S省城鎮(zhèn)居民生活消費結構影響因素的作用機理分析案例目錄TOC\o"1-3"\h\u19911S省城鎮(zhèn)居民生活消費結構影響因素的作用機理分析案例 1125521.1數(shù)據(jù)的收集? 1216121.2模型的選擇 2240741.3計量經濟模型的估計與調整 4175981.3.1模型中參數(shù)的估計 4105351.3.2模型的計量經濟學檢驗? 622581.3.3模型的修正 8327141.4經濟意義和統(tǒng)計推斷檢驗? 11253181.5ELES模型估計結果及分析? 119541.6城鎮(zhèn)居民邊際消費傾向分析 1372231.7城鎮(zhèn)居民需求收入彈性分析 15為了深入研究近些年來我國居民消費行為發(fā)生變化的基本特征，本文選擇樣本資料數(shù)據(jù)是2000-2019年的內蒙古城市數(shù)據(jù)，鑒于2013年之前主要采用的區(qū)域性劃分城鎮(zhèn)和地區(qū)性農村住戶調查的統(tǒng)計方法以及2013年之后主要采用的區(qū)域性住戶收支與其生活狀態(tài)調查的方法在統(tǒng)計范圍和其他統(tǒng)計口徑上存在著較大的差異，2013年之前的數(shù)據(jù)主要是選用人均現(xiàn)金消費支出,2013年之后的消費支出數(shù)據(jù)主要是選用人均，所有的數(shù)據(jù)均是從《內蒙古統(tǒng)計年鑒》和《中國統(tǒng)計年鑒》中獲得。本文目的是以這個角度深入地分析當前我國城鎮(zhèn)居民的消費行為發(fā)生變化的原因和情況,故根據(jù)該模型的各種因素中的參數(shù)和相關性變量，本文選擇2000-2019年城鎮(zhèn)居民的八大類人均和人平等可支配收入的指標。1.1數(shù)據(jù)的收集?本文充分利用了《內蒙古》和《中國》，獲取了2000-2019年內蒙古全年家庭的平均全年性生活總支出,可以直接支配經濟收入、、衣著、居住、家具、交通通信、文教和娛樂、醫(yī)療保健和其他的各年度進行分析，經過整理，如下所示：（單位：元）表22000-2019年城鎮(zhèn)的居民人均消費支出和人均可支配收入表年份人均可支配收入食品衣著居住家庭設備交通通訊文教娛樂醫(yī)療保健其他2000512913535613392893594882872522001553614235954042923905482692742002605115326756682865036793431742003701317067946182985967714262132004812320248986273607008594742772005913721781048723394756969533328200610358231611658004639261049553370200712378282513979425621124124571946820081443335531617102867311921384870513200915849377318571246798155715049936422010176984211220413849491769164111267102011204084962251414191163200418121239765201223150546327301584124325731972135479920132549754512365346513232605204013526412014273626003239536191437309521781471688201530594621024743710143032312505157674020163297564462543400715663045259918407002017356706459257741081670351126371907759201838305658324564594163137362592210673820194078266832458484516143797281823468141.2模型的選擇關于生活消費結構影響因素分析，國內普遍采用的是系統(tǒng)模型，這個模型英國的經濟學家(1954)提出的線性支出系統(tǒng)模型()的基礎上發(fā)展形成的。線性支出系統(tǒng)模型基本形式為:，其中，(1)式中，表示第種商品實際上所需要的需求量，表示消費者對第商品的基本需求量，表示消費者對第種商品的邊際預算份額，表示第種商品的價格，是總消費支出。模型(1)表示在種消費品中，對第種商品的需求量等于兩部分之和：第一部分為基本需求量，即維持的需要量；第二部分為總預算扣除對所有商品的基本需求支出后剩余部分中用于對第種商品的支出，顯然，這一部分與消費者的偏好有關。為了克服模型在估計上的困難，(1973)對模型作出了兩點修改：以收入代替總消費支出，從而使變量外生化；相應地將的概念由邊際預算份額改為邊際消費傾向。修改后模型的基本形式為：，其中，(2)模型(2)即為擴展線性支出系統(tǒng)(ELES)模型。(2)式中，I表示收入，表示消費者對第i種商品的邊際消費傾向。為基本需求量和邊際消費傾向。顯然有：>0，，模型的為和，為隨機擾動項。由于對第i種商品的和消費者的I是已知的外生變量，因而模型已具有良好的，可直接采用OLS進行估計，得到、。然后，利用參數(shù)之間的關系，可計算得到基本消費支出，其公式為：，其中，(3)將參數(shù)、的估計值、代入（5）式，即可得到基本的估計值至此完成模型的估計。繼而求出為(4)即(5)同時還可以求出需求(6)即(7)1.3計量經濟模型的估計與調整1.3.1模型中參數(shù)的估計為初步觀察數(shù)據(jù)的關系，先做出序列Y、x1、x2、x3、x4、x5、x6、x7、x8的線性圖。圖4可支配收入及消費支出數(shù)據(jù)圖形可以看出差異非常明顯，但其變動的大致方向基本上是相同的，所以推斷相互間可能具有一定的相關性。下面探索模型的設定形式。假定所建模型及其中的滿足各項古典假定，可以用估計其參數(shù)。首先，對食品x1與y進行，得到以下回歸方程：表3食品消費支出預可支配收入的一元回歸VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C850.5811206.97114.10970.0007Y0.16600.009218.02430.0000Eviews的回歸結果如上表3所示，那么久可以用規(guī)范的形式將參數(shù)估計和結果寫成：(850.5811)(0.165983)t=(4.109661)(18.02431)下面對其他七個變量進行同樣的回歸操作：表4衣著支出與可支配收入的一元回歸VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C611.9023163.34073.74620.0015Y0.05970.00738.21930.0000衣著支出x2對可支配收入與回歸得：(163.3407)(0.007268)t=(3.746172)(8.219349)表5居住支出與可支配收入的一元回歸VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C-533.043176.6121-3.0181570.0074Y0.1314280.00785816.725180居住支出x3對可支配收入與回歸得：(176.6121)(0.007858)t=-3.01815716.72518表6家庭設備用品及服務支出與可支配收入的一元回歸VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C65.4486648.98791.3360170.1982Y0.044330.0021820.338450家庭設備用品及服務支出x4對可支配收入與回歸得：(48.98790)(0.002180)t=1.33601720.33845表7交通通訊支出與可支配收入的一元回歸VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C-109.940772.5913-1.5145170.1473Y0.1026450.0032331.780390交通通訊支出x5對可支配收入與回歸得：(72.59130)(0.003230)t=-1.51451731.78039表8文教娛樂支出與可支配收入的一元回歸VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C361.208155.819716.4709780Y0.0648610.00248426.115540文教娛樂支出x6對可支配收入與回歸得：(55.81971)(0.002484)t=6.47097826.11554表9醫(yī)療保健支出與可支配收入的一元回歸VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C38.7459630.011381.2910420.213Y0.0543650.00133540.713320醫(yī)療保健支出x7對可支配收入與回歸得：(30.01138)(0.001335)t=1.29104240.71332表10雜項商品和服務支出與可支配收入的一元回歸VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C220.926349.103364.4992090.0003Y0.0166820.0021857.6354630雜項商品和服務支出x8對可支配收入與回歸得：(49.10336)(0.002185)t=4.4992097.6354631.3.2模型的計量經濟學檢驗?本文采用的是2000-2019年以及平均每人可支配收入的數(shù)據(jù)。?1.3.2.1異方差的檢驗本文運用來判斷模型是否存在性，同樣由于篇幅限制，在此只列出對模型(1)：的檢驗結果，見表11，其余方程檢驗結果分別詳見附錄。表11White檢驗F-statistic3.524964Obs*R-squared5.862743ScaledexplainedSS2.986799Prob.F(2,17)0.0524Prob.Chi-Square(2)0.0533Prob.Chi-Square(2)0.2246從這個圖表中我們可以清楚地看出，，由可知，在的顯著性水平下，查，得到一個臨界數(shù)值，比較需要計算的統(tǒng)計量與臨界數(shù)值，因為，所以不能被拒絕，表明模型(1)不存在，同樣采用的方法，依次通過對模型(2)至模型(8)進行，得到：模型(2)、模型(4)、模型(5)、模型(7)、模型(8)均無異方差。模型(3)：，模型(6)：，這兩個模型均存在。1.3.2.2自相關的檢驗由上述資料可知，x10.9475.3，F(xiàn)的統(tǒng)計量為324.8757，回歸系數(shù)很顯著。但是，DW=0.261359，對于一個樣本量為20、且只有一個解釋變量的模型，在5%的顯著性水平下進行查可知，，模型中，顯然此類消費模型中與其存在一種自相關。再用BG檢驗作自相關檢驗，選擇2為滯后的階數(shù)：表12衣著支出與可支配收入的自相關檢驗VariableCoefficientStd.ErrorT檢驗Prob.C54.3366982.797240.6562620.521Y-0.0037820.003982-0.9497330.3564RESID(-1)1.2358180.2350875.2568430.0001RESID(-2)-0.3425620.269416-1.2714960.2217如上圖所示，，其p值為0.0003，也可以表明其存在自相關。在存在明顯的自相關的情況下，違反了線性回歸的古典假設，可見，此模型中的t統(tǒng)計量和F統(tǒng)計量的結論并不可靠，所估計的邊際消費傾向也不一定能夠符合實際，需要及時采取一些補救措施。同樣采用BG檢驗的方法，依次對上述所給出的模型(2)至模型(8)進行自相關檢驗，得到：模型(2)、模型(4)、模型(5)、模型(7)、模型(8)均存在異方差，詳細方程檢驗結果見附錄。1.3.3模型的修正1.3.3.1異方差的修正針對存在的模型，本文采用加權最小二乘法（WLS），選用權數(shù)，經過如下：表13居住與可支配收入的修正異方差VariableCoefficientStd.Errort-StatisticC344.059135.316019.742299Y^23.65E-065.14E-077.093825Durbin-Watsonstat1.282704

x3對y回歸，修正后，得：(35.31601)(5.14E-07)t=9.7422997.093825表14雜項商品和服務支出與可支配收入的修正異方差VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C498.885535.2119814.168060Y^23.19E-065.13E-076.214460Durbin-Watsonstat0.301284

x6對y回歸，修正后，得：(35.21198)(5.13E-07)t=14.168066.2144601.3.3.2自相關的修正針對存在的模型，本文采用作出修正，經過修正后的模型如下：由上文可以得到DW=0.2614，可計算的輸出結果如下表所示：表15衣著支出與可支配收入的自相關修正VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C298.9021116.26462.5708770.0198Y-0.8688*Y(-1)0.116310.0244744.7524270.0002Durbin-Watsonstat1.506037輸出結果為：

由于使用了，樣本容量減少了1個，為19個。查5%顯著水平的DW統(tǒng)計表可知，，模型中DW=1.506037，，說明在5%顯著性水平下，此中已經無?？蓻Q系數(shù)R、t統(tǒng)計量、F統(tǒng)計量也均已達到合理水平?？捎嬎愠觯?/p>

所以，由計算回歸結果，即食品支出x1對y回歸，修正后得：(116.2646)(0.024474)t=2.5708770.024474同理可得：衣著支出x2對可支配收入y回歸，修正后，得：(82.36275)(0.019334)t=2.6408650.925298家庭設備支出x4對可支配收入y回歸，修正后，得：(34.26652)(0.005630)t=1.3490916.424928交通通訊支出x5對可支配收入y回歸，修正后，得：(75.37132)(0.005161)t=-0.50920719.42812醫(yī)療保健支出x7對可支配收入y回歸，修正后，得：(28.84491)(0.002472)t=0.62028022.15199其他支出x8對可支配收入y回歸，修正后，得：(33.59560)(0.005692)t=1.8776682.1698421.4經濟意義和統(tǒng)計推斷檢驗?根據(jù)本文，收入y前的系數(shù)均為正值，表明隨著的增加，居民的都有一定的增加，符合經濟現(xiàn)實。的比較高，除了模型(2)和模型(8)對應的都不到0.5，比較低，考慮到所采用的，而且模型(2)與模型(8)所代表的衣著與其他誤差量在這八個變量中是可變因素最多的，所以認為模型這樣的可以接受。在給定0.05的顯著性水平下，結果均是的，各也均是的，所以認為對居民的影響是的。?1.5ELES模型估計結果及分析?表162000-2019的ELES模型消費支出項食品2286.9330.116314.7524270.57055122.58557衣著2126.6750.229310.9252980.0479480.856176居住344.05913.65E-067.0938250.73654350.32235家庭設備237.06080.0361726.4249280.70830341.2797交通通訊-63.9620.10026619.428120.956902377.452文教娛樂498.88553.19E-066.214460.68208838.61951醫(yī)療保健38.851710.05476722.151990.966516490.7108其他338.71390.012352.1698420.2168864.708212從表中數(shù)據(jù)可以看出：2000-2019年間，的衣著傾向最高，為0.22931，人們將的22.93%用于支出，衣著高于其他商品，說明在滿足基本生活需求之后，更多的還是用來。其次，人們對食品和交通通訊也較高，分別為0.11631和0.100266，可見隨著生活水平的不斷增加，人們對娛樂、等這類發(fā)展性的消費的意愿實在逐漸加強的，人們不再僅僅滿足于最基本的消費水平和消費方式。根據(jù)以上計量模型的估算值，由式（9）可以通過計算得出，接下來，本文把20年的數(shù)據(jù)劃分為4個時域進行研究，這樣做的主要目的在于因為大多數(shù)學者都是通過使用面板數(shù)據(jù)或者是時間序列數(shù)據(jù)來分析和研究居民消費結構,很少會有對區(qū)域和時間段數(shù)據(jù)進行劃分,以便研究不同區(qū)域和時間段的人們生活消費結構發(fā)生什么樣的變化，本文在得出基本結論的基礎上，選用兩種方式對進行測算，旨在比較這兩種方法得出的結論是否一致，如果一致，哪種方式更好。下面四個表分別為2000-2004年、2005-2009年、2010-2014年和2015-2019年內蒙古城鎮(zhèn)居民各項消費支出的表172000-2004年各項消費支出的ELES模型參數(shù)估計結果表消費支出項食品199.93670.220976316.320.9889266.31衣著-34.540270.115993121.070.9933444.01居住-43.498720.09020161.860.5353.45家庭設備164.24350.02210432.850.73078.14交通通訊-231.72780.116381411.460.9777131.36文教娛樂-118.81260.12364327.530.949856.73醫(yī)療保健-92.529870.07100016.980.94248.72其他209.93940.00442060.210.01460.04表182005-2009年各個項目的消費收入支出的ELES模型參數(shù)估計結果表消費支出項食品-248.03140.255582312.80.982163.71衣著-51.124640.118088519.690.9923387.69居住49.687260.07225178.330.958669.43家庭設備-141.78620.057895616.280.9888265.14交通通訊-194.56760.10501576.280.929439.5文教娛樂231.41120.080352630.730.9968944.3醫(yī)療保健-150.50480.071117313.350.9834178.19其他-79.330420.04372128.540.960572.87表192010-2014年各個項目的消費收入支出的ELES模型參數(shù)估計結果表消費支出項食品1394.5310.1675386.30.929739.66衣著2167.3020.01202140.420.05660.18居住-3678.8640.26170633.320.785711家庭設備159.09290.04661159.20.965884.64交通通訊-617.47250.1326117.540.949956.92文教娛樂710.66980.053363115.830.9882250.61醫(yī)療保健558.15760.03287637.290.946553.07其他868.4429-0.0064795-0.760.16140.58表202015-2019年各個項目的消費收入支出的ELES模型參數(shù)估計結果表消費支出項食品4981.0510.04192185.880.920234.61衣著2671.294-0.004758-0.650.12330.42居住290.43430.11109899.480.967789.92家庭設備984.73850.01675191.870.53723.48交通通訊911.50370.07156823.60.812112.96文教娛樂1778.2920.02388622.680.7067.2醫(yī)療保健-543.25260.07004739.620.968692.61其他490.64960.00727741.750.50583.07由表18、表19和表20和表21中我國城鎮(zhèn)居民的人均可支配消費收入總額支出分別與人均實際可支配經濟收入進行擬合的各項回歸方程參數(shù)估計的結果我們可以清楚地看出，在的一個顯著性水平下，t檢驗和F檢驗的結果能夠顯示該模型的整體顯著，且各項可支配的回歸方程的擬合最大優(yōu)度基本保持在0.9左右的高水平，說明了我國城鎮(zhèn)居民的人均消費支出分別與實際的人均可支配收入擬合效果較好，同時，的模型要求也得以滿足，符合了該模型所設定的要求。1.6城鎮(zhèn)居民邊際消費傾向分析邊際消費傾向是凱恩斯著名的消費理論之一，本文以表示第i種商品的邊際消費傾向，其中在最具有經濟學意義的，就是在內蒙古消費者最基本的生活需求和消費支出得到一定的滿足后，每增加１單位的可支配收入所導致引起的各類消費支出的最大增加量，根據(jù)數(shù)值表３、表４和表５整理得出內蒙古地區(qū)的城鎮(zhèn)居民常住戶2000-2004年、2005-2009年、2010-2014年和2015-2019年各項消費開支的邊際性消費傾向，如表６所示。表212000-2019年各項消費支出的邊際消費傾向年份食品衣著居住家庭設備交通通訊文教娛樂醫(yī)療保健其他2000-20040.22100.11600.09020.02210.11640.12360.07100.00442005-20090.25560.11810.07230.05790.10500.08040.07110.04372010-20140.16750.01200.26170.04660.13260.05340.0329-0.00652015-20190.0419-0.00480.11110.01680.07160.02390.07000.0073圖5內蒙古城鎮(zhèn)各項消費支出的邊際消費傾向圖由于2000-2009年各項消費支出的邊際消費傾向均大于0，可知內蒙古城鎮(zhèn)居民的各項消費支出與人均可支配收入成正比例關系，居民收入水平的提高，對于食品、衣著等的消費支出也會增加。各項消費支出邊際消費傾向變動有所差別，食品、衣著的邊際消費傾向在逐年下降，居住、文娛的邊際消費傾向則在增長，隨著居民收入的增加，所引起的對城鎮(zhèn)居民各項消費支出的影響逐漸變小，并且城鎮(zhèn)居民對生活方面的需求從吃、穿、行方面逐漸向住、娛、醫(yī)方面轉變，反映了城鎮(zhèn)居民的生活質量得到很大的提升，但是居民對生活用品及服務的需求比較穩(wěn)定；橫向來看，2000-2004年我國城鎮(zhèn)居民人均食品消費支出的邊際傾向最大為0.2210，表示1單位人均可支配收入的增加會引起人均食品消費支出增加0.2210個單位，衣著、交通通信和文教娛樂類分別為0.1160、0.1164和0.1236，這表明2000-2004年間，我國城鎮(zhèn)居民的消費形式主要以食品、衣著和交通通信等基本生活保障為主，2005-2009年我國城鎮(zhèn)居民各項消費支出的邊際消費傾向最大是食品類為0.2556，衣著、交通通信和文教娛樂類分別為0.1181、0.1050和0.0804，家庭設備類最小為0.0579，從數(shù)值上看，食品和衣著類的邊際消費傾向逐漸減小，2010-2014年內蒙古城鎮(zhèn)居民各項消費支出的邊際消費傾向最大的是居住類為0.2617，2015-2019年內蒙古城鎮(zhèn)居民各項消費支出邊際消費傾向最大依然為居住類，人均居住消費支出邊際消費傾向為0.1111，其中食品、交通通訊和醫(yī)療保健類的邊際消費傾向相對較高，分別為0.0419、0.1050和0.0700，這表明城鎮(zhèn)居民的生活方式發(fā)生極大變化，人們不再滿足基本生活需要，逐漸注重生活環(huán)境和精神生活方面的需求。由凱恩斯消費理論，當，說明消費者有剩余，會將剩余收入用于儲蓄。由下表可知，2000-2004年、2005-2009年、2010-2014年的總邊際消費傾向均小于１，且總邊際消費傾向呈現(xiàn)逐年下降趨勢，說明目前我國城鎮(zhèn)居民的人均可支配經濟收入并未全部適當?shù)乩糜谙M在該水平上，部分用于儲蓄，且儲蓄逐漸增加。綜上所述，這兩種方法得出的結論是一致的，第二種方式更為詳細一些，可以知道變化的具體時間段，對定位原因也有很大的幫助。1.7城鎮(zhèn)居民需求收入彈性分析需求量和收入的之間彈性變動概率一般是常泛指一種商品在需求收入每個人按月季度變動1%需求所得的導致下而引起的第一或i種同類商品在第一市場上的附加需求量之間彈性變動的一個彈性百分比,本文以此來表示第一或i種同類商品的第一市場上不具有附加需求量和收入的巨大彈性,如果,則隨著第一消費者在第一市場上的商品收入不斷增加,消費者對第一或i種同類商品的附加需求量逐漸明顯減少,該一種商品被廣泛稱為第一劣等品,如果,則隨著第一市