1、本科生課程論文成績(jī)?cè)u(píng)定表教 師 填 寫(xiě)20 13 20 14 學(xué)年第_2_學(xué)期課程名稱(chēng)金融計(jì)量學(xué)課程類(lèi)別： 必修V 選修要求提交論文的日期 2014 年_6_ 月2_日考試方式：課程論文學(xué) 生 填 寫(xiě)學(xué)院_專(zhuān)業(yè)_級(jí)姓名學(xué)號(hào) 內(nèi)招，外招論文題目影響居民消費(fèi)的因素分析任 課 教 師 意 見(jiàn)論文評(píng)語(yǔ)：評(píng)定分?jǐn)?shù)： 簽章：年 月日參考評(píng)價(jià)指標(biāo)：1 .選題是否結(jié)合實(shí)際，是否后創(chuàng)新性；2 .立論是否鮮明，觀點(diǎn)是否正確，是否反映培養(yǎng)的目標(biāo)要求；3 .文獻(xiàn)收集的廣泛程度，是否了解本課題的研究狀況及最新的進(jìn)展 情況；4 .是否較系統(tǒng)地掌握了本課程的基礎(chǔ)知識(shí)和專(zhuān)業(yè)知識(shí)，是否理論聯(lián) 系實(shí)際；5 .是否結(jié)構(gòu)合理、層次分

2、明，文字和圖表是否規(guī)范，學(xué)風(fēng)是否嚴(yán)謹(jǐn)。一、摘要二、回歸模型的選擇三、模型檢驗(yàn)(1) T檢驗(yàn)(2) F檢驗(yàn)四、多重共線性檢驗(yàn)與修正五、序列相關(guān)性檢驗(yàn)六、異方差檢驗(yàn)七、模型分析一、摘要?jiǎng)P恩斯認(rèn)為，短期影響個(gè)人消費(fèi)的主觀因素比較穩(wěn)定，消費(fèi)者的消費(fèi)主要取決于收入的多少。但是大家都知道，收入的變動(dòng)并非影響消費(fèi)的全部原因。尤其在短期內(nèi)，有時(shí)邊際消費(fèi)傾向可以為負(fù)數(shù)，即收入增加時(shí)消費(fèi)反而減少，收入減少時(shí)消費(fèi)反而增加；有時(shí)邊際消費(fèi)傾向會(huì)大于1，即消費(fèi)增加額大于收入增加額。這些現(xiàn)象告訴我們，在日常生活中，除了收入，還有其他一些因素會(huì)影響消費(fèi)行為。本文利用1993年 2012的二十年數(shù)據(jù)，選取了居民可支配收入、CP

3、I、稅率、GDP四個(gè)因素分析對(duì)居民消費(fèi)的影響，旨在說(shuō)明其中的相互關(guān)系，為國(guó)家政策的制定與實(shí)施提供參考意見(jiàn)。關(guān)鍵詞 ： 消費(fèi)水平居民可支配收入CPI 稅率 GDP表 1： 1993年 2012的三十年數(shù)據(jù)£ECLEP1年憐居民消甑坪3周吳家庭可交配臉人仃1)CPI (±ip=LDD ”二»稅收(必)i；DF '21算1組22409. 21CG. 42990.17217sL 51S32mo2610.fi10C . 43290.9126921 4S419331393114. 742S5.333333. 92日1S9418334717.2124.1512B. 33

4、46197. 96IeL&352355ssao.r117 16033.0480T93. 73pF1&362"89£76510. S6909. S271176. 53la15373002T250. 4102.08234.04T8973. 03g但E31597587. L99. 2奧EL HH4402. 2B二)*沿33-t6901 5298.610662. 56896?7. 0611ZOOO36 3Z8533, 41g 412561. 5199314, 50122m38879226100.715301.38109G55,213203241 4 +10178,

5、4犯217636, 4512D332.7u2053共T511094,4101.220C17. 31135S22. m1 T加奧而3210(3, 9241681碗幅3162005550613747.9101.8287716417初6回9L534& 5101.53紀(jì)33521631L 4132037731CJ17926. 2104. S45E21. 91265SLD. 319200B6430203虱、3B106.954223. 79314045. 42 Ci2009928322327.B299. 359E21.59340906. 9212010105囂2502S.410S. c73210.

6、794015L2- 3二、回歸模型的選擇1 .我們建立多元回歸模型y= 1+ 2X1+ 3X2+ 4X+ 5X4，將居民消費(fèi)水平作為被解 釋變量y,居民家庭可支配收入作為解釋變量X1, CPI作為解釋變量X2,稅收作為解釋變 量X3, GD眸為解釋變量X4。運(yùn)行統(tǒng)計(jì)分析軟件Eviews,將表1中相應(yīng)變量數(shù)據(jù)輸入界面，進(jìn)行回歸分析所得結(jié)果 如表2:根據(jù)表2,可以得出模型Y=774.45+0.29Xi-6.57X 2-0.03X 3+0.01X4(2.22) (4.61) (-2.29) (-1.62) (1.87)R2 =0.999509 D.W=0.74 F=7640 T=202.建立對(duì)數(shù)回歸

7、模型 lny = b1 + b2lnX1 + b3lnX2 + b4lnX3 + b5lnX4,如表 3 所示 根據(jù)表3,可以得出模型Lny=-0.274013+0.70lnx 1-0.30lnx 2-0.15lnx 3+0.42lnx 4(-0.99) (3.91) (-4.34) (-3.53) (2.27)R2 =0.999715 D.W=1.16 F=13155.71 T=20通過(guò)比較R,決定選擇對(duì)數(shù)模型，因?yàn)檫@個(gè)模型對(duì)樣本的擬合得更好三、模型檢驗(yàn)與修正對(duì)對(duì)數(shù)模型進(jìn)行檢驗(yàn)(1) T檢驗(yàn)分別針對(duì)H0： i=0 (i=2,3,4,5 ),給定顯著性水平=0.2,查t分布表得自由度為T(mén)-k-

8、1=15臨界值 I (T-k-1 ) =1.753。由表3中數(shù)據(jù)可得，2、 3、 4、 5與對(duì)t應(yīng)的t統(tǒng)計(jì)量分別為3.91、-4.34、-3.53、2.27 ,其絕對(duì)值均大于 (n-k) =1.735,這說(shuō)明分別都應(yīng)當(dāng)拒絕Ho: i=0 (i=2,3,4,5 )，也就是說(shuō)，當(dāng)在其它解釋變量不變的情況下，解釋變量“居民家庭可支配收入”(X>“CPI"( X2)、“稅收”(X3)、“GDP(X4)分別對(duì)被解釋變量“居民消費(fèi)水平”Y都有顯著的影響。(2) F檢驗(yàn)給定顯著性水平 =0.05,在F分布表中查出自由度為k-1=3和n-k=16的臨界值F (3,16)=3.24 ,由表 3

9、中得到 F=13155.71,由于 F=13155.71>F (3,16)=3.24,說(shuō)明回歸方程顯著，即“居民家庭可支配收入”、“CPI”、“稅收”、“GDP等變量聯(lián)合起來(lái)確實(shí)對(duì)“居民消費(fèi)水平”有顯著影響。四、多重共線性檢驗(yàn)與修正(1)相關(guān)系數(shù)法由于模型涉及到的參數(shù)較多考慮進(jìn)行一次多重共線性檢驗(yàn)，建立相關(guān)系數(shù)矩陣如下表所示。表4:相關(guān)系數(shù)矩陣表由表4可看出個(gè)解釋變量之間的相關(guān)系數(shù)較高，尤其是lnx 3、lnx4,推測(cè)可能存在多重共線性。(2)逐步回歸法運(yùn)用OLS方法分別求對(duì)各解釋變量進(jìn)行一元回歸，再結(jié)合表 5的逐步回歸結(jié)果選出最好的模型如表5所示表5:逐步回歸結(jié)果表clnx1lnx2l

10、nx3lnx4D - W欣-1.111.020.9991770.74t-17.64147.80lnx1,ln&-0.241.02-0.180.9993760.85t-0.62147.892.33lnx1,lnx3-1.311.10-0.050.9993521.02t-12.1730.42-2.14lnx1,lnx4-1.061.29-0.220.9993321.21t-16.479.56-1.99lnx1,lnx21nx3-0.321.11-0.20-0.060.9996171.46t-1.0438.52-3.33-3.17lnx1,lnx3,lnx4-0.311.24-0.15-0.

11、180.9994781.32t-0.859.85-2.12-1.76表6:修正后的模型五、序列相關(guān)性檢驗(yàn)(1) D W$ 驗(yàn)當(dāng) k=3、n=20 時(shí)，查表得 dl =1.10, du =1.54, D W=1.20,顯然 dl<D W du ,屬 于不能確定的范圍。LM檢驗(yàn)由于D- W僉驗(yàn)不能確定是否存在自相關(guān)，故運(yùn)用LM檢驗(yàn)結(jié)果如下表所示：表7: LM檢驗(yàn)結(jié)果表由上表看一看出LM=3.649956,小于顯著性水平為5%自由度為2的2分布的臨界值0.05 (2) =5.99,表明模型的干擾項(xiàng)已不存在自相關(guān)性。六、異方差檢驗(yàn)用white方法檢驗(yàn)異方差表8: white方法檢驗(yàn)結(jié)果表檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)

12、量值為6.149806,查詢(xún)20.05 (3) =7.81,因止匕6.149806<7.81 ,因而接受原假設(shè)，模型不存在異方差。由上述結(jié)果得到的回歸方程為lny=-0.321443+1.11lnx i-0.20lnx 2-0.06lnx 34(-1.04) (38.52) (-3.32) (-3.17)R2 =0.999617 D.W=1.455 F=13915.03 T=20七、模型分析通過(guò)以上計(jì)量回歸分析我們可以得出這樣的結(jié)論：居民消費(fèi)水平與居民可支配收入、CPI、稅率存在緊密聯(lián)系。正如凱恩斯所認(rèn)為的那樣，消費(fèi)存在一條基本的心理規(guī)律：隨著收入的增加，消費(fèi)也會(huì)增加，但是消費(fèi)的增加不及收入增加的多，居民可支配收入提高，有利于拉動(dòng)消費(fèi)的增長(zhǎng)。CPI的提高意味著物價(jià)水平