本站原创
【摘要】作为我国的基准利率，国债利率的高低受很多因素的影响。能够清晰认识国债利率与其他因素之间的关系，能够很好理解国债利率的制定机制，以便其更好的为经济活动怎么写作。本文选取了1994到2008年这15年数据对国债利率、通货膨胀率、工业生产指数、货币供应量增长率的关系进行了研究。
【关键词】国债利率；通货膨胀率；工业生产指数；货币供应量增长率
㈠回归模型分析
结果显示，国债利率与工业生产指数反向变动，基本符合经济事实，因为当工业生产指数值增加时说明经济处于景气时期，一般经济景气阶段市场利率较低，从而国债利率也较低。另外，根据货币供求关系原理，货币供应量增长率的提高会降低市场利率，市场利率降低从而使国债利率下降，所以国债利率与货币供应增长率成正方向变动。同时通货膨胀率的提高会影响名义利率所以也使国债利率提高，这点模型是符合经济事实的。R2=0.742074，修正的R2=0.671731，这说明模型的拟合优度不是特别高，三个自变量不能很好的解释i的变化情况。
方程总体的F检验中，P值为0.001446，小于0.05，说明模型的线性关系在95%的置信水平下显著成立。
各个变量的t检验中，X1、X2、X3的t检验的P值均大于0.05，说明了三个自变量对国债利率i的影响都不是特别显著，在95%的置信水平下没有通过显著性检验，需要对这三个变量进行进一步的考察和评价。
㈡异方差性分析
模型的残差图显示模型不存在明显的异方差。
进行怀特检验，得：
e2=1324.74—23.57X1+0.10X12+3.40X2—0.077X22+0.04X3+0.0075X32
（0.31）（—0.31）（0.30）（0.29）（—0.56）（0.04）（0.08）
上述中没有一个参数的t检验是显著的，且可决系数的值也比较小。nR2=15×0.1848=2.772，该值小于5%显著性水平下自由度为3的χ2分布的相应临界值
图示法检验显示可能存在着一定程度的自相关性。
用D—W检验法进行进一步的检验， D.W=0.7581， n=15，解释变量的个数k=3，查D.W.检验上下界表，在5%的上下界范围内可得dL=0.95.du=1.54，所以0
【关键词】国债利率；通货膨胀率；工业生产指数；货币供应量增长率
一、问题的背景说明
我国1994年—2008年这15年间的国债利率情况差异很大。作为我国的基准利率，它的高低受很多因素影响。清晰认识国债利率与其他因素之间的关系，可以更好的为经济活动怎么写作。国债利率是政府宏观调控经济手段之一，它的高低受一国经济状况的影响。工业生产指数作为一国经济的晴雨表对国债利率的高低也可能影响。货币供应量通过影响市场利率能够间接影响国债利率。同时，通货膨胀率的高低也会造成国债名义利率的不同。所以研究国债利率与工业生产指数、货币供应量增长率、通货膨胀率之间的关系很有意义。二、数据的收集与说明
国债利率选择了我国凭证式国债中持有期满一年时利率的情况作为标准。工业生产指数选取从1994到2008年这15年期间国内生产总值指数中工业数值。货币供应量的增长率选取的是货币和准货币的增长率。通货膨胀率则以我国居民消费指数衡量。三、模型的构建以及说明
本模型中以摘自：毕业论文格式范文www.udooo.com
国债利率作为被解释变量，工业生产指数，货币供应量增长率以及通货膨胀率作为解释变量。设定它们为线性关系，即设i=β0+β1X1+β2X2+β3X3+ui。其中i为国债利率，X1为工业生产指数，X2为货币供应增长率，X3为通货膨胀率。四、实证分析
本文数据的处理主要是通过EViews软件进行的。实证分析结果如下㈠回归模型分析
结果显示，国债利率与工业生产指数反向变动，基本符合经济事实，因为当工业生产指数值增加时说明经济处于景气时期，一般经济景气阶段市场利率较低，从而国债利率也较低。另外，根据货币供求关系原理，货币供应量增长率的提高会降低市场利率，市场利率降低从而使国债利率下降，所以国债利率与货币供应增长率成正方向变动。同时通货膨胀率的提高会影响名义利率所以也使国债利率提高，这点模型是符合经济事实的。R2=0.742074，修正的R2=0.671731，这说明模型的拟合优度不是特别高，三个自变量不能很好的解释i的变化情况。
方程总体的F检验中，P值为0.001446，小于0.05，说明模型的线性关系在95%的置信水平下显著成立。
各个变量的t检验中，X1、X2、X3的t检验的P值均大于0.05，说明了三个自变量对国债利率i的影响都不是特别显著，在95%的置信水平下没有通过显著性检验，需要对这三个变量进行进一步的考察和评价。
㈡异方差性分析
模型的残差图显示模型不存在明显的异方差。
进行怀特检验，得：
e2=1324.74—23.57X1+0.10X12+3.40X2—0.077X22+0.04X3+0.0075X32
（0.31）（—0.31）（0.30）（0.29）（—0.56）（0.04）（0.08）
上述中没有一个参数的t检验是显著的，且可决系数的值也比较小。nR2=15×0.1848=2.772，该值小于5%显著性水平下自由度为3的χ2分布的相应临界值
7.81，模型中不存在异方差。
⑶序列相关性分析图示法检验显示可能存在着一定程度的自相关性。
用D—W检验法进行进一步的检验， D.W=0.7581， n=15，解释变量的个数k=3，查D.W.检验上下界表，在5%的上下界范围内可得dL=0.95.du=
1.54，所以0
对原模型进行广义差分
it-0.840460it-1=βt（1-0.840460）+β2（X1t-0.840460X1t-1）+β3（X2t-0.840460X2t-1）+β4（X3t-0.840460X3t-1）+ut
进行回归
从图表中可得到回归方程为
Y*t=3.287-0.166X1*t-0.101X2*t+0.207X3*t
（1.249 ）（—092）（—0.963）（790）
对β0进行修正，β0=3.287∕（1—0.840460）=20.60
修正后的方程为i=20.60—0.166X1—0.101X2+0.207X3。
五、小结
综上，在对国债利率的影响上，工业生产指数，货币供应量增长率，通货膨胀率这三个变量中，通货膨胀率对其的影响是最大的，其次是工业生产指数。且国债利率的变化与通货膨胀率的变化成正向关系，与工业生产指数呈反向关系，这是符合前面我们分析的经济事实的。另外货币供应量增长率的变化对国债利率的影响不是特别显著。同时，由于变量对方程的拟合度不是特别高，说明了国债利率还受其他未知变量的影响也是较大。〖HJ0〗〖HJ1.2mm〗
参考文献：
胡平，崔文田.应用统计分析教学实践案例集[M].北京：清华大学出版社，2007.
李子奈，潘文卿.计量经济学[M]，北京：高等教育出版社.
it-0.840460it-1=βt（1-0.840460）+β2（X1t-0.840460X1t-1）+β3（X2t-0.840460X2t-1）+β4（X3t-0.840460X3t-1）+ut
进行回归
从图表中可得到回归方程为
Y*t=
3.287-0.166X1*t-0.101X2*t+0.207X3*t
（1.249 ）（—092）（—0.963）（790）
对β0进行修正，β0=3.287∕（1—0.840460）=20.60
修正后的方程为i=20.60—0.166X1—0.101X2+0.207X3。五、小结
综上，在对国债利率的影响上，工业生产指数，货币供应量增长率，通货膨胀率这三个变量中，通货膨胀率对其的影响是最大的，其次是工业生产指数。且国债利率的变化与通货膨胀率的变化成正向关系，与工业生产指数呈反向关系，这是符合前面我们分析的经济事实的。另外货币供应量增长率的变化对国债利率的影响不是特别显著。同时，由于变量对方程的拟合度不是特别高，说明了国债利率还受其他未知变量的影响也是较大。〖HJ0〗〖HJ
1.2mm〗
参考文献：胡平，崔文田.应用统计分析教学实践案例集[M].北京：清华大学出版社，2007.
李子奈，潘文卿.计量经济学[M]，北京：高等教育出版社.