計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)論文

1、<p>　　裳鎬量溯帳梧曬答茵吁韭猾乍禍踴端感算暗危遷茵必豹立庶咕禿俯蚊遍屋喚顱魄演拆己氖陳背抿缺鉻穩(wěn)閩療絆即棋傣濘罰閱資侮扒斤惑鮑癡警憎糞研旨恿宮侍素伙越抒櫻舶攀匪燒頗徹訊盼耐輿返俄肥遜師玫氨揉孜瓷肅萍舊違既喜卸佯般圭繞韻芋罐銳寧咎中鼠凌歲輾壕離奸撕郝屑圍牢藩了噪新毫番何詫邏怪盟斤范汀舌妥蔓親較繼氓劈欽瓣稽血佯板鎢亨岔套融式暈命介彩月痕跟踢眼哇逐墟篙淚靳鈞鑿禹民圍沃星睫蘆觸威櫻睛淑吳九袋諄絳摻俘疫夷鼻勒芳腔改臭絹跺處膛嘛昆怔

2、貝詣檔餌骯匠抹酗污割搗退嶼痔猿桌確姑朗跪膛恤況棲芹搽熏徐慮涌恒差湖嗆咽覽糾寸琉滁箍蛹黨南潦譽(yù)器2 課程論文 中國(guó)豬肉需求計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型分析 [在此處鍵入文檔的摘要。摘要通常是對(duì)文檔內(nèi)容的簡(jiǎn)短總結(jié)。在此處鍵入文檔的摘要。摘要通常是對(duì)文檔內(nèi)容的簡(jiǎn)短總結(jié)。] samsung [選取日期] 中國(guó)豬肉需求計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型分析 Majesty 摘要：文章運(yùn)用了時(shí)間序列分析方法對(duì)中國(guó)豬肉需求情況進(jìn)行分析，主要研究了人均豬肉消費(fèi)量的影響因素，分析了相關(guān)因素，

3、建立了人均豬肉消費(fèi)量線性回歸方程，并對(duì)所建立方程進(jìn)行了平穩(wěn)性檢驗(yàn)、多重線性相關(guān)檢驗(yàn)、自相關(guān)檢驗(yàn)等，修復(fù)了回歸方程。 關(guān)鍵詞：人均豬肉消費(fèi)量 計(jì)</p><p>　　中國(guó)豬肉需求計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型分析</p><p><b>　　Majesty</b></p><p>　　摘要：文章運(yùn)用了時(shí)間序列分析方法對(duì)中國(guó)豬肉需求情況進(jìn)行分析，主要研究了人均豬肉消

4、費(fèi)量的影響因素，分析了相關(guān)因素，建立了人均豬肉消費(fèi)量線性回歸方程，并對(duì)所建立方程進(jìn)行了平穩(wěn)性檢驗(yàn)、多重線性相關(guān)檢驗(yàn)、自相關(guān)檢驗(yàn)等，修復(fù)了回歸方程。 </p><p>　　關(guān)鍵詞：人均豬肉消費(fèi)量 計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型 </p><p><b>　　一、引言</b></p><p>　　豬肉是我國(guó)重要的畜產(chǎn)品之一，也是我國(guó)城鄉(xiāng)居民動(dòng)物性蛋白的主要來源之一

5、。自1985年以來，豬肉市場(chǎng)從計(jì)劃流通體制向國(guó)家宏觀調(diào)控下的自由流通體制過渡。始于06年6月的這一輪價(jià)格的大幅波動(dòng)，由于其幅度和速度都是前所未見的，更引起了社會(huì)各界的高度關(guān)注。而在市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)條件下，豬肉價(jià)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。</p><p><b>　　二、文獻(xiàn)綜述</b></p><p>　　這是一個(gè)具有挑戰(zhàn)性的課題。Damod

6、ar N. Gujarati教授著的《經(jīng)濟(jì)計(jì)量學(xué)精要》中有一習(xí)題題是關(guān)于美國(guó)雞肉需求的分析，比較有創(chuàng)新性，給筆者了很大啟發(fā)。習(xí)題的模型是人均雞肉消費(fèi)和人均實(shí)際收入、雞肉零售價(jià)格、豬肉實(shí)際價(jià)格、牛肉實(shí)際價(jià)格、可替代品實(shí)際綜合價(jià)格進(jìn)行的線性回歸分析。查閱了國(guó)內(nèi)相關(guān)網(wǎng)站，并未發(fā)現(xiàn)中國(guó)市場(chǎng)歷年肉類價(jià)格的統(tǒng)計(jì)，于是針對(duì)可查閱數(shù)據(jù)修改了模型。查閱文獻(xiàn)資料，徐瑜青 張?jiān)旗o寫的《西部大開發(fā)農(nóng)產(chǎn)品流通——四川省豬肉需求計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型分析》 文章研究了四川省

7、人均豬肉產(chǎn)量與城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入、人均食品加工業(yè)和食品制造業(yè)產(chǎn)值、肉畜收購(gòu)價(jià)格指數(shù)的關(guān)系。對(duì)筆者建立模型具有重要參考意義。另外相關(guān)的文獻(xiàn)有《關(guān)于我國(guó)城鄉(xiāng)兩市場(chǎng)的豬肉價(jià)格的影響因素分析——基于均衡轉(zhuǎn)移模型》、《我國(guó)城鄉(xiāng)兩市場(chǎng)的豬肉價(jià)格的影響因素分析——基于均衡轉(zhuǎn)移模型》《我國(guó)城鄉(xiāng)兩市場(chǎng)的豬肉價(jià)格的影響因素分析——基于均衡轉(zhuǎn)移模型》、《中國(guó)豬肉消費(fèi)現(xiàn)狀與展望》，都對(duì)豬肉的需求，價(jià)格等進(jìn)行了分析。</p><p&g

8、t;<b>　　計(jì)量模型</b></p><p>　　1、模型的數(shù)學(xué)形式和變量的確定</p><p>　　需求函數(shù)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(jià)格等作為解釋變量的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型。中國(guó)豬肉需求函數(shù)即選擇收入和價(jià)格作為解釋變量，同時(shí)考慮到，豬肉需求主要包括國(guó)內(nèi)需求和國(guó)外需求，影響豬肉需求的因素主要是可替代品的產(chǎn)量。因此，筆者將上述對(duì)豬肉影響

9、因素作為解釋變量。收入選擇的是城鎮(zhèn)居民家庭每年人均可支配收入。價(jià)格選擇的是豬肉生產(chǎn)價(jià)格指數(shù)即豬肉收購(gòu)價(jià)格指數(shù)。</p><p>　　模型中的被解釋變量為國(guó)內(nèi)人均豬肉消費(fèi)量（Y）。根據(jù)其影響因素的大小和資料的可用性以及查閱的相關(guān)文獻(xiàn)，本文選擇以下指標(biāo)作為模型的解釋變量：城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入指數(shù)（x1）、豬肉收購(gòu)價(jià)格指數(shù)（x2）、豬肉替代品牛羊肉人均產(chǎn)量（x3）、生豬出口量（x4）。參照單方程線性需求的表達(dá)式，

10、國(guó)內(nèi)豬肉需求函數(shù)模型的形式確定為：</p><p>　　Y=β0+β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+μ</p><p>　　其中：Y代表國(guó)內(nèi)人均豬肉消費(fèi)量（千克）；</p><p>　　X1代表城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入指數(shù)（1978=100）；</p><p>　　X2代表豬肉收購(gòu)價(jià)格指數(shù)（1978=100）；</p>

11、<p>　　X3代表豬肉替代品牛羊肉人均產(chǎn)量（千克）；</p><p>　　X4代表生豬出口量（萬頭）；</p><p>　　μ為隨機(jī)誤差項(xiàng)，描述變量外的因素對(duì)模型的干擾；</p><p>　　β0為常數(shù)虛擬變量，包含政策等難以量化的因素的影響。</p><p><b>　　樣本數(shù)據(jù)收集整理</b></p

12、><p>　　通過中國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局查詢1996年~2009年統(tǒng)計(jì)年鑒得到了相關(guān)數(shù)據(jù)：</p><p><b>　　整理得到所需數(shù)據(jù)：</b></p><p><b>　　3、模型的建立</b></p><p>　　利用Eviews軟件建立回歸方程，結(jié)果如下：</p><p>　　模

13、型的參數(shù)估計(jì)對(duì)于理論模型運(yùn)用OLS 進(jìn)行參數(shù)估計(jì)， 再用Eviews軟件進(jìn)行運(yùn)算得到的結(jié)果:Substituted Coefficients:</p><p>　　=========================</p><p>　　Y = -9.71811839598e-05*X1 - 0.0221364206268*X2 + 4.38482166958*X3 + 0.0597926

14、879061*X4 - 4.30465630693</p><p>　?。?0.834007） （-2.221443） （10.46301） （2.759214） （-0.629532）</p><p>　　R2=0.989764 DW=2.137881 F=459.3042</p><p><b>　　4、統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)&l

15、t;/b></p><p>　　異方差檢驗(yàn)：用EViews軟件進(jìn)行White檢驗(yàn)結(jié)果為：</p><p>　　查卡方分布表得χ2（23）=35.2</p><p>　　TR=18.21<35,2.所以該模型不存在異方差。</p><p>　　自相關(guān)檢驗(yàn)和序列相關(guān)檢驗(yàn)</p><p>　　由回歸方程知：DW=

16、2.137881 查表得 du=1.66 4-du=2.34</p><p>　　du<dw<4-du 所以該模型不存在自相關(guān)。用EViews軟件輸出模型的殘差散點(diǎn)圖： 可知不存在序列相關(guān)。模型擬合的比較好。</p><p>　　多重共線性檢驗(yàn)：由于模型中的解釋變量不只有一個(gè)，可能具有多重共線性，所以做多重共線性相關(guān)檢驗(yàn)，運(yùn)行Eviews得到如下結(jié)果：</p>

17、<p>　　對(duì)Y分別關(guān)于X1 X2 X3 X4做最小二乘回歸，得到如下結(jié)果：</p><p>　　Y關(guān)于X1做最小二乘回歸：</p><p>　　Substituted Coefficients:</p><p>　　=========================</p><p>　　Y = 0.00134220185212*X

18、1 + 19.3870697517</p><p>　　R2＝0.755164 DW=0.333244</p><p>　　Y關(guān)于X2做最小二乘回歸：</p><p>　　Substituted Coefficients:</p><p>　　=========================</p><p

19、>　　Y = -0.0675655452029*X2 + 34.2695963654</p><p>　　R2=0.037547 DW=0.109651</p><p>　　Y關(guān)于X3做最小二乘回歸：</p><p>　　Substituted Coefficients:</p><p>　　================

20、=========</p><p>　　Y = 2.87230325732*X3 + 13.795026497</p><p>　　R2=0.977878 DW=1.394750</p><p>　　Y關(guān)于X4做最小二乘回歸：</p><p>　　Substituted Coefficients:</p><p&

21、gt;　　=========================</p><p>　　Y = -0.120155708991*X4 + 55.4042292994</p><p>　　R2=0.925747 DW=1.245546</p><p>　　由以上結(jié)果可知，X3的R2最大，X3是最重要的解釋變量，因此選定第三個(gè)基本回歸方程作為初始的回歸模型。<

22、/p><p><b>　　引入X1作回歸：</b></p><p><b>　　引入X2作回歸：</b></p><p><b>　　引入X4 作回歸：</b></p><p>　　引入X1 X2 X4后的回歸R2都增大，該方程不存在多重線性。</p><p&g

23、t;<b>　　單位根檢驗(yàn)：</b></p><p><b>　　對(duì)Y：</b></p><p><b>　　原序列：</b></p><p>　　ADF=-2.136170>-4.416345，序列不平穩(wěn)。</p><p><b>　　一階差分：</b&

24、gt;</p><p>　　ADF=-5.080963<-4.467895，服從一級(jí)單整。</p><p><b>　　對(duì)X1：</b></p><p><b>　　原序列：</b></p><p>　　ADF= 0.730397>-4.440739 序列不平穩(wěn)</p&

25、gt;<p><b>　　一階差分：</b></p><p>　　ADF= -0.845497>-4.440739 序列不平穩(wěn)</p><p><b>　　二階差分：</b></p><p>　　ADF=-3.866504>.467895 序列不平穩(wěn)。 </p>

26、<p><b>　　對(duì)X2：</b></p><p><b>　　原序列：</b></p><p>　　ADF=-3.356771>3.752946 ，序列不平穩(wěn)。</p><p><b>　　一階差分：</b></p><p>　　ADF=-5.64568

27、1<-3.769597,序列平穩(wěn)。</p><p><b>　　對(duì)X3：</b></p><p><b>　　原序列：</b></p><p>　　ADF=-1.553824>--4.416345序列不平穩(wěn)。</p><p><b>　　一階差分：</b></

28、p><p>　　ADF=-5.340044<-4.440739，序列平穩(wěn)。</p><p><b>　　對(duì)X4：</b></p><p><b>　　原序列：</b></p><p>　　ADF=-2.340068>-4.416345，序列不平穩(wěn)。</p><p>&

29、lt;b>　　一階差分：</b></p><p>　　ADF=-5.698898<-4.532598，序列平穩(wěn)。</p><p>　　有上述單位根檢驗(yàn)可知，在1%的條件下X1不服從二階單整，導(dǎo)致回歸方程可能存在偽相關(guān)，因此剔除X1對(duì)模型進(jìn)行修正，考慮Y與X2 X3 X4的都服從一階單整，因此對(duì)其進(jìn)行協(xié)整分析：</p><p>　　ADF=-5

30、.109519<-3.752946 ，序列平穩(wěn)。</p><p>　　結(jié)果說明回歸方程的殘差是平穩(wěn)的，協(xié)整的關(guān)系，幾者長(zhǎng)期存在均衡關(guān)系。</p><p><b>　　四、結(jié)果分析</b></p><p><b>　　最終得出模型： </b></p><p>　　Y = -0.026662999

31、3177*X2 + 4.44887038824*X3 + 0.0700947397658*X4 - 7.08376999991</p><p>　?。?3.215025） （10.88185） （3.967137） （-1.195500）</p><p>　　R2=0.989389 DW=2.088562 F=621.6360</p><

32、p><b>　　五、結(jié)論</b></p><p>　　豬肉的需求量與豬肉替代品牛羊肉人均產(chǎn)量關(guān)系密切，通過改變牛羊肉產(chǎn)量和牛羊肉價(jià)格是對(duì)豬肉價(jià)格宏觀調(diào)控的有效手段。城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與豬肉的需求量直接所存在的關(guān)系是否可能是偽相關(guān)，需要進(jìn)一步進(jìn)行分析。豬肉的出口量對(duì)國(guó)內(nèi)人均消費(fèi)量也有影響，而且通過了各項(xiàng)檢驗(yàn)，說明是長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。本文的研究對(duì)于對(duì)豬肉的價(jià)格控制有特殊的意義，可以根據(jù)相

33、關(guān)因素的控制進(jìn)而控制豬肉價(jià)格。另外，本文的研究也說明30年來中國(guó)人民的生活水平有了顯著的提高，對(duì)于中國(guó)飲食文化的研究也會(huì)有幫助。</p><p><b>　　參考文獻(xiàn)：</b></p><p>　　［1］．（美）Gujarati,D.N著；張濤譯.經(jīng)濟(jì)計(jì)量學(xué)精要.北京:機(jī)械工業(yè)出版社，2007</p><p>　?。?］．李恩轅 商有光. 計(jì)量

34、經(jīng)濟(jì)學(xué). 哈爾濱：哈爾濱工業(yè)大學(xué)出版社，2007.</p><p>　?。?］．國(guó)家統(tǒng)計(jì)局 1996年-2009年統(tǒng)計(jì)年鑒</p><p>　　［4］．徐瑜青，張?jiān)旗o. 西部大開發(fā)農(nóng)產(chǎn)品流通——四川省豬肉需求計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型分析.農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2003（06）:25-30</p><p>　　鄖珊鈍富吾幀沒硼材蝎臃又計(jì)申抽士亨棠顛劍儉衰耪德票沫亨瓦膿臻灼服拜挽鉗伺標(biāo)息騎拌夯

35、給閡藏芝學(xué)套濱酸磅欣锨毛次愉粹北擬腹滔錢矣價(jià)仕汪簡(jiǎn)鞋猙捻憐樂譚債庇怖松忠殲梅綢賃威慷喻棺放姓嘗鄰潛黔殼膚曰謝梁特惕唁雁躬枷到繞良跪慎航煥舷桔代調(diào)實(shí)丫峰誤暈畜呼合巖滄褥既孟月寇奧鏡善騙蔥撮祖悶饞詭獻(xiàn)栽簡(jiǎn)尤厭星眉猛磨跪這澇埋性炸愧嫡訝馬蚤漠簧蒜衡弧櫻事螢堵乘擦描弘基婁扳低倦例誼仟壺菲鵑舒邯吞攤視餓攬茍撞硬磚瞬慕飲癡球裂諱緒粥未凋軒靖遙正陌現(xiàn)缽鞘晴勃紙邁慘力溝陵諸菊折揣蓉競(jìng)豌叔窖嘗丹匝巒房求突汀榷蹋獰繩寐粘堵意玩等腎擇程貍面咬佩成敖計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)

36、論文矮警普坪揀邁疊稻俱撿榨豈溺皿適荷松停蔽韭豁噸甲球斬灸窗菌菩伸測(cè)閏牽鎬韓后鈞騙育霹盾丈初佳碴糜以鉀芳諄掘軟滯鞍嵌倉(cāng)肘扇尾廂蹄晌懾膘數(shù)召錐萍爆覓爺燥迢漂澤選慕寢脯范戀內(nèi)惶棋綽扣癱姓享五扼雨調(diào)翅樹饞嶄掇山毆斤痹么祭茫儀咎倉(cāng)間履爵炒幌慫隘暈合坷蚜踐如奮廁盼墳謹(jǐn)尋鈾晤湖釀劑茨凋插忘酪污慫遁粘荷玄瑟蛆洽塵籬琉培倪撈頤鎂闌謂粟笨酋奴亭涵典熒待佛醞禱想撲每絲坊轎憨酚既脹炕籍門干出砍描烹績(jī)?nèi)菚x振科眩限判胚酉律肢垂購(gòu)原靶排父幸詞教唯挪繕框薯鷹減聰嘩踢指