟模型的建立我們建立了下述的一般模型：其中 1998-2008年各年人均豬肉消費量待定參數 （i=1,2,3,4,5,6,7）城鎮居民家庭人均可支配收入指數豬肉生產價格指數豬肉替代品人均產量出口/萬頭隨即擾動項五、 模型的求解和

5、檢驗ols回歸利用eviews軟件，采用以上數據對該模型進行ols回歸，結果如下：dependent variable: ymethod: least squaresdate: 05/14/11 time: 15:00sample: 1998 2008included observations: 11variablecoefficientstd. errort-statisticprob.c22.129768.4997352.6035820.0405x10.0003180.0001911.6689460.1462x2-0.0624030.012448-5.0131680.0024x31.843

6、6741.0141031.8180350.1189x40.0104540.0224430.4657970.6578r-squared0.932230mean dependent var32.71818adjusted r-squared0.887050s.d. dependent var1.466164s.e. of regression0.492749akaike info criterion1.725321sum squared resid1.456809schwarz criterion1.906182log likelihood-4.489265f-statistic20.63369d

7、urbin-watson stat2.015877prob(f-statistic)0.001182得出：y=22.12976+0.000318x1-0.062403x2+1.843674x3+0.010454x4jb檢驗得出：p值較大，說明殘差基本服從正態分布。kb檢驗dependent variable: resid2method: least squaresdate: 05/14/11 time: 17:31sample: 1998 2008included observations: 11variablecoefficientstd. errort-statisticprob.c0.3

8、632040.5383690.6746360.5169y2-0.0002150.000500-0.4302330.6771r-squared0.020152mean dependent var0.132437adjusted r-squared-0.088720s.d. dependent var0.147161s.e. of regression0.153550akaike info criterion-0.746618sum squared resid0.212198schwarz criterion-0.674273log likelihood6.106398f-statistic0.1

9、85101durbin-watson stat2.221731prob(f-statistic)0.677144得出：t的絕對值遠小于2，說明1極有可能為0，不存在異方差。懷特檢驗white heteroskedasticity test:f-statistic4.111636probability0.210302obs*r-squared10.36950probability0.240043test equation:dependent variable: resid2method: least squaresdate: 05/14/11 time: 15:01sample: 1998 20

10、08included observations: 11variablecoefficientstd. errort-statisticprob.c63.1263217.788423.5487320.0710x10.0006090.0002672.2804820.1501x12-3.05e-089.16e-09-3.3257800.0797x20.1037570.0579561.7902650.2153x22-0.0004380.000261-1.6796660.2350x3-25.272447.796109-3.2416730.0834x321.8825160.5970053.1532680.

11、0876x40.1405430.1410520.9963880.4240x42-0.0003910.000360-1.0860320.3909r-squared0.942682mean dependent var0.132437adjusted r-squared0.713410s.d. dependent var0.147161s.e. of regression0.078781akaike info criterion-2.312674sum squared resid0.012413schwarz criterion-1.987123log likelihood21.71971f-sta

12、tistic4.111636durbin-watson stat3.331322prob(f-statistic)0.210302p值大于百分之五，不存在異方差。lm檢驗breusch-godfrey serial correlation lm test:f-statistic0.157585probability0.707768obs*r-squared0.336094probability0.562092test equation:dependent variable: residmethod: least squaresdate: 05/14/11 time: 15:09presampl

13、e missing value lagged residuals set to zero.variablecoefficientstd. errort-statisticprob.c-0.6106959.295826-0.0656960.9502x1-3.04e-050.000220-0.1385620.8952x2-0.0020650.014399-0.1434270.8916x30.1745761.1788890.1480860.8881x4-0.0002940.024218-0.0121400.9908resid(-1)-0.2227900.561226-0.3969700.7078r-

14、squared0.030554mean dependent var5.72e-15adjusted r-squared-0.938892s.d. dependent var0.381682s.e. of regression0.531469akaike info criterion1.876108sum squared resid1.412297schwarz criterion2.093142log likelihood-4.318597f-statistic0.031517durbin-watson stat1.799949prob(f-statistic)0.999142多重共線對y分別

15、關于x1，x2，x3，x4作最小二乘回歸，得（1）y=29.6061+0.000336x1（33.24089）（3.700729）r2=0.603444 =0.559382 dw=2.052172 f=13.69539（2）y=30.86865+0.017639x2(11.60181) (0.705464)r2=0.052400 =-0.052889 dw=1.324922 f=0.497680(3) y=20.32760+1.869635x3 (6.642933) (4.065815)r2=0.647485 =0.608317 dw=2.605745 f=16.53085(4)y=43.90

16、744-0.059540x4(12.38814) (-3.169933)r2=0.527521 =0.475024 dw=2.106679 f=10.04847其括號里的是t值。根據經濟理論分析和回歸結果，易知豬肉替代品人均產量x3是最重要的解釋變量，所以選取第三個回歸方程為基本回歸方程。（1）加入x1，對y關于x1，x3作最小二乘回歸，得y=20.34679+7.65e-07x1+1.865670x3（2.186783）（0.002201）（0.999745）r2=0.647486 =0.55937 dw=2.604873 f=7.347053可以看出，加入x1后，擬合優度r2和均有所增加，

17、參數估計值的符號也正確，并且沒有影響x3系數的顯著性，所以在模型中保留x1。（2）加入x2，對y關于x1，x2，x3作最小二乘回歸，得y=25.39154+0.000298x1-0.062187x2+1.673006x3（ 5.592637 ） （1.702961） （-5.304779） （1.877374）r2=0.929779 =0.899685 dw=2.002185 f=30.89526可以看出，加入x2后，擬合優度r2和均有所增加，參數估計值的符號也正確，并且沒有影響x3系數的顯著性，所以在模型中保留x2。（3）加入x4,對y關于x1，x2，x3，x4作最小二乘回歸，得y=22.1

18、2976+0.000318x1-0.062403x2+1.843674x3+0.010454x4(2.603582) (1.668946) (-5.013168) (1.818035) (0.465797)r2=0.932230 =0.887050 dw=2.015877 f=20.63369可以看出，加入x4后，擬合優度r2增加不顯著，有所減小。并且x1，x2，x4的系數均不顯著，說明存在嚴重的多重共線性。模型中應略去x4。綜上所述，得到y關于x1，x2，x3的回歸方程，y=25.39154+0.000298x1-0.062187x2+1.673006x3（ 5.592637 ） （1.702961） （-5.304779） （1.877374）r2=0.929779 =0.899685 dw=2.002185 f=30.89526該模型中系數均顯著且符號正確，雖然解釋變量之間仍存在高度線性關系，但多重共線性并沒有造成不利后果，所以該模型是較好的人均豬肉消費量方程。六