1、居民消費(fèi)水平計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析目錄一、研究的目的要求 2二、模型設(shè)定 31、理論綜述 : 3.2、變量選取： 4.3、模型數(shù)學(xué)形式確實(shí)定： 5.4、模型的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的形式確定為以下模型： 6.5、參數(shù)估計(jì)值范圍確實(shí)定： 7.三、參數(shù)估計(jì) 7四、模型檢驗(yàn) 81. 、經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)： 8.2、統(tǒng)計(jì)意義檢驗(yàn)： 8.1擬合優(yōu)度檢驗(yàn)R2檢驗(yàn)82顯著性檢驗(yàn)F檢驗(yàn)： 8. 3顯著性檢驗(yàn) t 檢驗(yàn)： 9.3、計(jì)量經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)： 1.01多重共線性的檢驗(yàn)： 1.02自相關(guān)的檢驗(yàn)： 1.0四、模型應(yīng)用 141 、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)分析 1.4.2、政策建議 1.4.1 對(duì)于城鎮(zhèn)居民 1.5.2對(duì)于農(nóng)村居民 1.5.、研究的目的要求

2、消費(fèi)行為理論為我們研究居民消費(fèi)增長因素提供了重要的理論基 礎(chǔ)。居民消費(fèi)在社會(huì)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)開展中有著重要的作用。 居民合理的 消費(fèi)模式和適度的消費(fèi)規(guī)模， 有利于經(jīng)濟(jì)持續(xù)健康的增長， 而且這也 是人們生活水平的具體表達(dá)。 通過對(duì)影響我國居民消費(fèi)增長因素的實(shí) 證分析 , 我們認(rèn)為 , 當(dāng)期收入是影響居民消費(fèi)的最直接、最重要的因 素；居民的消費(fèi)水平還應(yīng)隨著經(jīng)濟(jì)的開展而提高。改革開放以來，隨 著中國經(jīng)濟(jì)的快速開展， 人們生活水平不斷提高， 人均的純收入也不 斷增加，居民的消費(fèi)水平也在不斷增長； 居民的消費(fèi)水平還應(yīng)該和當(dāng) 年的物價(jià)水平相聯(lián)系。 為了研究居民消費(fèi)水平增長的主要原因， 分析 各因素對(duì)消費(fèi)水平的影

3、響，需要建立計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型。所謂消費(fèi)水平，從宏觀角度考察是指社會(huì)全體消費(fèi)者的物質(zhì)文化需 要得到滿足的程度； 或者說是社會(huì)提供給眾多消費(fèi)者用于生活的消費(fèi) 的產(chǎn)品和效勞的數(shù)量和質(zhì)量。 也就是說， 消費(fèi)水平的含義既包括了消 費(fèi)品，又包括了消費(fèi)效勞， 而且從消費(fèi)水平的開展趨勢看，消費(fèi)效勞 將越來越來越占有重要的地位； 既包括了數(shù)量也包括了質(zhì)量； 質(zhì)量的 因素不僅是消費(fèi)水平不可無視的重要內(nèi)容， 而且也成為消費(fèi)水平上下 的越來越重要的標(biāo)志。消費(fèi)水平從微觀上考察， 就是消費(fèi)者及其家庭生活需要的滿足程 度，或者講是消費(fèi)者及其得到或可支配的消費(fèi)品和效勞的數(shù)量和質(zhì)量 以及金融資產(chǎn)的狀況。我們對(duì)消費(fèi)水平的考察著重于宏

4、觀方面， 即對(duì)消費(fèi)水平的研究還要 結(jié)合物質(zhì)和精神文化需要的滿足程度。二、模型設(shè)定1、理論綜述 :關(guān)于消費(fèi)， 已經(jīng)有很多學(xué)者進(jìn)行過不同方面的研究， 消費(fèi)作為拉動(dòng) 經(jīng)濟(jì)增長的三駕馬車之一， 對(duì)本國的經(jīng)濟(jì)開展， 確實(shí)有著至關(guān)重要的 作用，要想開展本國經(jīng)濟(jì)， 認(rèn)真研究消費(fèi)是很必要的。我國對(duì)于居民 消費(fèi)問題的研究在 1998 年后成為經(jīng)濟(jì)學(xué)熱點(diǎn)問題之一。凱恩斯認(rèn)為 消費(fèi)取決于絕對(duì)收入。杜森貝利認(rèn)為消費(fèi)取決于相對(duì)收入。 莫迪里安尼認(rèn)為居民消費(fèi)是根 據(jù)生命周期與其相應(yīng)收入來決定的。 而弗里德曼那么認(rèn)為消費(fèi)取決于永 久收入。他們的理論各有千秋，各有缺乏。鄭春梅和單迎彬在?當(dāng)代經(jīng)濟(jì)? 2006 年發(fā)表的一篇文章

5、?居民消 費(fèi)與收入關(guān)系的深層思考兼論中國消費(fèi)率偏低的原因? 中，討論 了居民消費(fèi)與收入的關(guān)系。梁紀(jì)堯和董長瑞在?山東經(jīng)濟(jì)?上發(fā)表了?關(guān)于前期消費(fèi)、暫時(shí)收 入與消費(fèi)關(guān)系的實(shí)證研究? ，該文基于為擴(kuò)大內(nèi)需、刺激消費(fèi)的政策 尋求理論上的借鑒，通過建立模型、科學(xué)測算經(jīng)濟(jì)變量、實(shí)證研究分析了前期消費(fèi)、 暫時(shí)收入與先期消費(fèi)的關(guān)系。 在該文中研究的范圍內(nèi) 得出現(xiàn)期消費(fèi)主要取決于前期消費(fèi)的結(jié)論。2、變量選?。簽榱朔从尘用裣M(fèi)水平變化的影響因素， 選擇“全體居民人均消費(fèi)水 平作為被解釋變量，以反映居民消費(fèi)水平的增長；選擇“居民人均 純收作為居民的收入水平；選擇“商品零售價(jià)格指數(shù)作為物價(jià)水 平的代表。這樣解釋變量

6、就可以設(shè)定為“居民人均純收入 、“商品零 售價(jià)格指數(shù)等變量。從 2022 年的?中國統(tǒng)計(jì)年鑒?可以收集到如下數(shù)據(jù)19902007 年中國居民人均消費(fèi)水平及相關(guān)數(shù)據(jù)全國居民人均全國人均純收商品零售價(jià)年份消費(fèi)水平 Y/ 元入 X1/ 元格指數(shù) X219908331991932199211167841993139319941833122119952355199627891997300219983159216219993346221497200036322001386920024106200344112004492520055463200661383587101200770814140資料來源：中國統(tǒng)

7、計(jì)年鑒2022。國家統(tǒng)計(jì)局官網(wǎng)3、模型數(shù)學(xué)形式確實(shí)定：為分析居民人均消費(fèi)水平Y(jié)和人均純收入XI、商品零售價(jià)格指數(shù)X2的關(guān)系，作如以下圖所示的散點(diǎn)圖：XIX1與丫的散點(diǎn)圖X2與丫的散點(diǎn)圖由圖可以看出，居民的人均純收入和人均消費(fèi)水平是近似于線性的關(guān)系，而商品的零售價(jià)格指數(shù)與消費(fèi)水平的關(guān)系不夠明顯，也近似的看做線性關(guān)系，那么模型的數(shù)學(xué)形式可以看作是如下的式子：Yt = B i + B 2X1 + B 3X24、模型的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的形式確定為以下模型:Yt = B 1 + B 2X1 + B 3X2 + ut5、參數(shù)估計(jì)值范圍確實(shí)定：B 2表示人均純收入與居民消費(fèi)水平的關(guān)系，由經(jīng)濟(jì)學(xué)常識(shí)可知， 隨著人均

8、純收入的增加，居民消費(fèi)水平也增加，因此OVB 2；B 3表示商品零售價(jià)格指數(shù)與居民消費(fèi)水平的關(guān)系，由經(jīng)濟(jì)學(xué)常識(shí)可知，隨著價(jià)格指數(shù)的提高，居民消費(fèi)水平是降低的，因此B3< 0.三、參數(shù)估計(jì)Depe ndent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/28/10 Time: 10:54Sample: 1990 2007In cluded observatio ns: 18VariableCoefficie ntStd. Errort-StatisticProb.CX1X2R-squaredMean depe ndentvarAdjusted R-sq

9、uaredS.D. dependent varS.E. of regressi onAkaike info criterionSum squared residSchwarz criterio nLog likelihoodF-statisticDurbin-Wats on statProb(F-statistic)Y+X1X2)F=1281.63 n=18四、模型檢驗(yàn)1. 、經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)：AAB 2二，且B 2>0,符合經(jīng)濟(jì)意義，B 3=6.3676 >0,但是B 3v0,不符合符合經(jīng)濟(jì)意義，先保存數(shù)據(jù)，看接下來的檢驗(yàn)。2、統(tǒng)計(jì)意義檢驗(yàn)：1擬合優(yōu)度檢驗(yàn) R2 檢驗(yàn)由上面的表格可以

10、看出, 可決系數(shù)為, 說明所建模型整體上對(duì)樣本數(shù) 據(jù)擬合較好,即解釋變量“人均純收入和“商品零售價(jià)格指數(shù)綜 合對(duì)被解釋變量“居民消費(fèi)水平的絕大局部差異做出了解釋。 2顯著性檢驗(yàn) F 檢驗(yàn)：有兩個(gè)解釋變量，那么k=3,共有18個(gè)樣本觀測值1 提出假設(shè), H0：B 2=B 3=0；2在H0成立的條件下：F服從Fk-1，n-k，即服從F2,153檢驗(yàn)： F0.05 2,15 =F= >F2,15那么拒絕原假設(shè) H0：B 2=B 3=0, 說明回歸方程顯著。說明解釋變量X1和X2聯(lián)合起來對(duì)被解釋變量Y的影響是顯著的。 3顯著性檢驗(yàn) t 檢驗(yàn)： B 21提出假設(shè)：H0：B 2=02在H0成立的條件

11、下：t服從tn-k，即服從t 153檢驗(yàn)： t*t => t證明H0為小概率事件，那么拒絕H0,說明在其他解釋變量不變的情況下，解釋變量X1對(duì)被解釋變量丫的影響是顯著的。 B 3同理可以得出，t*=v t沒有通過t檢驗(yàn)，即解釋變量X2對(duì)被解釋變量丫的影響是不顯著 的。結(jié)合上面的經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)，得出 X2與丫的相關(guān)性是不明顯的，通過對(duì)二者做一元回歸， 也能很好的說明二者之間并沒有顯著的線性關(guān) 系，因此，將該變量舍去。那么模型轉(zhuǎn)變?yōu)椋篩t =B i + B 2X + u t現(xiàn)在對(duì)新確定的模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，得到下表：Depe ndent Variable: YMethod: Least Squa

12、resDate: 12/28/10 Time: 13:00Sample: 1990 2007In cluded observatio ns: 18VariableCoefficie ntStd. Errort-StatisticProb.CXXR-squaredMean depe ndentvarAdjusted R-squaredS.D. dependent varS.E. of regressi onAkaike info criterionSum squared residSchwarz criterio nLog likelihoodF-statisticDurbin-Wats on

13、statProb(F-statistic)Y(82.7022) (0.0358)t =(-5.1387) (50.3605)R2=0.9937 R3、計(jì)量經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)：1多重共線性的檢驗(yàn)：由于模型已經(jīng)轉(zhuǎn)變?yōu)橐辉Ｐ?，那么不需要進(jìn)行多重共線性的檢驗(yàn)。2自相關(guān)的檢驗(yàn)：1圖示檢驗(yàn)法： 先做et和et-1的散點(diǎn)圖，如以下圖：QO2001口口一診00003400)!,400 3)0 200 -100 a 100200FtESID(-1)大局部點(diǎn)落在第I、皿象限，說明隨機(jī)誤差項(xiàng) ut存在著正自相關(guān) 按照時(shí)間順序繪制回歸殘差項(xiàng) et的圖形：從上圖可以看出，et隨著t的變化逐次變化并不頻繁地改變符號(hào) 是幾個(gè)正

14、的et后面跟著幾個(gè)負(fù)的，那么說明隨機(jī)誤差項(xiàng) ut存在正自相 關(guān)。2DW檢驗(yàn)：對(duì)樣本容量為18, 個(gè)解釋變量，5%勺顯著性水平，查DW統(tǒng)計(jì)表可 知，dL=, du二，v dL顯然，模型中存在自相關(guān)，且為正自相關(guān)。3自相關(guān)的補(bǔ)救： 廣義差分法：A先得到P由'于 Yt =Y- p Yt-i , Xt=X- p X-i , 3 1=(1- p ) 3 i, 3 2= 3 2,貝y Y t = 3 1 + 3 2 Xt + v t進(jìn)行回歸可得Depe nde nt Variable: YYMethod: Least SquaresDate: 12/28/10 Time: 20:02Sample(

15、adjusted): 1991 2007Included observations: 17 after adjusting endpointsVariableCoefficie ntStd. Errort-StatisticProb.CXXR-squaredMean depe ndentvarAdjusted R-squaredS.D. dependent varS.E. of regressi onAkaike info criterionSum squared residSchwarz criterio nLog likelihoodF-statisticDurbin-Wats on st

16、atProb(F-statistic)* *Yt*t*(54.0375) (0.0755)t=(-0.8979) (21.7949)R2=0.9694 F其中 Y*t=Ytt-1 ,X *t=Xtt-1 。由于使用了廣義差分?jǐn)?shù)據(jù)，樣本容量減少了一個(gè)，為 17 個(gè)。查 5%顯著水平的DW統(tǒng)計(jì)表可知，dL=1.015 ,du=1.536，模型中DW=1.1488 dLV DW du ,落在了無法判斷的區(qū)間，那么可以認(rèn)為模型已經(jīng)沒有自相 關(guān)了，不必再進(jìn)行迭代。同時(shí)可見，可決系數(shù)R2、t、F 統(tǒng)計(jì)量也均到達(dá)理想水平。由差分方程有AB 1AB 2由此可得最終的全國居民人均消費(fèi)水平為：A Y 科奧迭代法：

17、由于模型要經(jīng)過100次迭代要能得到p，但是原模型已經(jīng)失真， 因此不適用這種方法來修正 . 德賓兩步法經(jīng)過回歸可以得到P =1.1458，p的范圍應(yīng)該是-1 <p< 1,那么得到的P不符合意義，沽也不能用這種方法估計(jì)參數(shù)。那么，最終得到的全國居民消費(fèi)模型為AYtt由上式的全國居民消費(fèi)模型可知，人均純收入的邊際為 1 .7337 ， 即居民人均純收入每增加 1 元，居民的消費(fèi)水平將增加 1.7337 元。四、模型應(yīng)用1、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)分析所估計(jì)的參數(shù)為B。2、政策建議開始的時(shí)候， 根據(jù)獲得的數(shù)據(jù)， 想要研究物價(jià)水平及居民的收入水 平對(duì)居民消費(fèi)的影響， 從我們的常識(shí)判斷， 認(rèn)為物價(jià)水平應(yīng)該對(duì)居

18、民 消費(fèi)的影響是反向的，而居民的收入水平與消費(fèi)水平應(yīng)該是同比增 長。但經(jīng)過計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型的回歸， 實(shí)際上物價(jià)水平與居民消費(fèi)水平的 影響并不明顯，結(jié)合現(xiàn)實(shí)， 你會(huì)發(fā)現(xiàn)即使在物價(jià)水平高的年份，居民 一些必要的消費(fèi)還是不能省的， 即消費(fèi)需求是缺乏彈性的， 這樣就無 法得到我們想要得到的結(jié)果。為了更好的擬合樣本數(shù)據(jù)， 根據(jù)所做的檢驗(yàn)， 舍去了代表物價(jià)水平 的商品零售價(jià)格指數(shù)， 僅研究居民人均純收入和居民人均消費(fèi)水平的 關(guān)系，這樣模型估計(jì)檢驗(yàn)結(jié)果就與理論相符合，且與現(xiàn)實(shí)相吻合。從這個(gè)消費(fèi)模型，我們可以看出來，人們的收入水平很大程度上 決定了人們的消費(fèi)水平， 而消費(fèi)作為拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)的三駕馬車之一， 具有 重要的經(jīng)濟(jì)意義，真對(duì)于此，國家著力提高居民收入，大力增強(qiáng)農(nóng)民 和城鎮(zhèn)中低收入居民的消費(fèi)能力。1對(duì)于城鎮(zhèn)居民應(yīng)根據(jù)不同收入群體的具體情況，分別采取不同的措施： 低收入群體要保底，保證其最根本的生活需求：重點(diǎn)要進(jìn)一步建 立和完善城鎮(zhèn)社會(huì)保障體系， 使所有失業(yè)、 下崗和收入在根本