預(yù)測(cè)與決策課程設(shè)計(jì)

1、預(yù)測(cè)與決策課程設(shè)計(jì)題 目： 江蘇城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出影響因素分析 專業(yè)班級(jí)： 工程管理（4） 學(xué)生姓名： 張宇坤 學(xué)生學(xué)號(hào)： 20110402448 指導(dǎo)教師： 胡長(zhǎng)深 完成時(shí)間： 2014.11.30 我國(guó)城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出影響因素分析摘要： 隨著改革開放的深入和市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展,人民的生活水平得到了大大地提高。作為總需求中最主要的部分，消費(fèi)的增長(zhǎng)在GDP的增長(zhǎng)中占了極大的比例。由此，分析影響我國(guó)城鎮(zhèn)居民此群體的消費(fèi)具有代表性消費(fèi)性支出的多種因素各自的重要程度，將有助于我們認(rèn)清當(dāng)前中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要原因。 本論文通過利用客觀的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，通過計(jì)量經(jīng)濟(jì)方法建立了我國(guó)城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出影響因

2、素的理論模型。從多方面因素分析影響城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出，選取了可支配收入，城鎮(zhèn)家庭人數(shù)，價(jià)格指數(shù)，GDP，城鎮(zhèn)居民恩格爾系數(shù)等多個(gè)有可能影響城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出的因素。在建模過程中，處理了多重共性，自相關(guān)性，異方差性，滯后性等問題，同時(shí)剔除不顯著因素和不符經(jīng)濟(jì)意義因素。最后確定最終模型，認(rèn)為可支配收入和城鎮(zhèn)居民恩格爾系數(shù)是影響我國(guó)城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出很大的因素。關(guān)鍵詞： 城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出 計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型 影響因素 多種共性 異方差性 滯后性 自相關(guān)性1 引言：消費(fèi)，投資和凈進(jìn)出口是我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的三駕馬車，其中消費(fèi)是最重要的因素。近年來隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和人民生活水平的提高，我國(guó)人均消費(fèi)支出不斷增

3、加，尤其是城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出。根據(jù)經(jīng)典的消費(fèi)決定理論,消費(fèi)支出由可支配收入決定,兩者有非常強(qiáng)的相關(guān)關(guān)系,收入是消費(fèi)的來源和基礎(chǔ),是影響消費(fèi)的最重要因素,提高可支配收入就可提高消費(fèi)支出,從而促進(jìn)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。本文在選取可支配收入基礎(chǔ)上，還選取了其他因素多方面分析。在此基礎(chǔ)上得出相關(guān)結(jié)論，并為提高城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供建議。二，文獻(xiàn)綜述：通過閱讀各種文獻(xiàn)，研究我國(guó)人均消費(fèi)支出因素的有很多，各種研究考慮的因素也不一樣，其中大部分都考慮到了可支配收入，有些也專門分析了其他因素對(duì)人均消費(fèi)支出的影響。但考慮到恩格爾系數(shù)的后卻很少。研究我國(guó)人均消費(fèi)支出有：趙偉分析入世后我國(guó)進(jìn)口總額與我國(guó)城鎮(zhèn)居

4、民消費(fèi)支出水平之間的關(guān)系。同時(shí)分析三次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)比重變化對(duì)消費(fèi)支出產(chǎn)生的影響,并分析各次產(chǎn)業(yè)對(duì)消費(fèi)支出的影響水平。最后建立線性模型,論證分析影響城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出的部分因素 。高玉成 趙慶光 張群在四大消費(fèi)基礎(chǔ)理論上加入心理和預(yù)期變量,對(duì)我國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)函數(shù)進(jìn)行進(jìn)一步實(shí)證比較。并利用加入心理預(yù)期變量后的消費(fèi)函數(shù)對(duì)當(dāng)前城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出的變動(dòng)情況進(jìn)行解釋。王波在分析我國(guó)江蘇省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出情況及其發(fā)展趨勢(shì)的前提下,運(yùn)用灰色系統(tǒng)的相關(guān)理論對(duì)江蘇省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出的各相關(guān)因子進(jìn)行關(guān)聯(lián)分析,并提出相應(yīng)的對(duì)策建議樊孝菊根據(jù)1981年2004年襄樊城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出與可支配收入的基本數(shù)據(jù),應(yīng)用線性回歸分析的方法

5、研究了襄樊城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出與可支配收入之間數(shù)量關(guān)系的基本規(guī)律。在此基礎(chǔ)上提出了增加居民收入,提高居民生活消費(fèi)水平和生活質(zhì)量的建議王志遠(yuǎn)以ELES模型為基礎(chǔ)對(duì)20032005年我國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出進(jìn)行橫截面數(shù)據(jù)的計(jì)量分析。計(jì)量結(jié)果表明:城鎮(zhèn)居民的基本需求量增長(zhǎng)慢于收入增長(zhǎng)速度、基本需求量結(jié)構(gòu)趨于穩(wěn)定、低收入者的消費(fèi)支出低于基本需求量水平;城鎮(zhèn)居民的邊際消費(fèi)傾向受非收入因素的影響較大;隨著居民收入水平的上升,各種商品的收入彈性呈現(xiàn)出不同的變化趨勢(shì)。陳菲在經(jīng)典經(jīng)濟(jì)學(xué)消費(fèi)理論的前提下,將利率作為影響消費(fèi)的因素進(jìn)行綜合考慮,探討利率變動(dòng)對(duì)多我國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出的影響。構(gòu)建了經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型對(duì)上述問題進(jìn)行實(shí)證

6、分析,得出了影響我國(guó)城鎮(zhèn)居民家庭平均每人全年消費(fèi)性支出增長(zhǎng)率的自回歸分布滯后模型,并提出了相應(yīng)的政策建議。黃慶偉; 張超以北京市為例分析了緩慢增長(zhǎng)的居民收入和過高的商品房?jī)r(jià)格對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出的影響,得出高房?jī)r(jià)切實(shí)影響了城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的結(jié)論,并提出了相關(guān)政策建議。李津主要關(guān)注人口老齡化對(duì)于中國(guó)居民消費(fèi)支出的影響,并從平均消費(fèi)傾向和國(guó)民收入兩個(gè)角度進(jìn)行分析,最后提出一些建設(shè)性的意見。胡月; 王棟對(duì)影響居民消費(fèi)支出的居民收入、財(cái)政收入和貸款額等因素進(jìn)行實(shí)證分析。根據(jù)影響消費(fèi)的主要理論觀點(diǎn)建立模型收集相關(guān)數(shù)據(jù),利用EVIEWS軟件對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)和檢驗(yàn),最后據(jù)此結(jié)果分析經(jīng)濟(jì)意義并相應(yīng)提出一些政策建議。

7、李尚倫采用因子分析中的主成分分析方法和回歸分析方法,考察收入、收入分配的公平性、利率、物價(jià)水平、金融資產(chǎn)幾個(gè)因素對(duì)我國(guó)居民消費(fèi)支出的影響.通過因子分析方法,構(gòu)造出新的變量,然后進(jìn)行回歸分析。 從上文可知影響居民消費(fèi)支出的因素很多，本文采取了可能影響消費(fèi)支出的因素，其中特別突出的是加了恩格爾系數(shù)。三，模型數(shù)據(jù)本文研究采用的解釋變量和被解釋變量如下：（1）被解釋變量y我國(guó)城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出(元)（2）解釋變量X1城鎮(zhèn)居民可支配收入（元）X2城鎮(zhèn)家庭人數(shù)X3人均GDP（元）X4價(jià)格指數(shù)X5城鎮(zhèn)居民恩格爾系數(shù)表1我國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出及相關(guān)因素?cái)?shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)表年份城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出（元）城鎮(zhèn)居民可支配收入（元

8、）城鎮(zhèn)家庭人數(shù)人均GDP（元）價(jià)格指數(shù)（以1994年為基期）城鎮(zhèn)居民恩格爾系數(shù)19942851.343496.23.283586.33110050.04 19953537.574282.953.234600.81117.0950.09 19963919.474838.93.25395.576126.848.76 19974185.645160.33.196004.68130.3646.60 19984331.615425.13.166386.483129.3144.66 19994615.915854.023.146806.089127.4942.07 2000499862803.137538

9、.49612839.44 20015309.016859.63.18312.94128.8938.20 20026029.887702.83.049161.207127.8437.68 20036510.948472.23.0110398129.3937.10 20047182.19421.62.9812275.9134.4237.70 20057942.88104932.9614292.97136.8536.70 20068696.5511759.52.9516732.51138.9435.80 20079997.4713785.82.9120597.2145.5936.29 數(shù)據(jù)來源：中國(guó)

10、統(tǒng)計(jì)年鑒（2008年）四，建模過程通過Eviws軟件plot命令畫出y的趨勢(shì)圖如下 大致可以看出模型成線性或者指數(shù)型 圖1 Y的趨勢(shì)圖再通過Eviws軟件繪出y與x1,x2,x3,x4,x5的相關(guān)圖如下 圖3 y與x2的相關(guān)圖 圖2 y與x1的相關(guān)圖 圖4 y與x3的相關(guān)圖 圖5 y與x4的相關(guān)圖 圖6 y與x5的相關(guān)圖從上面5副相關(guān)圖可以看出城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出與城鎮(zhèn)居民可支配收入，城鎮(zhèn)家庭人數(shù)，人均GDP存在很大的線性相關(guān)性，與其他2個(gè)因素線性不是很強(qiáng)，但根據(jù)實(shí)際情況可知可支配收入是決定消費(fèi)支出的決定性因素，因此建立現(xiàn)象Y=c+b1x1+b2x2+b3x3+b4x4+b5x5+通過Eviws軟

11、件 ls y c x1 x2 x3 x4 x5得出如下表表2模型的初步分析表從上圖可知R=0.9997，=0.9995，模型整理具有很大的擬合度，但是各個(gè)系數(shù)的檢驗(yàn)只有X1的p=0.0284具有顯著性，其他的都不具有顯著性。這可能是由于模型中存在無關(guān)的因素或者存在嚴(yán)重的多重共性導(dǎo)致。根據(jù)實(shí)際情況可知居民可支配收入和GDP應(yīng)該是成正相關(guān)，而x2的b值為負(fù)數(shù)與實(shí)際經(jīng)濟(jì)意義相悖，而且其t值也是最小可以直接剔除。因此模型為y=c+b1x1+b2x2+b4x4+b5x5表3剔除x3的模型eviws輸出表從上圖可知剔除了x3之后各系數(shù)的符號(hào)都符合經(jīng)濟(jì)意義，但是x4,x5的系數(shù)都不顯著。因?yàn)槟Ｐ椭泻卸鄠€(gè)變

12、量模型肯能存在嚴(yán)重的多重共性。模型還需要進(jìn)一步處理。（一） 多重共性處理從上面模型和實(shí)際經(jīng)驗(yàn)可知模型存在嚴(yán)重的多重共性。（1） 相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)。鍵入 y x1 x2 x4 x5表4相關(guān)系數(shù)矩陣表可見每個(gè)因素都與城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出高度相關(guān)，而且解釋變量之間也是高度相關(guān)的?，F(xiàn)按逐步回歸原理建立模型。（2） 建立一元回歸模型。根據(jù)理論分析，可支配收入應(yīng)該是城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出最主要的因素;相關(guān)系數(shù)矩陣檢驗(yàn)也表明，可支配收入與城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出的相關(guān)性最強(qiáng)。所以以Y=a+bx1+建立基本模型，在逐步引入其他變量。（3） 將其余變量逐個(gè)引入模型估計(jì)結(jié)果如下表（括號(hào)里的為t統(tǒng)計(jì)值）表5城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支

13、出逐步回歸分析結(jié)果模型X1X2X4X5RY=f(x1)0.6938（93.4424）0.99860.9985Y=f(x1,x2)0.6109（38.3999）-2224.6930（-5.3885）0.999620.99955Y=(x1,x4)0.6778（56.0584）5.6098（1.6236）0.998890.99869Y=(x1,x5)0.6694（58.4365）-16.1671（-2.5280）0.999130.99897Y=(x1,x2,x4)0.6088（39.7144）-2064.9757（-5.0125）2.8195(1.4013)0.999680.99959Y=(x1,x

14、2,x5)0.6042(31.8116)-2598.2371(-3.75399)4.8199（0.6821）0.999640.99953Y=（x1,x4,x5）0.6593(51.4106)4.3735（1.4811）-14.5425（-2.3561）0.999290.99907Y=(x1,x2,x4,x5)0.6031(32.8292)-2394.8797(-3.4894)2.7301(1.3101)4.19148(0.6126)0.99970-0.99956從表估計(jì)結(jié)果可以看出模型引入x2,和x5后系數(shù)的符號(hào)正確，t值也顯著R和也得到提高且數(shù)值較大具有很大的擬合度，引入x4后R和雖然也得到

15、提高，系數(shù)符號(hào)也符合經(jīng)濟(jì)意義，但是x4的t值不顯著.因此考慮將模型2和模型4作為基本模型在引入其他變量，從上表可知引入其他變量后要么是x2的系數(shù)不顯著要么是x5的不顯著。可見這些因素都不能引入。所以現(xiàn)在有兩種模型合理Y=f(x1,x2),Y=f(x1,x5).這兩種模型從統(tǒng)計(jì)數(shù)值上看都很合理。根據(jù)現(xiàn)實(shí)情況可知，家庭規(guī)模在一定程度是不會(huì)變的，而且應(yīng)該是可支配消費(fèi)總支出與家庭人數(shù)相關(guān)人均支出與家庭人數(shù)關(guān)系不大。所以本文不考慮模型Y=f(x1,x2)，研究Y=f(x1,x5).表6由上圖可知模型為 Y=1428.416+0.669406x1-16.16706x5 （58.43653） （-2.527

16、996）R=0.9991，=0.9990 F=6330.162（二） 自相關(guān)檢驗(yàn)殘差圖分析:通過殘差圖分析，可以大致判斷隨機(jī)誤差的變化特征。如果隨時(shí)間的推移殘差分布呈現(xiàn)出周期性變化，說明可能存在自相關(guān)性。從下圖可以看出殘差圖沒有周期性變化，可以初步判斷不存在自相關(guān)性，但殘差圖不能做出準(zhǔn)確的判斷，還需進(jìn)一步分析。D-W檢驗(yàn)：模型D-w值為1.7082，n=15，k=,2，取顯著水平為=0.05時(shí)，查DW檢驗(yàn)表，得=0.946，=1.54，4-=2.46 <D-w<4-,可以判斷模型不存在一階自相關(guān)。但不能判斷是否存在多階自相關(guān)。還需進(jìn)一步檢驗(yàn)。偏相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)：如下圖在殘差序列偏相關(guān)系

17、數(shù)中，沒有發(fā)現(xiàn)|PAC|>O.5，同樣沒有找到模型存在自相關(guān)性。但當(dāng)滯后期為4的時(shí)候 PAC=-0.437 與0.5檢驗(yàn)。所以需要選擇滯后期為4的BG檢驗(yàn)。BG檢驗(yàn): 在方程式中點(diǎn)擊ViewResidual TestSerial Correlation LM Tes,選擇滯后期為4得出下表。其中n R=6.170695,臨界概率p=0.186758，模型不存在自相關(guān)性。綜上各個(gè)檢驗(yàn)可知模型不存在自相關(guān)性（三） 異方差性檢驗(yàn)利用White檢驗(yàn)，檢驗(yàn)異方差的存在，如下圖。通過如上的表格，輔助回歸方程得到n=5.012750，P=0.414326，所以模型不存在異方差性。（四） 滯后性分析城鎮(zhèn)

18、居民人均消費(fèi)支出有可能不僅與當(dāng)期可支配收入相關(guān)，還有可能去前幾年的可支配收入相關(guān)，可能存在滯后性，因此要進(jìn)行滯后性分析。先利用互相關(guān)分析命令CROSS作初步判斷，鍵入 :CROSS Y X1并輸入滯后期長(zhǎng)度為12，輸出如下圖相關(guān)圖。從圖中Y與X各期滯后值（lag）的相關(guān)系數(shù)可知，城鎮(zhèn)居民可支配收入與當(dāng)年或者可能前兩年的可支配收入相關(guān)，所以滯后期長(zhǎng)度可以初步設(shè)定為2或3，相關(guān)系數(shù)只能大致判斷y與x1的相關(guān)情況，利用，AIC，SC指標(biāo)可以做出更精確的判斷在命令行依次鍵入 LS Y C PDL(X,K,2) 其中k依次取2,3,4計(jì)算出各個(gè)檢驗(yàn)指標(biāo)值。判斷滯后期長(zhǎng)度檢驗(yàn)指標(biāo)值滯后期AICSC20.9

19、99111.2279211.4299630.999011.3973711.5782940.998911.3913411.5426從上圖可知滯后期從2延長(zhǎng)到4，逐漸下降，AIC和SC也總體上升，所以判斷不存在滯后性。（五） 模擬預(yù)測(cè)檢驗(yàn)在方程窗口中點(diǎn)擊forecast按鈕，可以得到Y(jié)在樣本期的模擬預(yù)測(cè)值；設(shè)預(yù)測(cè)變量名為YF。在窗口再輸入以下命令： GENR ER=(1-YF/Y)*100 SHOW Y YF ER PLOT Y YF據(jù)上圖所示結(jié)果，預(yù)測(cè)的相對(duì)誤差較小（除特殊年份外)都在5.5%以內(nèi)，而且從擬合圖中可以看出，模型對(duì)各個(gè)實(shí)際值擬合程度較高，能很好的反應(yīng)可支配收入和恩格爾系數(shù)對(duì)城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出的影響。（六） 模型分析和建議Y=1428.416+0.669406x1-16.16706x5 （58.43653） （-2.527996）R=0.9991，=0.9990 F=6330.162（1） 從上模型可看出城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出和可支配收入成正比，和恩格爾系數(shù)成反比，整體模型的擬合優(yōu)度達(dá)到了99.91%，并且各系數(shù)也顯著是個(gè)合理的模型。(2) 可支配收入的t值比恩格爾的系數(shù)大很多，這證明了可支配收入是影響城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出的決定性因素，0.6669046反應(yīng)了沒增加一單位可支配收入將增加0.6669