農(nóng)民人均消費(fèi)支出的影響因素分析

1、農(nóng)民人均消費(fèi)支出的影響因素分析引言中國(guó)是一個(gè)農(nóng)業(yè)大國(guó)，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)在國(guó)民經(jīng)濟(jì)中占有十分重要的地位。要想實(shí)現(xiàn)中國(guó)的全民小康，農(nóng)民必然是一個(gè)重要方面。改革開放以來(lái)，中國(guó)的城市化進(jìn)程大幅邁進(jìn)，這也大大的提高了中國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的水平，農(nóng)民的人均純收入也不斷提高，與此同時(shí)我國(guó)農(nóng)民的生活消費(fèi)支出也有大幅提升。但是在我國(guó)GDP快速增長(zhǎng)、工業(yè)產(chǎn)品物價(jià)不斷提高，農(nóng)產(chǎn)品物價(jià)增長(zhǎng)有限的情況下，我國(guó)城鄉(xiāng)居民收入差距進(jìn)一步拉大，農(nóng)村居民在生活必需品包括食品、日用品、住房、醫(yī)療、教育等生活消費(fèi)支出方面不斷增大。滿足農(nóng)民的日常生活消費(fèi)支出也是解決三農(nóng)問(wèn)題的最低要求。我國(guó)農(nóng)村居民的消費(fèi)水平是否得到提高？提高的幅度有多大？以及農(nóng)民收入

2、的提高與農(nóng)民消費(fèi)水平的上升的相關(guān)程度有多大？對(duì)此我們建立模型來(lái)研究分析我國(guó)農(nóng)民的消費(fèi)水平的影響因素。一、模型設(shè)定影響居民消費(fèi)的因素有很多，收入是影響消費(fèi)水平的重要因素，應(yīng)該被考慮進(jìn)去；再者，農(nóng)民的消費(fèi)支出主要集中在生活消費(fèi)支出和生產(chǎn)費(fèi)用支出。因此農(nóng)民的消費(fèi)價(jià)格指數(shù)以及生產(chǎn)資料價(jià)格指數(shù)也應(yīng)該加以考慮。因此，準(zhǔn)備將“農(nóng)村居民人均純收入”、“農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)”、“農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價(jià)格指數(shù)”作為模型的解釋變量，被解釋變量當(dāng)然就是農(nóng)民的人均消費(fèi)。消費(fèi)模型可設(shè)定為式中，為農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出，為農(nóng)村人均居民純收入，為每年的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價(jià)格指數(shù)，為每年的農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)，為隨機(jī)誤差項(xiàng)。表1是從中國(guó)統(tǒng)計(jì)年

3、鑒收集的中國(guó)農(nóng)村居民19942010年的收入、消費(fèi)、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)和農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價(jià)格指數(shù)數(shù)據(jù)。表1 19942008年年度數(shù)據(jù) YX1tX2t（%）X3t（%）19941150.421340.28139.9123.419951310.361577.74119.9117.519961572.081926.07104.2107.919971617.152090.1395.5102.519981590.332161.9894.59919991577.422210.3495.898.520001670.132253.4299.199.920011741.092366.499.1100.72002183

4、42475.6399.799.2200319432622.24104.4101.220042184.652936.4113.1103.920052555.43254.93101.4101.820062829.023587.04101.2101.520073223.854140.36118.49105.420083560.274761122.94107.720093993.005153.0097.599.720104382.005919.00110.9103.6其中：Y為19942010年17年間每年的農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出X1t為19942010年17年間每年的農(nóng)村居民人均純收入X2t為1994

5、2010年17年間每年的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價(jià)格指數(shù)X3t為19942010年17年間每年的農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)二、模型的估計(jì)與調(diào)整先做y對(duì)x1，x2，x3做回歸，得回歸結(jié)果Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 11/26/12 Time: 15:54Sample: 1994 2010Included observations: 17VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-1269.886426.4273-2.0.0107X10.0.45.879440.0000X2-6.3.-1.0.08

6、58X318.794776.2.0.0184R-squared0. Mean dependent var2278.481Adjusted R-squared0. S.D. dependent var980.1092S.E. of regression68.04465 Akaike info criterion11.48053Sum squared resid60190.96 Schwarz criterion11.67658Log likelihood-93.58450 F-statistic1102.188Durbin-Watson stat1. Prob(F-statistic)0.由結(jié)果

7、可以讀出：Y = -1269. + 0.*X1 - 6.*X2 + 18.*X3S(bi)=(426.4273)(0.)(3.)(6.)T(bi)=( -2.)( 45.87944)( -1.)( 2.)R2=0. S.E=68.04465 三、模型檢驗(yàn)1、經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)?zāi)Ｐ凸烙?jì)結(jié)果說(shuō)明，在假定其它變量不變的情況下，當(dāng)年農(nóng)村居民人均純收入每增加1元，農(nóng)村居民每人平均生活消費(fèi)支出就會(huì)增長(zhǎng)0.元；在假定其他變量不變的情況下，當(dāng)年農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價(jià)格指數(shù)每增長(zhǎng)1個(gè)百分點(diǎn)，農(nóng)村居民生活每人平均生活消費(fèi)支出就會(huì)減少6.元，這與經(jīng)濟(jì)理論和經(jīng)驗(yàn)判斷不一致，出現(xiàn)反號(hào)現(xiàn)象，模型可能存在多重共線性；在假定其他變量不變的

8、情況下，當(dāng)年農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)每增長(zhǎng)1個(gè)百分點(diǎn)，農(nóng)村居民每人平均生活消費(fèi)支出就會(huì)增加18.元，這與理論分析和經(jīng)驗(yàn)判斷相一致。計(jì)算各解釋變量的相關(guān)系數(shù)，選擇X2、X3、X4，得相關(guān)系數(shù)矩陣：Correlation MatrixYX1X2X3Y 1. 0. 0.-0.X1 0. 1. 0.-0.X2 0. 0. 1. 0.X3-0.-0. 0. 1. 由相關(guān)系數(shù)矩陣可以看出，解釋變量X2和X3相互之間的相關(guān)系數(shù)較高，證實(shí)純?cè)趪?yán)重的多重共線性。2、消除多重共線性采用逐步回歸的辦法，去檢驗(yàn)和解決多重共線性問(wèn)題。分別作Y對(duì)X1、X2、X3的一元回歸，結(jié)果如表2所示：表2 一元回歸結(jié)果變量X1X2X3參

9、數(shù)估計(jì)量0.3.-35.72021t統(tǒng)計(jì)量46.253960.-0.R20.0.0.0.-0.-0.其中加入X1的方程最大，以X1為基礎(chǔ)，順次加入其它變量逐步回歸，結(jié)果如表3所示。表3 加入新變量的回歸結(jié)果參數(shù)變量X1的系數(shù)估計(jì)量和t統(tǒng)計(jì)量X2系數(shù)估計(jì)量和t統(tǒng)計(jì)量X3系數(shù)估計(jì)量和t統(tǒng)計(jì)量R2X1、X2t-Statistic0.(47.72091)2.(1.)0.X1、X3t-Statistic0.（51.36298）6.(2.)0.經(jīng)比較，加入X4的方程 =0.，改進(jìn)最大，而且各參數(shù)的t檢驗(yàn)顯著，選擇保留X4。加入X3后雖然有較小改進(jìn)，但是解釋變量X3的t檢驗(yàn)不顯著，這說(shuō)明X3存在多重共線性，

10、應(yīng)予以剔除。最后修正嚴(yán)重多重共線性影響的回歸結(jié)果如表4所示：表4Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 11/26/12 Time: 17:13Sample: 1994 2010Included observations: 17VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-686.6024313.0881-2.0.0457X10.0.51.362980.0000X36.2.2.0.0321R-squared0. Mean dependent var2278.481Adjusted R-sq

11、uared0. S.D. dependent var980.1092S.E. of regression73.77192 Akaike info criterion11.59862Sum squared resid76192.15 Schwarz criterion11.74566Log likelihood-95.58826 F-statistic1405.072Durbin-Watson stat1. Prob(F-statistic)0.Y = -686. + 0.*X1 + 6.*X3s(bi)=(313.0881)(0.)(2.)t(bi)=(-2.)(51.36298)(2.)R2

12、=0. =0. DW=1. F=1405.0723、經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)這說(shuō)明，在其他因素不變的情況下，當(dāng)農(nóng)村居民人均純收入每增加1元，農(nóng)村居民人均生活消費(fèi)增加0.元。在其他因素不變的情況下，當(dāng)農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)每增加1個(gè)百分比，農(nóng)村居民人均生活消費(fèi)增加6.元。這與理論分析和經(jīng)驗(yàn)判斷相一致。4、統(tǒng)計(jì)推斷檢驗(yàn)1）擬合優(yōu)度：由表6中數(shù)據(jù)可以得到：R2 =0.，修正的可絕系數(shù)=0.，這說(shuō)明模型對(duì)樣本的擬合很好。2）F檢驗(yàn)：針對(duì)F檢驗(yàn)定顯著性水平，在F分布表中查出自由度為k=2和n-k-1=14的臨界值F （2，14）=3.74。由表4中得到F=1405.072，由于F=812.286 F (2，12)=3

13、.3.74，應(yīng)拒絕原假設(shè)H0：b1=b3=0，說(shuō)明回歸方程顯著，即“農(nóng)村居民平均純收入”、“農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)”變量聯(lián)合起來(lái)確實(shí)對(duì)“農(nóng)村居民平均生活消費(fèi)支出”有顯著影響。3）t檢驗(yàn)：分別針對(duì)bj=0( j=0，2，4)給定顯著性水平a =0.05，查t分布表得自由度為n-k-1=14的臨界值ta/2 （n-k-1）=2.1448。由表4中數(shù)據(jù)可得，與b0 、b1、b3對(duì)應(yīng)的t統(tǒng)計(jì)量分別為-2.、51.36298、2.，其絕對(duì)值均大于ta/2（n-k-1）=2.1448，這說(shuō)明分別都應(yīng)拒絕bj=0( j=0，2，4)，也就是說(shuō)，當(dāng)在其他解釋變量不變的情況下，解釋變量“農(nóng)村居民人均純收入”（X1

14、）、“農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)”(X3)分別對(duì)被解釋變量“農(nóng)村居民人均生活消費(fèi)支出”（Y）都有顯著影響。4）自相關(guān)的檢驗(yàn)給定顯著性水平a =0.05，查DW表，當(dāng)n=17，k=2時(shí)，得下限臨界值d =1.02，上限臨界值d =1.54，因?yàn)镈W統(tǒng)計(jì)量為1.小于4-d =3.186，根據(jù)判定區(qū)域知不存在自相關(guān)。5）異方差的檢驗(yàn)利用Eviews5.0，異方差的White檢驗(yàn)結(jié)果如表5所示。表5White Heteroskedasticity Test:F-statistic4. Probability0.Obs*R-squared10.48143 Probability0.Test Equation:

15、Dependent Variable: RESID2Method: Least SquaresDate: 11/26/12 Time: 17:34Sample: 1994 2010Included observations: 17VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C78906.47.10.0.7396X14.5.0.0.3958X12-0.0.-0.0.7351X3-1570.6254338.789-0.0.7236X327.19.925150.0.7243R-squared0. Mean dependent var4481.891Ad

16、justed R-squared0. S.D. dependent var4477.396S.E. of regression3201.448 Akaike info criterion19.22052Sum squared resid1.23E+08 Schwarz criterion19.46559Log likelihood-158.3744 F-statistic4.Durbin-Watson stat2. Prob(F-statistic)0.由表7中可以看出，nR2 =0.*17=10.，由White檢驗(yàn)知，在a =0.05下，查分布表，得臨界值20.05（5）=11.0705，比較計(jì)算的 統(tǒng)計(jì)量與臨界值，因?yàn)閚R2 =10.17763 20.05（5）=11.0705