干预分析的实证部分.docVIP

我国国民收入增长的政策干预的实证分析 小组成员： 陈乾森、张宗德、邱宗仁、 颜金错、吴仕宁、蔡饪臻 —、冋题的提出 现在采用按可比价格计算的国民收入指数来反映国民收入，研究其在 1952?1993年间的增长模型。由于国民收入的增长一方面源于政策干预调节的影 响，另一方面乂包含自然增长的趋势，因此,把干预分析模型和一般的时间序列 增长模型结合起来进行研%. 1978年是我国一系列改革开放政策措施出台的开 始，之后中国经济出现了呈加快増长的新形势，可以确定1978年为干预事件发 生的开始时间。 由于改革的影响是逐渐加强的，其作用又是长期深远的，因此，干预影响选 取以下模式： CD\-crB CD\-crB 其中: 0, 1978年前 S：= 1, 1978年及其后 原始数据兀如表1所示： 表1 原始指数序列 11234 56789 10 11 12 100 114.0 120.6 12 3 146. 4 153.0 186.7 202.0 199. 1 140.0 130.9 144.9 t 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24 不 168.8 197.4 231.0 214.3 200.3 239.0 294.6 315.3 324.3 351.2 355.2 384? 7 t 25 26 27 28 29 30 31 32 33 34 35 36 兀 374.5 403.7 453.4 485. 1 516.3 54L5 585.8 644.2 731.9 830.6 894.5 985.7 t 37 38 39 40 41 42 二、干预分析模型的识别与参数估计 （一） 根据1952?1977年的数据，即前26个历史数据，建立吋间序列模型，这里 经过观察与筛选，最终选取三次曲线模型进行拟合，结果如下： 石=94.2702+ 7.8744/+ 0.01788户 其中，F =0.972, F二278. 084 （P二0. 000高度显著），说明模型拟合效果很好。 （二） 分离出干预影响的具体数据，求估干预模型的参数 运用刚才的模型进行197旷1993年的国民收入指数的预测，然后用实际值减 去预测值得到的差值就是改革所产生的干预值，记为乙。求得具体数值如表2 所示： 表2 干预影响序列 t 27 28 29 30 31 32 33 34 乙 3. 80 5. 15 3. 73 -6.04 0. 83 19.23 64.25 117. 49 t 35 36 37 38 39 40 41 42 乙 133. 04 172. 89 229. 94 212. 28 209. 60 237. 50 354. 96 404. 24 利用上表数据可以估计出干预模型: CD 中的参数0与实际上是自回归方程乙=也―+⑵的参数： * O） =0.01449,^ = 0.51868 * 乙=0.51868Zm +0.01449 （三）计算净化序列 净化序列是指消除了干预影响的序列，它由实际的观察序列值旺减去干预影 响值乙得到,即：几=石-— S：,T = 27,r = l,2…,42 \-3B 在这里，”称为消除了干预影响的挣化序列，具体计算数据如表3所示。 表3 净化序列 t 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 ” 99.99 113.98 120.57 128.27 146.37 152.97 186.67 201.97 199.07 139.97 130.87 144.87 t 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24 168.77 197.37 230.97 214.27 200. 27 238.97 294. 57 315.27 324.27 351.17 355. 17 384. 67 t 25 26 27 28 29 30 31 32 33 34 35 36 374.47 403.67 449.60 479.95 512.57 547.54 584.97 624.97 667.65 713.11 761.46 812.81 t 37 38 39 40 41 42 867. 26 921.12 982.10 1045. 90 1125. 94 1300. 36 （四）对净化序列建立拟合模型 仍选取三次曲线模型进行拟合，结果如下： 儿=96.5956+ 7.5925/+ 0.0182尸 其中，R2 =0.9932, F二2274. 878 （P二0.000高度显著）,说明模型拟合效果很 好。可以通过参数的显著性检验和整个回归方程的显著性检验，因此模型是合理 的。 （五）组建干预分析模型 经过以上各步的参数估计，可以组建最终的干预分析如下： 旺=96.5956 +