計量經(jīng)濟學(xué)論文中國農(nóng)村居民生活消費水平影響因素分析學(xué)號：xx學(xué)院：xx班級：xx姓名：xx

摘要：當(dāng)前制約我國農(nóng)村居民消費水平的因素很多，擴大內(nèi)需、提升居民消費水平來拉動經(jīng)濟增長應(yīng)是長久之策。為提升中國農(nóng)村居民生活消費水平，應(yīng)加大農(nóng)業(yè)的扶持力度；調(diào)整農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)，大力發(fā)展優(yōu)質(zhì)高效農(nóng)業(yè)；大力發(fā)展農(nóng)村合作經(jīng)濟組織，服務(wù)農(nóng)民；大力發(fā)展生產(chǎn)力，增加科技投入；提高農(nóng)產(chǎn)品的最低回收限價，切實保證農(nóng)民收入。關(guān)鍵詞：經(jīng)濟投資居民消費水平農(nóng)業(yè)一、研究概述（一）引言多年來，受純收入的限制，我國農(nóng)村居民生活消費發(fā)展相對緩慢，農(nóng)民消費還存在巨大潛力。要擴大內(nèi)需，不僅從消費價格這個角度來考慮，更要解決如何使農(nóng)民收入持續(xù)快速增長，提高農(nóng)民總體購買力，推動農(nóng)村消費不斷擴大。對于我國農(nóng)村居民的消費水平主要選取了以下兩個影響因素：農(nóng)村居民家庭人均純收入及商品零售價格指數(shù)。本文以1998-2015年的數(shù)據(jù)為依據(jù)，進行計量經(jīng)濟模型建立與分析。（二）模型設(shè)定及數(shù)據(jù)說明依據(jù)我們的常識，假設(shè)農(nóng)民消費水平的高低與農(nóng)民的純收入和商品零售價格指數(shù)呈正相關(guān)。y=c+a*x1+b*x2,其中y表示農(nóng)民的消費水平，x1表示農(nóng)民純收入，x2表示商品零售價格指數(shù)。（三）模型估計表：1988年-2015年中國統(tǒng)計年鑒資料年份農(nóng)村居民人均生活消費支出農(nóng)村居民人均純收入商品零售物價指數(shù)1988287355.3102.81989349397.6108.81990378423.81061991421462.6107.31992509544.9118.51993549601.5117.8Method:LeastSquaresDate:20/10/16Time:20:36Sample:19882015Includedobservations:27CoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C3921.7254597.6290.8529890.4029X1-3.4261647.555661-0.4534560.6547X1^26.36E-060.0002820.0225250.9822X1*X20.0410180.0725500.5653690.5775X2^2-0.3631880.413315-0.8787210.3890R-squared0.408489

Meandependentvar1027.797AdjustedR-squared0.300941

S.D.dependentvar1482.430S.E.ofregression1239.456

Akaikeinfocriterion17.24831Sumsquaredresid33797521

Schwarzcriterion17.48828Loglikelihood-227.8522

Hannan-Quinncriter.17.31966F-statistic3.798214

Durbin-Watsonstat2.023826Prob(F-statistic)0.017039可知R-squared=0.408489，查表可得樣本數(shù)為27，自由度為5的λ^2分布的值為11.0705，因為nR^2<11.0705所以接受原假設(shè)，說明殘差是同方差的。（三）多重共線性檢驗讓Y分別對x1、x2做回歸，首先將Y與x1作回歸得結(jié)果如下表3：DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:20/10/16Time:20:40Sample:19882015Includedobservations:27CoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C46.0610011.595883.9721860.0005X10.7894380.006678118.21660.0000R-squared0.998214

Meandependentvar1144.370AdjustedR-squared0.998143

S.D.dependentvar836.6659S.E.ofregression36.05556

Akaikeinfocriterion10.07919Sumsquaredresid32500.08

Schwarzcriterion10.17517Loglikelihood-134.0690

Hannan-Quinncriter.10.10773F-statistic13975.16

Durbin-Watsonstat0.744042Prob(F-statistic)0.000000讓Y分表對x2做回歸，首先將Y與x2作回歸得結(jié)果如下表4：DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:20/10/16Time:20:41Sample:19882015Includedobservations:27CoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C6430.5062392.8502.6873830.0126X2-50.3385022.74159-2.2135000.0362R-squared0.163868

Meandependentvar1144.370AdjustedR-squared0.130423

S.D.dependentvar836.6659S.E.ofregression780.2005

Akaikeinfocriterion16.22817Sumsquaredresid15217819

Schwarzcriterion16.32415Loglikelihood-217.0802

Hannan-Quinncriter.16.25671F-statistic4.899581

Durbin-Watsonstat0.154254Prob(F-statistic)0.036214可知y與x1的組合為最優(yōu)方程。雖然x2與y的擬合度不是很好，但由表可知，引入X2后R-squared=0.998475,大于y與x1回歸的車的R-squared=0.998214,這說明x2這跟變量對模型有改善作用，且t檢驗符合，故不能舍棄。（四）自相關(guān)問題的檢驗根據(jù)表1中農(nóng)村居民家庭人均純收入X1，商品零售價格指數(shù)X2數(shù)據(jù)，使用最小二乘法估計消費模型得y=-194.5802+0.795342x1+2.213337x2DW=0.789170對樣本量為27，二個解釋變量的模型、5%的顯著水平，查DW統(tǒng)計表可知，dl=1.147，du=1.541，模型中DW<dl,顯然消費模型中有自相關(guān)。在Eviews命令欄中輸入lsycx1x2ar(1)，可得回歸結(jié)果表5如下：DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:20/10/16Time:20:50Sample(adjusted):19882015Includedobservations:26afteradjustmentsConvergenceachievedafter6iterationsCoefficientStd.ErrorT-StatisticProb.

C-146.2788128.5460-1.1379490.2674X10.7889080.01316059.947660.0000X21.8466811.1525121.6023100.1233AR(1)0.6157520.1716473.5873180.0016R-squared0.998982

Meandependentvar1181.538AdjustedR-squared0.998843

S.D.dependentvar830.1919S.E.ofregression28.23974

Akaikeinfocriterion9.659976Sumsquaredresid17544.62

Schwarzcriterion9.853529Loglikelihood-121.5797

Hannan-Quinncriter.9.715712F-statistic7194.688

Durbin-Watsonstat1.358296Prob(F-statistic)0.000000在Eviews命令欄中輸入lsycx1x2ar(1)ar(2)，可得回歸結(jié)果表6如下:DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:20/10/16Time:20:51Sample(adjusted):19882015Includedobservations:25afteradjustmentsConvergenceachievedafter8iterationsCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C-235.0595121.7240-1.9310860.0678X10.7999070.007713103.70500.0000X22.5564151.1053572.3127500.0315AR(1)0.9522930.1795585.3035480.0000AR(2)-0.6710610.199515-3.3634560.0031R-squared0.999297

Meandependentvar1220.760AdjustedR-squared0.999157

S.D.dependentvar822.3582S.E.ofregression23.88188

Akaikeinfocriterion9.360973Sumsquaredresid11406.88

Schwarzcriterion9.604749Loglikelihood-112.0122

Hannan-Quinncriter.9.428586F-statistic7109.368

Durbin-Watsonstat1.752678Prob(F-statistic)0.000000由于使用了廣義差分數(shù)據(jù)，樣本容量減為25個。查5%顯著性水平的DW統(tǒng)計表可知dl=1.125，du=1.538，模型中DW=1.752678>du，說明在1%顯著性水平下廣義差分模型中已無自相關(guān)，不必再進行迭代。同時可見，可決系數(shù)R^2、t、F統(tǒng)計量也達到了理想水平。所以模型為：y=-235.0595+0.799907x1+2.556415x2(-1.931086)(103.7050)(2.312750)R^2=0.999297F=7109.365DW=1.752678由公式可以卡看出，每增加一元農(nóng)民純收入，可以增加0.799907元的農(nóng)民生活消費支出，每增加一個單位的商品零售的價格指數(shù)，可以增加2.556415的農(nóng)民生活消費支出。三、結(jié)論分析及建議當(dāng)前制約我國農(nóng)村居民消費水平的因素很多，擴大內(nèi)需、提升居民消費水平來拉動經(jīng)濟增長應(yīng)是長久之策，根據(jù)以上分析，提升中國農(nóng)村居民生活消費水平可從以下幾方面著手：1.加大農(nóng)業(yè)的扶持力度，例如對農(nóng)民生產(chǎn)生活的補助，技術(shù)上的扶持，資金上的幫助。2.調(diào)整農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)，大力發(fā)展優(yōu)質(zhì)高效農(nóng)業(yè)。當(dāng)前要對傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)模式進行優(yōu)化和調(diào)整，大力發(fā)展“兩高一優(yōu)”農(nóng)業(yè)，調(diào)整重點是進行農(nóng)產(chǎn)品的品種改良和換代，提升品質(zhì)，提高效益。3.大力發(fā)展農(nóng)村合作經(jīng)濟組織，服務(wù)農(nóng)民。當(dāng)前要大力發(fā)展農(nóng)村合作經(jīng)濟組織，架起種植基地與市場供應(yīng)的橋梁，為農(nóng)民提供有效信息，同時暢通購銷渠道，為農(nóng)民的產(chǎn)前、產(chǎn)中、產(chǎn)后提供全方位的服務(wù)，促進農(nóng)民增產(chǎn)增收。4．大力發(fā)展生產(chǎn)力，增加科技投入，中國是一個農(nóng)業(yè)大國，農(nóng)村居民收入水平低是居民消費水平難以提高的重要原因。切實提高農(nóng)民收入，不僅是農(nóng)民由溫飽進入小康、改善農(nóng)民生活質(zhì)量的關(guān)鍵，也是刺激消費、促進經(jīng)濟健康快速協(xié)調(diào)發(fā)展的重要著力點。把國民經(jīng)濟蛋糕做大做強。提升國內(nèi)生產(chǎn)總值整體水平。當(dāng)前增