計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)論文報(bào)告.doc

計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)課程論文城鎮(zhèn)居民消費(fèi)主要影響因素的實(shí)證分析小組成員：何志滔 李學(xué)賢 吳曉天指導(dǎo)教師：張子昱 日期：2010年12月23日城鎮(zhèn)居民消費(fèi)主要影響因素的實(shí)證分析摘要中國(guó)經(jīng)濟(jì)的快速增長(zhǎng)，城鎮(zhèn)化步伐加快。城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)在國(guó)民經(jīng)濟(jì)中占有極其重要的比重，城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)水平對(duì)整個(gè)國(guó)名經(jīng)濟(jì)的的發(fā)展有重大的作用。面對(duì)這個(gè)巨大的消費(fèi) ，如何提高消費(fèi)水平就成了擴(kuò)大內(nèi)需、拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)所面對(duì)的問(wèn)題。本文運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的方法，就城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)水平的主要影響因素進(jìn)行了簡(jiǎn)單的分析。關(guān)鍵詞： 城鎮(zhèn)居民；消費(fèi)水平；影響因素一 問(wèn)題的提出經(jīng)濟(jì)危機(jī)以來(lái)，中國(guó)遭遇增長(zhǎng)上的瓶頸。一直以來(lái)中國(guó)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)主要依賴于投資、出口和消費(fèi)三架馬車，而又以投資和出口的拉動(dòng)作用最大。雖然我國(guó)一直在強(qiáng)調(diào)要擴(kuò)大內(nèi)需，但經(jīng)濟(jì)危機(jī)中由于出口減少而引起經(jīng)濟(jì)的下滑還是說(shuō)明國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)對(duì)出口的依賴還是很大的。西方經(jīng)濟(jì)學(xué)中有很多關(guān)于需求、消費(fèi)的理論。微觀經(jīng)濟(jì)學(xué)中供求和均衡價(jià)格理論中的需求定理闡述了需求的定義和影響因素。需求是指某一特定時(shí)期內(nèi)，在各種可能的價(jià)格水平下，消費(fèi)者愿意而且能夠買到的某種商品的數(shù)量。影響需求的主要因素包括商品本身的價(jià)格、其他商品的價(jià)格、消費(fèi)者的偏好、消費(fèi)者收入及人們對(duì)未來(lái)的期望等。由于數(shù)據(jù)的可獲得性及影響的重要性，對(duì)于城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)水平主要選取了以下兩個(gè)影響因素;城鎮(zhèn)居民家庭可支配純收入及商品零售價(jià)格指數(shù)。二 1991年到2008年城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平及其影響因素的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)（表1）年份城鎮(zhèn)家庭可支配純收入X1城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平Y(jié)商品零售價(jià)格指數(shù)X219911700.61840102.919922026.62262105.419932577.42924113.2199434963852121.7199542834931114.819964838.95532106.119975160.35823100.819985425.1610997.41999585464059720006820685098.520016859771399.220027702.8738798.720038472.2790199.920049421.68679102.82005104399410100.8200611759.510423101200713785.811904103.8200815780.815326106.7三 建立模型由數(shù)據(jù)分析，初步建立模型Y=b0+b1*X1+b2*X2+ui b0表示在沒(méi)有任何影響因素下城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)水平；b1表示城鎮(zhèn)家庭可支配純收入對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平的影響；b2表示商品零售價(jià)格指數(shù)對(duì)城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)水平的影響；ui為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)四 模型的檢驗(yàn)與修正（一）模型的參數(shù)估計(jì)及經(jīng)濟(jì)意義和統(tǒng)計(jì)意義上的檢驗(yàn)利用Eviews軟件，做Y對(duì)X1 X2的回歸。回歸結(jié)果如下表1：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/22/10 Time: 12:48Sample: 1991 2008Included observations: 18VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C3435.4871604.7452.1408310.0491X10.7824950.02477831.580770.0000X2-20.2479014.85835-1.3627280.1931R-squared0.986696Mean dependent var6826.167Adjusted R-squared0.984922S.D. dependent var3180.842S.E. of regression390.5890Akaike info criterion14.92420Sum squared resid2288397.Schwarz criterion15.07260Log likelihood-131.3178F-statistic556.2194Durbin-Watson stat0.346363Prob(F-statistic)0.000000參數(shù)估計(jì)：由上表可知回歸系數(shù)估計(jì)值b。=3435.487 b1=0.782495 b3=-20.24790 （二）經(jīng)濟(jì)意義上的檢驗(yàn)該模型可以初步估計(jì)經(jīng)濟(jì)意義上的檢驗(yàn)，系數(shù)符號(hào)均符合經(jīng)濟(jì)意義。城鎮(zhèn)居民人均純收入及零售商品價(jià)格指數(shù)均能在數(shù)量上增加居民消費(fèi)。統(tǒng)計(jì)意義上的檢驗(yàn)當(dāng)n=18 a=0.10時(shí) t=1.341由數(shù)表可以看出C X1 X2的t統(tǒng)計(jì)量絕對(duì)值都大于1.341 符合t檢驗(yàn) 當(dāng)n=18 a=0.05時(shí)，查表得Fa=6.63 有F=556.2194則符合。R-squared=0.986696 Adjusted R-squared=0.984922 模型的擬合優(yōu)度比較好。因此這些因素對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平有較大影響。（三）計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)異方差檢驗(yàn) 樣本容量為18 且模型為二元線性回歸模型 利用懷特檢驗(yàn)對(duì)異方差進(jìn)行檢驗(yàn)。利用OLS課上的殘差ei 求殘差的平方和ei的平方并將其X1 X2 X2的平方 X1的平方和X1*X2 進(jìn)行回歸 可得到如下表2 且Xii為X1的平方 Xi為XjWhite Heteroskedasticity Test:F-statistic9.554524Probability0.000788Obs*R-squared13.43130Probability0.009350Test Equation:Dependent Variable: RESID2Method: Least SquaresDate: 12/22/10 Time: 21:53Sample: 1991 2008Included observations: 18VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C-5784096.7392893.-0.7823860.4480X1-133.933033.41135-4.0086090.0015X120.0060140.0019533.0785790.0088X2131397.1135226.40.9716830.3489X22-663.1973619.4676-1.0705920.3038R-squared0.746183Mean dependent var127133.2Adjusted R-squared0.668086S.D. dependent var178382.8S.E. of regression102769.8Akaike info criterion26.14850Sum squared resid1.37E+11Schwarz criterion26.39583Log likelihood-230.3365F-statistic9.554524Durbin-Watson stat1.614357Prob(F-statistic)0.000788由表可知 R-squared=0.746183 查表得樣本數(shù)為18 自由度為7的2=14.07nR2=13.514.07 所以接受原假設(shè)，表明殘差是同方差的。不存在異方差性。（四） 序列相關(guān)檢驗(yàn)Dubin-wolson state=0.3464 查表dl=1.16 du=1.39 而DW值小于dl，存在正序列相關(guān) 利用秩代法序列相關(guān)進(jìn)行處理 一次秩代結(jié)果（表3）Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/23/10 Time: 00:03Sample (adjusted): 1992 2008Included observations: 17 after adjustmentsConvergence achieved after 18 iterationsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C2846.6871363.5092.0877660.0571X10.7296930.03560620.493410.0000X2-8.36309115.08058-0.5545600.5886AR(1)0.7122520.1601644.4470330.0007R-squared0.997387Mean dependent var7119.471Adjusted R-squared0.996784S.D. dependent var3017.423S.E. of regression171.1210Akaike info criterion13.32494Sum squared resid380671.3Schwarz criterion13.52099Log likelihood-109.2620F-statistic1653.972Durbin-Watson stat1.945502Prob(F-statistic)0.000000Inverted AR Roots.71經(jīng)過(guò)一次秩代，DW值1.945所以其大于du而小于4-du 所以模型的序列不相關(guān)。所以模型所選變量比較好。（五） 多重共線性檢驗(yàn)利用Frish綜合分析法做檢驗(yàn)，讓Y對(duì)X1 X2做回歸首先讓Y對(duì)X1做回歸，得下表Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/23/10 Time: 09:39Sample: 1991 2008Included observations: 18VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C1264.137195.64626.4613410.0000X10.7920400.02439532.467190.0000R-squared0.985048Mean dependent var6826.167Adjusted R-squared0.984114S.D. dependent var3180.842S.E. of regression400.9134Akaike info criterion14.92981Sum squared resid2571705.Schwarz criterion15.02874Log likelihood-132.3683F-statistic1054.119Durbin-Watson stat0.274278Prob(F-statistic)0.000000將Y與X2回歸得如下結(jié)果Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/23/10 Time: 09:41Sample: 1991 2008Included observations: 18VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C22716.7911804.761.9243760.0723X2-152.9007113.3674-1.3487180.1962R-squared0.102084Mean dependent var6826.167Adjusted R-squared0.045964S.D. dependent var3180.842S.E. of regression3106.879Akaike info criterion19.02506Sum squared resid1.54E+08Schwarz criterion19.12399Log likelihood-169.2256F-statistic1.819041Durbin-Watson stat0.140831Prob(F-statistic)0.196209由上兩表可知Y與X1的擬合度比較好 Y與X2的擬合度不那么好。但由表1可知引入X2后R-quared=0.9867 讓Y與X1回歸的R-quared=0.9850 這說(shuō)明X2這變量對(duì)模型有改善作用。且t符合檢驗(yàn)，故不能舍棄。五 問(wèn)題思考及政策建議 （一）問(wèn)題思考 在擴(kuò)大內(nèi)需進(jìn)程中，城市這個(gè)市場(chǎng)是一直以來(lái)都非常重要的。本文就是城鎮(zhèn)家庭可支配純收入和商品零售價(jià)格指數(shù)對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平的影響進(jìn)行了簡(jiǎn)要的分析。但是在現(xiàn)實(shí)生活中，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平是受多方面影響的，不僅包括經(jīng)濟(jì)層面，還包括社會(huì)層面。我認(rèn)為經(jīng)濟(jì)層面包括收入、儲(chǔ)蓄、商品價(jià)格、通貨膨脹率等等，這些方面基本上是可以計(jì)量的，但居民的消費(fèi)水平還受社會(huì)層面的影響，例如居住地區(qū)、醫(yī)療社會(huì)保障程度、家庭人口狀況、受教育程度等等，這些方面都是難以計(jì)量的，但他們對(duì)居民消費(fèi)影響程度的影響又是不可以低估的。 （二）政策建議 1、由模型可以看出，城鎮(zhèn)家庭可支配純收入如對(duì)消費(fèi)水平的影響是巨大的，所以增加居民收入是提高消費(fèi)水平的一個(gè)重要手段，所以政府在擴(kuò)大內(nèi)需的同時(shí)要想方設(shè)法增加居民的收入，不僅要增加居民收入的數(shù)量，還要增加居民收入的渠道，鼓勵(lì)居民適當(dāng)增加投資。 2、商品零售價(jià)格指數(shù)對(duì)城市居民消費(fèi)水平也有一定的影響，但其受通貨膨脹率及經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等因素的影響。商品零售價(jià)格指數(shù)偏高，居民不得不用更多的錢去消費(fèi)，居民消費(fèi)水平也會(huì)升高，但這種上升是相對(duì)的。事實(shí)上，在居民收入增長(zhǎng)較慢的情況下，商品零售價(jià)格指數(shù)越高，人民生活水平越低，盡管在數(shù)值上居民消費(fèi)水平上升