居民消費(fèi)水平模型及分析

1、題目：中國(guó)居民消費(fèi)水平模型及分析姓名：錢(qián)增興學(xué)號(hào)：200710901109專(zhuān)業(yè)：信息管理與信息技術(shù)中國(guó)居民論文消提交費(fèi)時(shí)間：水2010平年6模月17型日及分析【摘要】：消費(fèi)作為社會(huì)再生產(chǎn)的終點(diǎn)和起點(diǎn)，對(duì)于實(shí)現(xiàn)社會(huì)再生產(chǎn)的良性循環(huán)促進(jìn)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的持續(xù)發(fā)展具有決定性作用。要刺激消費(fèi)、擴(kuò)大內(nèi)需，必須找出影響居民消費(fèi)水平的關(guān)鍵因素，才能對(duì)癥下藥。文章采取經(jīng)驗(yàn)回歸法，根據(jù)經(jīng)驗(yàn)實(shí)驗(yàn)性的給出影響居民消費(fèi)水平的關(guān)鍵因素，然后采用經(jīng)濟(jì)計(jì)量學(xué)計(jì)算出各個(gè)解釋變量系數(shù)。建立了中國(guó)居民消費(fèi)水平計(jì)量模型對(duì)此進(jìn)行分析?！娟P(guān)鍵詞】：居民消費(fèi)水平居民可支配收入恩格爾系數(shù)消費(fèi)物價(jià)指數(shù)一、綜述宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)中對(duì)居民消費(fèi)行為的研究主要傳統(tǒng)

2、理論有凱恩斯的絕對(duì)收入假說(shuō)，杜森貝利相對(duì)收入假說(shuō)，莫迪里安尼的生命周期假說(shuō)等。這些消費(fèi)理論從不同角度論證了收入對(duì)消費(fèi)的影響。我贊同收入的確是影響消費(fèi)水平的最重要因素這個(gè)觀點(diǎn)，但是其他因素（比如物價(jià)水平、收入分配的公平性、利率、人口結(jié)構(gòu)等）也從不同的方面影響著居民消費(fèi)水平。本文在構(gòu)建居民消費(fèi)水平模型時(shí)除選取常規(guī)因素外還綜合考慮了農(nóng)村居民收入和物價(jià)水平對(duì)居民消費(fèi)水平的影響。二、影響因素的選擇在現(xiàn)實(shí)生活中,影響消費(fèi)的因素很多,如收入水平、商品價(jià)格水平、利率水平、收入分配狀況、消費(fèi)者偏好、家庭財(cái)產(chǎn)狀況、消費(fèi)信貸狀況、消費(fèi)者年齡構(gòu)成、制度、風(fēng)俗習(xí)慣等等。但考慮到樣本數(shù)據(jù)的可收集性和我國(guó)經(jīng)濟(jì)的實(shí)際情況,選

3、擇以下因素決定消費(fèi)。日常觀察和統(tǒng)計(jì)研究都表明,當(dāng)前可支配收入水平是決定一個(gè)國(guó)家消費(fèi)的核心因素,因此人均可支配收入的入選毫無(wú)疑問(wèn);人均GDP是衡量一個(gè)國(guó)家經(jīng)濟(jì)實(shí)力,也是世界銀行劃分高收入、中等收入、低收入國(guó)家的主要標(biāo)志，一般來(lái)說(shuō)，人均GDP高的國(guó)家,表明該國(guó)經(jīng)濟(jì)實(shí)力強(qiáng)，人民消費(fèi)水平高，由此選擇了人均GDP。物價(jià)水平當(dāng)全社會(huì)的消費(fèi)品和勞務(wù)的價(jià)格水平上升或下降，消費(fèi)者可以將其收入在物品和勞務(wù)上用得多些或少些，來(lái)對(duì)物價(jià)水平的變動(dòng)做出反應(yīng)。兩者之間是根據(jù)各方面的資料表明，中國(guó)居民消費(fèi)水平與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入、農(nóng)村居民家庭人均可支配收入、消費(fèi)物價(jià)指數(shù)這7個(gè)指標(biāo)有關(guān),故以下工作主要從這

4、幾方面入手。并初步建立多元線性回歸模型，Y=P+PX+PX+PX+PX+PX+PX+PX+卩，其中：011223344556677Y:居民消費(fèi)水平（元）X1:國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（億元）X2:城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入（元）X3:城鎮(zhèn)居民家庭恩格爾系數(shù)（%）X4:農(nóng)村居民家庭人均可支配收入（元）X5:農(nóng)村居民家庭恩格爾系數(shù)（元）X6:物價(jià)水平表1：數(shù)據(jù)年份居民消費(fèi)水平（元）國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（億元）城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入（元）城鎮(zhèn)居民家庭恩格爾系數(shù)（%）農(nóng)村居民家庭人均可支配收入（元）農(nóng)村居民家庭恩格爾系數(shù)（元）基尼系數(shù)社會(huì)保障基金支出（億元）YX1X2X3X4X5X6X71995年2355607944

5、28350.11577.758.60.3794877.11996年278971177483848.81926.156.30.37281082.41997年300278973516046.62090.155.10.35981339.21998年315984402542544.72162.053.40.39181636.91999年334689677585442.12210.352.60.40432108.12000年363299215628039.42253.449.10.40112385.62001年3869109655685938.22366.447.70.43372748.02002年41

6、06120333770237.72475.646.20.45123471.52003年4411135823847237.12622.245.60.4584016.420044925159878942137.72936.447.20.474627.4年2005年54631832171049336.73254.945.50.4835400.82006年61382119231175935.83587.043.00.4966477.4三、數(shù)據(jù)的搜集數(shù)據(jù)均來(lái)自中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒，真實(shí)可靠。四、模型的初步建立建立多元線性回歸模型Y=p+PX+PX+PX+PX+PX+PX+PX+p011223344556677參

7、數(shù)估計(jì)表2：初步LOS估計(jì)DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:10/15/09Time:15:42Sample:19952006Includedobservations:12VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C2761.624697.08733.9616620.0167X10.0173020.0046583.7144380.0206X2-0.0116560.121732-0.0957500.9283X3-17.1222211.59346-1.4768860.2138X40.4515570.1

8、570162.8758600.0452X5-18.4121513.09339-1.4062170.2324X6-398.98641150.337-0.3468430.7462X7-0.0273370.133054-0.2054540.8472R-squared0.999783Meandependentvar3932.917AdjustedR-squared0.999404S.D.dependentvar1134.153S.E.ofregression27.68841Akaikeinfocriterion9.714626Sumsquaredresid3066.591Schwarzcriterio

9、n10.03790Loglikelihood-50.28775F-statistic2636.014Durbin-Watsonstat2.579752Prob(F-statistic)0.000000用最小二乘法估計(jì)結(jié)果模型為Y=2761-624+0-0173O2X1-0-011656X2-17-12222X3+0-451557X4-18-41215X5+-3989864X6-0.027337X7五、模型的檢驗(yàn)1經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn):模型初步估計(jì)結(jié)果顯示，居民消費(fèi)水平（Y）受?chē)?guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（XI）的正向影響，且影響較為顯著，符合經(jīng)濟(jì)意義。而參數(shù)估計(jì)結(jié)果中，城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入（X2）,社會(huì)保障基金

10、支出（X7）的系數(shù)估計(jì)結(jié)果為負(fù)，不符合經(jīng)濟(jì)意義，并且受城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入（X2）以及城鎮(zhèn)居民家庭恩格爾系數(shù)（X3）農(nóng)村居民家庭恩格爾系數(shù)（X5）,基尼系數(shù)（X6）,社會(huì)保障基金支出（X7）的影響不顯著，可能是多重共線影響所致因而有待進(jìn)一步分析和檢驗(yàn).2統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn):從估計(jì)的結(jié)果可以看出，模型的可決系數(shù)為0.999783，模型擬合情況看起來(lái)很理想，但是很可能是由于多重共線性導(dǎo)致。在給定顯著水平a=0.05的情況下，解釋變量XI和X4的t統(tǒng)計(jì)量的值分別為大于t統(tǒng)計(jì)量的臨界值，說(shuō)明X1對(duì)應(yīng)變量的影響是顯著的.其他變量均未通過(guò)t檢驗(yàn)，分析可能是由于變量之間的多重共線性所致，有待進(jìn)一步分析模型F統(tǒng)計(jì)

11、量的值為2636.014非常顯著，說(shuō)明回歸方程非常顯著,整體模型效果比較好。3.模型修正:多重共線性檢驗(yàn)表3：相關(guān)系數(shù)矩陣X1X2X3X4X5X6X7X11.0000000.997469-0.8325040.989900-0.8837480.9460020.994994X20.9974691.000000-0.8567240.985256-0.9050860.9616520.998826X3-0.832504-0.8567241.000000-0.8386030.983394-0.894998-0.868227X40.9899000.985256-0.8386031.000000-0.8846

12、440.9167170.980587X5-0.883748-0.9050860.983394-0.8846441.000000-0.924723-0.913231X60.9460020.961652-0.8949980.916717-0.9247231.0000000.968024X70.9949940.998826-0.8682270.980587-0.9132310.9680241.000000由表3相關(guān)系數(shù)矩陣可以看出，解釋變量相互之間的相關(guān)系數(shù)較高，證實(shí)解釋變量之間存在多重共線性。多重共線性模型的修正運(yùn)用0LS方法分別求Y對(duì)個(gè)解釋變量XI、X2、X3、X4、X5、X6、X7進(jìn)行一元回歸

13、。在X2,X3,X4的回歸模型中，R2顯著提高，各個(gè)參數(shù)t檢驗(yàn)顯著。在X2,X3,X4的基礎(chǔ)上加入X1，X5，X6，X7后，R2沒(méi)有顯著提高，但其他參數(shù)的t檢驗(yàn)變得不顯著，甚至符號(hào)與其經(jīng)濟(jì)意義完全不符合。故修正后的方程不應(yīng)該包括XI,X5,X6,X7，保留X2，X3，X4作為修正后方程的變量。異方差檢驗(yàn)對(duì)修正方程進(jìn)行異方差檢驗(yàn)結(jié)果如表27表27White檢驗(yàn)結(jié)果DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:10/15/09Time:16:46Sample:19952006Includedobservations:12VariableCoefficient

14、Std.Errort-StatisticProb.C7483.6023225.7982.3199230.0681X20.2368220.3259230.7266190.5000X2A2-8.67E-062.51E-05-0.3460260.7434X3-282.9818159.0298-1.7794260.1353X3A22.8901161.8348041.5751630.1760X40.3013211.1698520.2575720.8070X4A20.0001870.0002860.6544490.5417R-squared0.999664Meandependentvar3932.917A

15、djustedR-squared0.999261S.D.dependentvar1134.153S.E.ofregression30.83171Akaikeinfocriterion9.986162Sumsquaredresid4752.972Schwarzcriterion10.26902Loglikelihood-52.91697F-statistic2479.952Durbin-Watsonstat2.812212Prob(F-statistic)0.000000nR2=11.995968，在95%的水平下，X2(6)=12.5916,nR2X2(12)，所以接受原假設(shè),aa表明模型中隨

16、機(jī)誤差不存在異方差。自相關(guān)檢驗(yàn)DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:10/15/09Time:16:23Sample:19952006Includedobservations:12VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C846.0674291.77002.8997750.0199X20.2525390.0343187.3588750.0001X40.8071340.1362935.9220430.0004X3-17.366025.077149-3.4204270.0091R-squared0.99

17、8910Meandependentvar3932.917AdjustedR-squared0.998502S.D.dependentvar1134.153S.E.ofregression43.89981Akaikeinfocriterion10.66290Sumsquaredresid15417.54Schwarzcriterion10.82453Loglikelihood-59.97739F-statistic2444.645Durbin-Watsonstat1.504001Prob(F-statistic)0.000000由表27可知，DW=1.504001,查表得d=0.658,d=1.

18、864，因?yàn)閐DWd，說(shuō)明廣義差分模型中已經(jīng)無(wú)自相關(guān)。同時(shí)可決系數(shù)，t,Fu統(tǒng)計(jì)量也均達(dá)到理想水平。Y844.4809+0.174421X226.44499X3+1.108368X4t=(3.025821)(2.686639)(-3.112884)(4.463009)se=(279.0915)(0.064922)(8.495334)(0.248345)R2=0.998586,R2=0.997980,F=1648.221，df=11對(duì)方程進(jìn)行經(jīng)濟(jì)意義解釋城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入增加一千元，居民消費(fèi)水平就提高174.421元，城鎮(zhèn)居民家庭恩格爾系數(shù)增加1%,居民消費(fèi)水平就減少26.44499元,

19、農(nóng)村居民家庭人均可支配收入增加一千元,居民消費(fèi)水平就增加1188.368元.這只是理論上的解釋?zhuān)F(xiàn)實(shí)可能與解釋有出入。六、對(duì)回歸方程結(jié)果的分析以及原因探討由多元回歸模型分析可知,居民消費(fèi)水平與城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、城鎮(zhèn)居民恩格爾系數(shù)、農(nóng)村居民人均可支配收入有很大關(guān)系，而與基尼系數(shù)、社會(huì)保障基金支出關(guān)系不大分析得出以下幾點(diǎn):其一,對(duì)中國(guó)居民消費(fèi)水平影響最大的因素是居民的可支配收入。要提高中國(guó)居民的消費(fèi)水平首要任務(wù)就是要想方設(shè)法增加居民的可支配收入。其二,對(duì)于收入差距的擴(kuò)大對(duì)居民消費(fèi)水平的影響，通過(guò)基尼系數(shù)和居民消費(fèi)水平的ols回歸分析（見(jiàn)表10）可以看到，確實(shí)對(duì)消費(fèi)有一定程度的影響。另外城鎮(zhèn)居民家庭恩格爾系數(shù)對(duì)居民消費(fèi)水平有較大影響，而農(nóng)村居民家庭恩格爾系數(shù)迪對(duì)居民消費(fèi)水平影響不大，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)對(duì)中國(guó)居民消費(fèi)水平的影響大于農(nóng)村居民的。這又側(cè)面反映出了收入差距對(duì)消費(fèi)水平確實(shí)有影響。但是，總的來(lái)說(shuō)，對(duì)于影響消費(fèi)的因素而言，居民人均可支配收入更為重要，影響大的多其三，當(dāng)前中國(guó)社會(huì)保障系統(tǒng)不健全對(duì)于居民消費(fèi)有一定的制約作用，但是作用十分有限。可能是中國(guó)人崇尚節(jié)約和未雨綢繆的傳統(tǒng)和習(xí)慣仍在。即使參加了社保，依然不敢去消費(fèi)