1、用stata建立滞后变量模型解决实际问题重庆：不同类型的收入对消费的影响滞后收入对即期消费支出的影响分析滞后收入又可称为过去收入，是指现期收入以前年份的收入，这里指重庆农民过去年份所取得的人均纯收入。杜森贝利从“消费不可逆性”解释过去收入对现期 消费的影响，他认为过去的消费水平对现期消费具有很强的“示范效应”，即使现期 收入出现较大波动，也不会影响消费水平的剧烈波动，它会“承继”过去消费的延伸 影响。现在用现期消费与过去收入的相关系数来考察重庆市农村居民的现期消费 与过去收入的相关程度，样本相关系数如下：t财口为现朗消费与过去收入的相关系数，C”为现期消费” 为滞后一期消费，Y_：为滞后一期收
2、入円这里采川遐庆市农村居民199I01Q年有关收入和消 费的数据带入上述相关系数.得岀如下结果:相关系数回归结果表明，过去收入对现期消费的影响较大，过去收入每增加 1元，导致居民的现期消费增长 0.997元。说明重庆市农村居民的现期消费对过去收入的依赖性较强。这可能是由于农民受“量入为出”、“勤俭节约”传统观念影响，养成了捂紧钱罐子的消费习惯，消费预期心理和预期收支趋紧，积累重于消费的观 念在农村仍占主导地位农村居民收入:从表3可知，回归模型存在自相关，不能使用 （1）式。根据消费与收入理论，消费不仅受当期收入的影响，还可能受以前消费水平的影响。因此，需要引入滞后变量。解释变虽 回归泉数 标准
3、闵芳 ，绒汁虽 伴随躺率常数顼 -0J96 466 0.490 15() -0.400 829 0.694 6I门射 0.976 554 0.07() 112 13 9站 44 0. WM) 0拟合优度0432 6M被解作变量的均值6.625 080调整后的执合优度0.927 SSS被鮮棘变量的标准墓0.292 363回卩1标准差0.078 512赤池伯息淮则-2J34665残差平方和0X86 298施瓦茨准则 -2J)3K091似粧佔计值19.077 32汶南见准则 -2.12*17F统计盘194, (MH 5仕宾-瓦特森检熾0.292 754尸统计扯的伴随概車0.0000003 . 2引入
4、滞后变量的科伊克模型检验假设楼正后的模型符合“）式并假定一阶滞后即:工茲| 单位痕检验 作h曲:和的亠阶蔓分序列的时 序图，如图2 -由图2可知，dlnRCt和dlnRlt相对趋于平稳，时间趋势基本消除。应用 Eviews 6 . 0对In RCt、In Rlt、dl nRCt、dl nRlt、ddl nRCt及ddl nRlt分别做单位根检验，结果见表 4表4变量的臥门剁检益ts慣5弩临b毗；2.652M3J 502 1$6-3.7VI 172|佃1.930 期-5 fNN 郦川曲.(r.jjj2JI7972-1也皿亿川1.925 7J21). 302 CM)-I O唤MB(0*0,02.0
5、W I3J-IYS血(M)1.9480一 3. ”2 376-1.4 028平椅从表4中可以看出，变量 lnRCt、lnRlt、dlnRCt、dlnRlt的ADF检验统计量的值在 5% 显著性水平下均大于所对应的临界值，说明未经差分的人均收入和人均消费以及一阶差分的人均收入和人均消费均存在单位根，是非平稳的。而其二阶差分以后的 ddl nRCt和ddlnRlt的ADF检验值都小于所对应的临界值，均达到平稳，说明 InRCt和lnRlt均为二阶单整序列。3 . 2 . 2协整检验变量序列InRCt、lnRlt均是二阶单整序列，符合协整检验的要求。采用 Johansen协整检验，应用Eviews
6、6 . 0得到表5的检验结果。由表 5可知，变量lnRCt与lnRlt之间存在协整关系。表5 JolmtlMTll协怜门骚姑果没有跡整关系时惊假设弓囁显著水平 临界值伴随槪率Ai ith1(k ?2K 46(J 366 25S24.6J6 7906. .%K5 57K12.20 0IM)4 129 9060.000 5U.013 73.2.3 建宜科伊克回归模型 由单位根检骑和协整检骗可 知，变S InJPC,与山尺4之间可収建立科伊克樓型，来用二阶滞后形式*冋归給果见左4表6 网IH方榨结製解释变呈回叮乘数掾詹溟逢1统计量件睦概率匸-訂”何斗144(1 249 1443. IK7 4H4O.
7、 (MJ9 7Ek 5-67 4050. 118 433E 7W)仇(MXJ 7In 啟:(1 (L KK4 2060, 161 K045.4h4 677廿一 (KXJ 3uKC -2-0.33 720. 159 746-2.276 S750. (M6 (1注：週筈护=0. *K2R5- F统计圮=44)1- 101 1.O .(MM) (.MK) o卜口 A & nr知并变U；系（ J匀迪过/怜酷模中通过冷晞.I 屮 lii/r；,= 一门 7-1 144 . 574. OInK HX4 2ftln/fr .C）. 33 72 I lW 艺32.4 |1 iH 僥里科护丸懺里的IF态件冷骑、
8、卄乃 *检晞、ri tti关怜/ 心杰忤怜幻幵 斧怜介广I村I关和 纳Mi分別 见 I也 3、A 7 R K HI 决 9 dl Juiqu - Bora 统 i| trf. 0J （T fifi 慨冲 O. 4M4 （Ml AJ.or J知随机眈渤项足公的彳段欢强vz. th n -* Xj的的伴fi（枫率C205 Q A CC气可知异乃F 不存金 it 和农少乩塞HF 下疗在一阶n杠1尺也不 /E二阶戸tn农7井方基的Whi岭检验尸统计虽伴随做率 nH2伴随概率SS统计虽伴取概率2. 888 606 0.159 7 12.133 170.205 9 6. 254 4870.716 2表*
9、一阶IT相关的检验结果F统计量伴随槪率rH2伴1裸率2.541 5240. 145 43.082 8970.079 1衣9 一卩介门怕关的检也貉果F 统 it fit伴随概率伴随儆率1.397 4310.301 63 624 6940.163 33.2.5 倍兰杰国果关系检验 上述檢尬过程说明江苏省农 村人均消费支小和人均纯收入之间存在&期的动态均衡关 系Eifii/IJ恪兰态内果关系检迪來说明二者Z何的因果关系。 til衣io绡果可知经me准则确定的嚴优滯后期为2卩介。当 滞后朋为2年时，农村居民人均纯收入是人均消费支出的格 兰杰原内而农村居民的人均消费文出不是人均收入的恪兰 杰原因。我10
10、 烬兰杰盟果关系检峻结!*1（滞后阶敦2）原假i殳 样本客虽 F统计显伴随恤申6出 不是 的格兰杰原因 14 13. 566 70.001 9nRC不足山尺/的恪兰杰原因 14 0.95769 0.41974 结论从以上分析和建立的科伊克回归模型，可以得出以下几点结论 : 第一， 1995 2010 年江苏省农村居民实际人均消费支出与实际人均纯收入之间具有协整关系，即长期的动 态均衡关系。第二，影响江苏省农村居民实际人均消费水平的主要因素是即期收入和 上一期消费水平。上一期消费水平对当期消费有正向作用，表明江苏省农村居民实际 人均消费水平不仅受即期收入的影响，还受上一期的消费水平的影响，说明江
11、苏省农 村居民消费具有后瞻性。第三，回归模型中上上期消费水平对当期消费水平有反向作 用，说明江苏省农村居民更早期的消费支出对当前消费有一定的制约作用，农村居民消费有着一定时期 （ 比如 3 年 ） 内的计划性。上上期消费对当期消费的影响远小于上一 期，江苏省农村居民总的消费滞后效应仍为正向作用。第四，由格兰杰因果关系检验 结果知，江苏省农村居民人均纯收入是人均消费支出的格兰杰原因，而农村居民的人 均消费支出不是人均收入的格兰杰原因。这说明江苏省农村居民的消费呈现“量入为 出”的特点。第五，实证的计量分析结果表明，政府应当想方设法提高农村居民收入， 加大农村社会保障力度，使农村居民消费时无后顾之
12、忧。广东：基于分布滞后模型的广东省生产总值与固定资产投资关系的实证分析一、引言近年来，广东省经济持续稳定增长，地区生产总值和全社会固定资产投资是拉动广东经济 增长的重要因素，因此，对生产总值与固定资产投资的关系的研究显得尤为重要。由于在 现实经济活动中，经济活动主体的决策与行动都需要一个过程，加之人们生活习惯的延续、 制度或技术条件的限制以及预期效应等因素的影响，经济变量的变化往往存在时滞现象， 而在这里对广东省的生产总值与固定资产投资来说，广东省的生产总值不仅受到本期固定 资产投资额的影响，而且也取决于前几次投资额的影响。因此，在研究全社会固定资产投 资对经济增长的作用时，不仅要考虑本期投资
13、额，也应该考虑前几次投资额。本文拟采用 阿尔蒙(Almon)多项式法建立广东省地区生产总值与全社会固定资产投资关 系的分布滞后计量经济模型，对它们之间的关系进行探讨。二、模型原理ifi 乂是第t年的广东省地区生产总值是第t 年之前i年的广东省固定资产投资总籲，则根据Almon 多项式法，分布滞后计屋经済模型为*V=a十工P儿十e (1)模型中的3 i表示第t年之前i年的固定资产投资对第t年的生产总值的边际贡献。一般来 说，固定资产投资在建设项目完工之后，就可发挥效益。随着项目配套设施的不断完善， 投资的作用强度也将逐渐提高，并在一定时期达到最高点。之后，随着项目的逐渐老化， 投资的作用强度也将
14、不断减弱，并最终变为零。因此，我们可以将 3 i看成是时间变量的非线性函数。根据 Weierstrass 定理，在有限闭区间内的任何连续函数，都可以用一个适当 的多项式来逼近。假定 3 i可以用滞后长度i的适当阶的多项式来逼近。即：P i=a e+a dp ji-4-戸工 iP CU2g 0这是以i表示的D阶多项式b并且價定P (多项式的卩介8小于q匾大滞后长度)。利用分布滞后模型的阿尔蒙法将式代入到(0式经整理后得到二Y=a +a 狂十q zg +- - -Ha 几+芒 + 为滞后变呈的线性组合变呈。对于CS 丸可以用法估计出参數a Ct lsa工，口戸的值”估计出这些值之后，就可求出原模型
15、(1)中的参数p o.p | ,p y 启d的估计值了。三、数据选取分析所使用的样本取自19782006年，所有的数据都是年度数据，数据来源于2007年广东省统计年鉴。用SY SX分别表示广东省地区生产总值和固定 资产投资总额（单位：亿元），以1978 =100的商品零售价格指数（用P表示） 对SY SX这二个变量进行调整以消除物价因素的影响，并用 丫、X表示。表1广亲省诚領15民人均消持性支出羽可玄配收入年於SYSKP年恃SY 戏p1K5.B527231001W3330.620.34西29W31W44619.02迥41 b331 3I9602.653&,29111.B1*55W3JK232隧
16、425 6I98t290.166&4mw（）232?.444.31媲04731卯1W7777453229BK444 7囲36R.758071125.7附粘ms斑B431.419844.74130.37127.2iwy92508畑$417.1577.3S184 59144521IW10*412532S7416 7丨临6.5321C.51515200112C39253636 半411.37H46.6925101169.22QJ2BJO2.4230班絶40S 119R81155.37353.59卫畑15M4.649030月405 11脚如闕空朋20M1KS64225SS416.9删1559 ffi3
17、&1.-47254.2(X1522jJ471MII424.419*31LB9J.3478_2兰4.42IU6262.4743019922447.5492175271.3数振未源：2007年广东省统计年鉴四、模型建立与分析由于在实际应用中，阿尔蒙多项式的次数 p通常都取得较低，一般取2或3,很 少超过4。因此，我们在此取p=3,利用经商品零售价格指数调整后的数据 丫、X，分别用大于3的一系列q值对模型进行检验，得出较好的拟合结果时的 q值（最大滞后长度）为15。根据阿尔蒙法，取p=3和q=15，由（4）式和（5）式 计算得到Z0、Z1、Z2、Z3。又由得到的诸Z的数据，用OLSS进行回归，得到了
18、 回归模型如下所示：Y= 17.42044 + 03221 岭6=1#汀 pairmrl Q 口, W -话时 (Qwr戶 Lpu olxhl1 1 1i Pn ： oj* 门匸寸二/a1 厂丁 亠 ! 1! 1 lW _Wrr Q a| |丁 X丰粥？r眩弗土)工c 51血rr六、结论及建议从广东省生产总值与固定资产投资关系的分布滞后模型的研究结果来看，生产 总值与固定资产投资总额之间呈明显的正相关关系，模型对数据的拟合度很 高，方程总体显著性很好，广东省地区生产总值可以被全社会固定资产投资很 好地解释。广东省生产总值随着固定资产投资的增长而稳步增长，并且固定资 产投资对地区生产总值有一定的
19、滞后效应，地区生产总值不仅受到当年固定资 产投资的影响，而且受到以前15年的固定资产投资的影响。因此可见固定资产 投资是广东经济增长的最主要的推动力，优化固定资产投资结构是广东现阶段 进行宏观调控的一个重点。政府应继续推进固定资产投资结构的优化与升级， 进一步优化投资环境。通过优化投资环境，进一步引进外资，提高引资质量， 引进更多规模大、技术新、产品附加值高，无污染或污染少的外资企业。同时， 通过优化投资环境，促进民营经济的发展，推进基本公共服务均等化，加快后 进地区的发展，缩小地区差距。这样才能促进广东省生产总值的稳步提高和经 济的持续快速增长。摘要：利用柯布 一道格拉斯生产函数，以 199
20、9年和2005年数据为基础，对常德市农业生 产的实际情况进行量化分析，以农业产值为产出因子，选择劳动力、化肥投入、机械总动 力、耕地面积和有效灌溉面积为投入因子，利用 EVIEW 计量经济软件建立投入产出模型。通过计量经济模型对比分析发现，从 1999年到2005年常德市农业产值大幅增加的主导影响因素依然是耕地面积，相对 1999年劳动力和农业机械总动力的影响而言， 2005年化肥投入量和农业机械总动力的影响增强，而劳动力则表现出剩余现象。说明今后常德市农业 生产应做好耕地资源的开源与节流工作，重视农业科技和农业机械化 发展，调整农业产业结构促进劳动力资源合理利用及优化农业产业类型的布局。关键
21、词：常德市；农业投入产出；模型分析Abstract: Use the Cobb-Douglas production function to 1999 and 2005 data ， Changde City of agricultural producti on on the actual con duct of qua ntitative an alysis ， choose the output value of agriculture as output factor， choose labor，fertilizer in puts， Dyn amic mecha ni cal tot
22、al， arable land area and the area of effective irrigati on as in put factor ， using eviews software con struct in put-output model.Ec ono metric model through comparative an alysis found that From 1999 to 2005， Chan gde City， agricultural output in creased substa ntially dominant factor rema ins the
23、 area of arable land， 1999 relative labor and the total power of agricultural mach inery impact， 2005 fertilizer in puts and the total power of agricultural mach inery to enhance the impact ， while the labor showed a residual phe nomenon. Chan gde City in dicati on of future product ion should focus
24、 on protecti ng arable land， while strivi ng to improve agricultural tech no logy ， and to address the problem of rural surplus labor.Keywords: Changde City ； Multiple regression ; Cobb-Douglas production function引言农业投入直接影响着农业产出，劳动力、机械动力、化肥、灌溉等投入要素，不同农业生产区域有所不同。预测农业投入与产出之间的相互关系，对农业投入与产出效益进行 量化分析能有效的指导农业生产。史明瑛、朱云鹃（ 1999 ）通过简单相关分析模型和线性回归等多种模型对安徽省 1978年至1997年的农业投入产出进行了分析，得出农业机械总动力对农业总产值影响最大以及化肥是粮食增产的主要因素的结论 1;时训柳、洪林等（2001 ）通过对漳河灌区水稻灌溉方式的比较研究，对节水灌溉与传统灌溉两种方式对农业产出的影响进行了探讨2;孔朝莉，杨启昌（2006）运用主成分分析法对我国农业农业 投入进行了分析，得出发展节水、节肥的精准农业将是今后我国农业发
