農(nóng)村居民消費(fèi)水平影響分析農(nóng)村居民消費(fèi)水平影響分析農(nóng)村居民消費(fèi)水平影響分析xxx公司農(nóng)村居民消費(fèi)水平影響分析文件編號(hào)：文件日期：修訂次數(shù)：第1.0次更改批準(zhǔn)審核制定方案設(shè)計(jì)，管理制度農(nóng)村居民消費(fèi)水平影響因素分析一、摘要中國是一個(gè)農(nóng)業(yè)大國，農(nóng)民占總?cè)丝诘拇蟛糠?，農(nóng)村居民的消費(fèi)在國民消費(fèi)總量中占有很大比重，農(nóng)村居民的消費(fèi)水平對(duì)整個(gè)國名經(jīng)濟(jì)的發(fā)展有重大的作用。隨著改革開放的深入及各項(xiàng)支農(nóng)惠農(nóng)政策的實(shí)施，農(nóng)村居民的生活水平有了很大提高，面對(duì)農(nóng)村這個(gè)巨大的消費(fèi)市場，如何提高農(nóng)村居民的消費(fèi)水平就成了擴(kuò)大內(nèi)需、拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)所面對(duì)的重大問題。本文運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的方法，就農(nóng)村居民的消費(fèi)水平的主要影響因素進(jìn)行了簡單的分析。希望能夠通過對(duì)“農(nóng)村居民家庭人均純收入”和“商品零售價(jià)格指數(shù)”的研究，得到我國更為具體的農(nóng)村居民消費(fèi)水平影響因素，這將有助于提高提高農(nóng)村居民消費(fèi)水平，進(jìn)而促進(jìn)整個(gè)國民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。二、模型設(shè)定下表是中國1989年到2011年農(nóng)村居民消費(fèi)水平及其影響因素的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)年份農(nóng)村居民消費(fèi)水平Y(jié)農(nóng)村居民家庭人均純收入X1商品零售價(jià)格指數(shù)X219895491990560199160219926887841993805199410381221199513131996162619971722199817302162199917669720001860200119692002206220032103200423192936200526573255200629503587101200733474140200839014761200941635153201047005919201156336977表1（一）模型數(shù)學(xué)形式的確定為分析“農(nóng)村居民消費(fèi)水平”Y與“農(nóng)村居民家庭人均純收入”X1和“商品零售價(jià)格指數(shù)”X2之間的關(guān)系，通過表一如下散點(diǎn)圖：（二）建立模型從散點(diǎn)圖可以看出，農(nóng)村居民消費(fèi)水平（Y）和農(nóng)村居民家庭人均純收入（X1）大體呈現(xiàn)為線性關(guān)系，農(nóng)村居民消費(fèi)水平（Y）和商品零售價(jià)格指數(shù)（X2）大體呈現(xiàn)為線性關(guān)系。為分析為分析農(nóng)村居民消費(fèi)水平與農(nóng)村居民家庭人均純收入和商品零售價(jià)格指數(shù)之間的關(guān)系，可以初步建立線性回歸模型：Y=β0+β1X1+β2X2+uiβ0表示在沒有任何因素影響下的農(nóng)村居民消費(fèi)水平；β1表示農(nóng)村居民家庭人均純收入對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)水平的影響；β2表示商品零售價(jià)格指數(shù)對(duì)農(nóng)村居民的消費(fèi)水平的影響；ui為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。（三）確定參數(shù)估計(jì)值范圍因?yàn)檗r(nóng)村居民收入一部分將用于儲(chǔ)蓄，并不會(huì)全部用于消費(fèi)，且當(dāng)價(jià)格指數(shù)上升的時(shí)候，居民會(huì)縮減自己的消費(fèi)，所以農(nóng)村居民消費(fèi)水平與農(nóng)村居民家庭人均純收入應(yīng)為正相關(guān)的關(guān)系，農(nóng)村居民消費(fèi)水平與商品零售價(jià)格指數(shù)應(yīng)為負(fù)相關(guān)的關(guān)系，即0＜β1＜1,β2＜0。三、參數(shù)估計(jì)利用Eviews軟件，做Y對(duì)X1、X2的回歸，回歸結(jié)果如下（表2）：表2=++（）（）（）t=（）（）（）R2=F=n=23四、模型檢驗(yàn)及修正（一）經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)所估計(jì)的參數(shù)1=，符合0＜β1＜1變量參數(shù)中確定的參數(shù)范圍。說明農(nóng)村居民家庭人均純收入每增加1單位，平均說來可導(dǎo)致農(nóng)村居民消費(fèi)水平增加單位；而2=>0，不符合變量參數(shù)β2＜0的參數(shù)范圍。先保留數(shù)據(jù)，看接下來的檢驗(yàn)。商品零售價(jià)格指數(shù)每減少1單位，平均說來可導(dǎo)致農(nóng)村居民消費(fèi)水平增加單位。這與經(jīng)濟(jì)學(xué)中邊際消費(fèi)傾向的意義相符。（二）統(tǒng)計(jì)意義檢驗(yàn)1、擬合優(yōu)度檢驗(yàn)（R2檢驗(yàn)）可絕系數(shù)R2=，2=，這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“農(nóng)村居民家庭人均純收入”和“商品零售價(jià)格指數(shù)”對(duì)被解釋變量“農(nóng)村居民消費(fèi)水平”的絕大部分差異作了解釋。2、F檢驗(yàn)（1）提出假設(shè)：H0：β1=β2=0，（2）在H0成立的條件下：F服從F（k-1,n-k）,即服從F（2,20）（3）檢驗(yàn)F(2,20)：（2,20）=，F(xiàn)=>。則拒絕原假設(shè)H0：β1=β2=0。說明回歸方程顯著。即“農(nóng)村居民家庭人均純收入”和“商品零售價(jià)格指數(shù)”等變量聯(lián)合起來確實(shí)對(duì)“農(nóng)村居民消費(fèi)水平”有顯著影響。3、t檢驗(yàn)（1）對(duì)1的顯著性檢驗(yàn)首先,，提出假設(shè)H0：1=0其次，在H0成立的條件下，t服從t（n-k）,即服從t(20)最后，檢驗(yàn)：（20）=，t=>.則拒絕原假設(shè)。說明在其他解釋變量不變的情況下，“農(nóng)村居民家庭人均純收入”（X1）對(duì)“農(nóng)村居民消費(fèi)水平”Y有顯著性影響（2）對(duì)2的顯著性檢驗(yàn)首先，提出假設(shè)H0：2=0。其次，在H0成立的條件下，t服從t（n-k）,即服從t(20)最后，檢驗(yàn)：（20）=.。而t=<。.接受原假設(shè)。則說明在其他解釋變量不變的條件下，“商品零售價(jià)格指數(shù)”（X2）對(duì)被解釋變量“農(nóng)村居民消費(fèi)水平”Y無顯著的影響。（3）模型t檢驗(yàn)的總結(jié)結(jié)合上面的經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)，得出X2對(duì)Y的相關(guān)性不明顯，通過對(duì)二者一元回歸，也很好的說明二者并沒有顯著的相關(guān)性。因此該變量舍去，則模型轉(zhuǎn)變?yōu)閅=β0+β1X1+ui對(duì)新確定的模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)。得到表3表3=+t=(R2=2=DW=（三）計(jì)量經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)1、多重共線性檢驗(yàn).由于修正后的模型是一