计量经济大作业

计量经济学大作业大作业名称：影响我国居民储蓄因素的计量分析选课班级：任课教师：徐晔成绩：评语:__________________________________________________教师签名：批阅日期：目录1.摘要..........................................................22.居民储蓄余额与居民收入、存款利率、居民消费支出之间的关系......22.1样本的数据收集..............................................22.2居民储蓄余额与居民收入、存款利率、居民消费支出之间的总体关系32.3参数估计...................................................62.4模型检验...................................................72.4.1经济意义检验..............................................72.4.2统计检验..................................................72.4.3计量经济检验..............................................83.居民储蓄余额与居民收入、存款利率、居民消费支出的关系实证分析.错误!未定义书签。3.1最终模型.................................13错误!未定义书签。3.2简单预测..................................................134.问题及政策建议..............................................................14参考文献:.....................................................151.摘要改革开放近30年来，随着经济的高速增长，人民生活水平普遍提高，居民的收入水平有了大幅度增长，储蓄存款余额也不断增加。尤其是进入20世纪90年代以来，中国居民储蓄存款余额始终保持在两位数的增长速度。1995年中国城镇居民储蓄存款年余额为29662.3亿元，到2007年末达172534.2亿元，13年间中国城镇居民储蓄存款余额增长了近5.8倍。因此，为了深入分析影响中国城镇居民储蓄存款持续增长的现象，学生运用相用计量经济学的方法，根据经济学的基本理论和中国经济发展的实际情况建立了一个模拟现实经济运行的城镇居民储蓄模型。定量考察了相关因素对储蓄存款余额增长的影响及影响程度，希望能为国家相关部门扩大内需、拉动经济增长一定的政策参考。关键词：居民储蓄；收入水平；储蓄利率；消费支出bstractNearly30years,withtherapiddevelopmentofeconomy,people'slivingstandard,peoplegenerallyimprovedtheincomelevelhasincreasedgreatly,savingsdepositbalanceisincreasing.Especiallyinthe1990's,Chineseresidentsavingsbalanceremainindouble-digitgrowthrate.In1995,theChineseurbanresidentsinsavingsfor29662.3billionyuan,thebalanceinlate2007toreach172534.2billionyuan,13yearsofChineseurbanresidentssavingsdepositbalanceincreasednearly5.8times.Therefore,inordertofurtheranalysisonChineseurbanresidentssavingscontinuedgrowthphenomenon,studentsuseeconometricmethodinuse,accordingtothebasictheoryofeconomicsandtheactualsituationofChina'seconomicdevelopmenthasestablishedarealisticeconomicoperationofthesimulationmodelofurbanresidentsavings.Thequantitativecorrelationfactortoaffectthegrowthofsavingsdepositbalanceandextent,hopingtoexpanddomesticdemand,thenationalrelateddepartmentstostimulateeconomicgrowthofcertainreferencetothepolicy.Keywords:savings,Incomelevel,Savingsrates,Consumerspending.2.居民储蓄余额与居民收入、存款利率、居民消费支出之间的关系2.1样本数据收集为了研究居民储蓄余额与居民收入、存款利率、居民消费支出之间的关系，我们选取了居民收入、存款利率、居民消费支出为解释变量，以居民储蓄余额为被解释变量建立模型。我们知道居民收入的增加和存款利率的提高会使储蓄存款增加，而居民消费支出的增加必然会导致储蓄存款减少，因此，解释变量和被解释变量之间存在相关关系。以下（表一）是从中国统计年鉴和中国人民银行网站收集的数据，同时也是本次实验将用到的数据。表一2.2居民储蓄余额与居民收入、存款利率、居民消费支出之间的总体关系启动Eviews,点击File\NewWorkfile,对话框“WorkfileCreat”，输入相关的年份，点击“OK”,就可以创建一个工作文件，然后用命令：datayx1x2x3输入数据。1.利用PLOT命令绘制趋势图在命令窗口中键入：PLOTY,X1,X2,X3，则可以绘制变量Y的趋势图，如图从图上可知，1995—2007年间，我国储蓄存款余额与居民收入，居民消费支出呈上升趋势。2.利用SCAT命令绘制X、Y的相关图在命令窗口中依次键入：SCATX1Y，SCATX2Y，SCATX3Y。则可以初步观察变量之间的相关程度与相关类型，如图以上三个图表明，居民收入、消费支出与存款余额存在显著相关，而存款利率与存款余额呈不规则变化！2.3参数估计假设初始模型为Y=C+β1X1+β2X2+β3X3+U（U为随机扰动项）用命令：LSYCX1X2X3，即可出现回归结果。如图关于回归结果的拟合程度怎样可通过在“Equation”框中，点击“Resids”，即出现剩余项（Residual）、实际值（Actual）、拟合值（Fitted）的图形。如图根据以上图形的数据，模型估计的结果为：Y=-16872.84029+1.069188669*X1-571.3248455*X2-0.03567445448*X3t=(-1.351240)(1.488865)(-0.691783)(-0.022515)2R0.9872252_R=0.982967F=231.8384D.W.=1.4487162.4模型检验2.4.1经济意义检验模型估计结果说明，在假定其它变量不变的情况下，当居民收入增加1个单位时，银行储蓄存款余额将平均增加1.069188669；在假定其它变量不变的情况下，当利率利率增加1个单位时，银行储蓄存款余额将减少571.3248455；在假定其它变量不变的情况下，居民消费支出增加1个单位，银行储蓄存款余额将减少0.03567445448。这些理论分析都与经验判断存在差距。2.4.2统计检验1.拟合优度：由上图中数据可以得到：2R0.987225，修正的可决系数为2_R=0.982967，这说明模型对样本的拟合很好。2.F检验：针对0:3210H，给定显著性水平0.05，在F分布表中查出自由度为3和13的临界值3.41(3,13)Fα。由上图得到F=231.8384，由于F=231.83843.41(3,13)Fα，应拒绝原假设0:3210H，说明回归方程显著，即“居民收入”、“银行存款利率”、“居民消费支出”等变量联合起来确实对“银行存款余额”有显著影响。3.t检验：分别针对0H：)3,2,1(0jj，给定显著性水平0.05，查t分布表得自由度为13-3-1=9临界值833.1)9(2/t。由上图数据可得，与ˆ1、ˆ2、ˆ3对应的t统计量分别为t1=1.488865,其绝对值小于833.1)9(2/t,t2=-0.691783,其绝对值小于833.1)9(2/t,t3=-0.022515，其绝对值小于833.1)9(2/t，这说明分别应当接受0H：)3,2,1(0jj。也就是说，当在其它解释变量不变的情况下，“居民收入”、“银行储蓄存款利率”“居民消费支出”三个变量联合起来对“银行储蓄存款余额”不产生有显著影响。2.4.3计量经济检验1.多重共线性检验（1）检验多重共线性计算各解释变量的相关系数，选择X1、X2、X3数据，点”view/correlations”得相关系数矩阵如图：或在命令窗口中键入：corX1、X2、X3由相关系数矩阵可以看出：X1与X3高度相关，X2与X1,X3的相关系数偏低，说明一定程度上存在多重共线性。（2）消除多重共线性采用逐步回归法去消除共线性问题，分别作Y对X1、X2、X3的一元回归，结果如图，变量X1X2X3参数估计值1.069974-8898.4762.325815t统计量28.28031-1.95930326.051052R0.9864330.2587040.98405按2R的大小排序为X1,X3,X2以X1为基础，顺次加入其他变量进行逐步回归,寻找最佳回归方程。CX1X2X3R2D.W.Y=f(x1)-21009.541.0699740.9851991.517723t值-5.01356528.28031Y=f(x1,x2)-17107.281.053054-563.78060.9846691.446341t值-2.61617923.87991-0.787258Y=f(x1,x2,x3)-16872.841.069189-571.3248-0.0356740.9829671.448716t值-1.351241.488865-0.691783-0.022515首先加入X3，回归结果如图Y=-23098.77777+0.8823825287*X1+0.409024049*X3t=(-2.740947)(1.362043)(0.290105)2R0.9865462_R0.983855F=366.6361D.W.=1.483527当05.0时，X3参数的t检验值未能通过检验，而且符号的经济意义也不合理，予以剔除。加入X2进行回归，其结果为：Y=-17107.27852+1.053053673*X1-563.7806269*X2t=(-2.616179)(23.87991)(-0.787258)2R0.9872252_R0.984669F=386.3753D.W.=1.446341当05.0时，X2参数的t检验值不能通过检验，而且符号的经济意义不合理，予以剔出。所以当05.0时，只有X1参数的t检验值通过了检验，而且参数符号经济意义合理，通过拉格朗日乘数检验可知P值很大，不存在序列相关。如图，所以该模型有效。如果加入X2和X3,那么模型又回到初始模型。由于初始模型存在序列相关和多重共线，所以应该放弃初始模型。2.异方差检验（怀特检验）（1）建立回归模型：LSY