影響居民消費水平相關(guān)因素計量分析

1、南京財經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院（課程論文） 高級計量經(jīng)濟學(xué)目錄1 引言 22 理論與政策支撐23 計量模型33.1變量的設(shè)計與選擇33.2 計量模型設(shè)計33.3模型數(shù)據(jù)的選取34 模型的求解，檢驗及修正3 4.1 模型的估計與分析 3 4.2 模型檢驗45模型的經(jīng)濟意義66 結(jié)束語77 參考文獻88 附件 9對影響居民消費水平相關(guān)因素的實證研究摘要：進入21世紀以來,甚至在全球經(jīng)濟陷入困惑泥潭的時候,中國經(jīng)濟始終保持著高速增長,居民的消費水平也逐步攀升。一個地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展與其居民的消費需要息息相關(guān),對經(jīng)濟的穩(wěn)定增長起著推動作用,因此在國際經(jīng)濟增長速度放緩的情況下,擴大內(nèi)需,增加居民消費就成為了拉動經(jīng)濟增

2、長的主要動因和最終力量。本文用計量分析的方法，實證研究了影響居民消費水平相關(guān)因素。關(guān)鍵字：消費水平，計量分析，擴大內(nèi)需一、 引言發(fā)展經(jīng)濟就應(yīng)該緊緊抓住消費,而消費水平的高低受多種因素的制約, 根據(jù)西方經(jīng)濟學(xué)中凱恩斯消費理論可以得知消費水平受到居民收入水平等多種因素的影響,而這些因素究竟都是如何影響著消費水平呢?只有正確捕捉到影響我國居民消費水平的主要因素,才能從根本上改善不足,促進我國經(jīng)濟的持續(xù)穩(wěn)定健康發(fā)展。按支出法測算的國內(nèi)生產(chǎn)總值分為最終消費、資本形成總額、貨物和服務(wù)凈出口三大項。最終消費分為居民消費和政府消費兩項。居民消費又分為農(nóng)村居民消費和城鎮(zhèn)居民消費。按全國人口平均計算的居民消費額，

3、稱為“全國居民消費水平”;按農(nóng)村人口平均計算的農(nóng)村居民消費額，稱為“農(nóng)村居民消費水平”;按城鎮(zhèn)人口平均計算的城鎮(zhèn)居民消費額，稱為“城鎮(zhèn)居民消費水平”。 為此本文結(jié)合居民消費水平的影響因素和國務(wù)院所確定的十項措施列出了六個相關(guān)因素(國內(nèi)生產(chǎn)總值、職工平均工資指數(shù)、城鎮(zhèn)居民消費價格指數(shù)、普通中學(xué)及高等學(xué)校在校生數(shù)、衛(wèi)生機構(gòu)數(shù)、基本設(shè)施鐵路公路貨運量)進行計量分析,得到相關(guān)模型并結(jié)合相關(guān)政策進行分析,提出相關(guān)建議。二、 理論與政策支撐1、消費函數(shù)是指消費支出與影響它的各種因素之間的依存關(guān)系。消費函數(shù)主要由收入水平?jīng)Q定,還受多種因素影響例如商品價格水平、利率水平、收入分配狀況、消費者偏好以及制度風(fēng)俗習(xí)

4、慣等。本文針對于收入水平這一因素選有國內(nèi)生產(chǎn)總值和職工平均工資指數(shù),針對與商品價格水平選用了城鎮(zhèn)居民消費價格指數(shù),結(jié)合當(dāng)前中國擴大內(nèi)需的形勢分別從教育、衛(wèi)生、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)方面選取了普通中學(xué)及高等學(xué)校在校生數(shù)，衛(wèi)生機構(gòu)數(shù)、鐵路公路貨運量這三個指標。2、國務(wù)院關(guān)于擴大內(nèi)需促進經(jīng)濟增長提出十項措施。十項措施分別為:一是加快建設(shè)保障性安居工程;二是加快農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè);三是加快鐵路、公路和機場等重大基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè);四是加快醫(yī)療衛(wèi)生、文化教育事業(yè)發(fā)展;是加強生態(tài)環(huán)境建設(shè);六是加快自主創(chuàng)新和結(jié)構(gòu)調(diào)整;七是加快地震災(zāi)區(qū)災(zāi)后重建各項工作;八是提高城鄉(xiāng)居民收入;九是在全國所有地區(qū)、所有行業(yè)全面實施增值稅轉(zhuǎn)型改革,

5、鼓勵企業(yè)技術(shù)改造;十是加大金融對經(jīng)濟增長的支持力度。三、基于經(jīng)濟計量模型居民消費影響因素的研究1、變量的設(shè)計與選擇：根據(jù)上述理論與政策的敘述，選擇的變量及其指標表示如下：Y居民消費水平（元）X1國內(nèi)生產(chǎn)總值（億元）X2職工平均工資指數(shù)（上年=100）X3城鎮(zhèn)居民消費價格指數(shù)（上年=100）X4普通中學(xué)及高等學(xué)校在校生數(shù)（萬人）X5衛(wèi)生機構(gòu)數(shù)（個）X6基本設(shè)施鐵路公路貨運量（萬噸）2、經(jīng)濟計量模型設(shè)計設(shè)計一般模型為:其中為隨機誤差項。3、模型數(shù)據(jù)的選取本文所用數(shù)據(jù)為19782007年的時間序列,來源于中國統(tǒng)計年鑒和國家統(tǒng)計局,所設(shè)計模型的樣本容量為30個,具體數(shù)據(jù)見附表。四、 模型的求解，檢驗及

6、修正根據(jù)上述理論建立的消費模型，利用樣本數(shù)據(jù)和eviews軟件用OLS法進行回歸分析及統(tǒng)計檢驗，并針對多重共線性、異方差和相關(guān)性影響的方程進行修正并進行參數(shù)估計。1、 利用最小二乘法建立相關(guān)模型及分析檢驗（-3.52） (5.03) (0.09) (-0.52) (4.25) (0.45) (4.81) F=824.1509 RSS=548608.7從經(jīng)濟意義看，一般來說，居民消費水平隨著收入，工資水平，教育醫(yī)療水平，價格水平及基礎(chǔ)設(shè)施的提高而提高，隨著價格的提高而降低，反應(yīng)在模型上為各變量的系數(shù)為正的，從回歸結(jié)果可以知道，根據(jù)OLS所得的結(jié)果知X3沒有通過經(jīng)濟檢驗，其他變量都通過了經(jīng)濟檢驗。

7、其中,說明總離差平方和的99.53%被樣本回歸直線解釋，因此樣本回歸直線擬合優(yōu)度比較好，但解釋變量X2,X3,X5的T檢驗不能通過，可以知道此模型存在多重共線性。2、 計量經(jīng)濟學(xué)檢驗（1） 多重共線性檢驗首先，通過eviews查看各變量的相關(guān)系數(shù)如下表：從表中可以分析，Y和X1的相關(guān)系數(shù)最為明顯，二X6和X1,X4和X5,X6和X5之間是高度相關(guān)的。下面采用逐步回歸的方法來消除多重共線性：從相關(guān)系數(shù)及利用eviews分別將Y對X1,X2,X3,X4,X5,X6回歸有Y對X1的最大，因此可以把國內(nèi)生產(chǎn)總值作為居民消費水平的第一個解釋變量得到最初的回歸模型，然后向模型中引入X2,X3,X4,X6雖

8、然擬合優(yōu)度有所提高，但他們的T檢驗都不能通過，當(dāng)引入X5時，得到可以看出，不僅擬合優(yōu)度提高了，且通過了T檢驗，然后再逐個加入變量，經(jīng)檢驗知最后的模型中包含X1,X5,X3是最優(yōu)的，多重共線性經(jīng)過修正后的模型的方程如下： （-3.49） （25.53） （5.29） （2.696） F=788.0792 RSS=1288963 D.W=1.606907從結(jié)果可以看出，變量均通過T檢驗，說明擬合效果比較好。根據(jù)前面所述，各變量均符合經(jīng)濟意義，即居民消費水平主要收收入，衛(wèi)生，價格等影響，隨著它們的提高而提高。（2） 異方差檢驗i、 圖示檢驗法:殘差與解釋變量X1、X5、X3之間的圖像關(guān)系如下：從散點

9、圖中可以看出所建模型符合同方差的假定。ii、懷特檢驗：解釋變量有三個為了減少數(shù)據(jù)損失,采用了沒有交叉項的情形進行了懷特檢驗。由檢驗結(jié)果可知nR2=4.423及伴隨概率P=0.2192，在0.05的顯著性水平下P>0.05知，模型不存在異方差。iii、ARCH檢驗：由于樣本數(shù)據(jù)是時間序列，故還可以用ARCH檢驗?zāi)Ｐ褪欠翊嬖诋惙讲睿O(shè)置滯后期數(shù)P=3，由于(n-1)R2=0.439,P值=0.9319，在顯著性水平下P值>0.05,故模型中不存在異方差。 (3)、序列相關(guān)性檢驗i、殘差圖：作出殘差與其自身前一期殘差的散點圖如下：可看出模型沒有明顯的自相關(guān)。ii、依據(jù)杜賓-瓦森檢驗法,D

10、.W. = 1.61，在0.05的顯著性水平下，容量為30的D.W.檢驗的臨界值的下限與上限分別為dL=1.28,dU=1.57，由于D.W.=1.61>dL,故模型無一階自相關(guān)。iii、LM乘數(shù)法：利用拉格朗日乘數(shù)檢驗法檢驗是否具有二階序列相關(guān)，用eviews軟件有下表結(jié)果：從表中看出伴隨概率P=0.0919>0.05，可知，模型不存在二階序列相關(guān)性。由上述檢驗，知模型已消除多重共線性，不存在異方差，無二階自相關(guān)，因此最后的模型為： （-3.49） （25.53） （5.29） （2.696） F=788.0792 RSS=1288963 D.W=1.606907五、模型的經(jīng)濟意

11、義根據(jù)最終模型，X1前面的系數(shù)表示，在樣本期間即19782007年間，保持其他變量不變，平均而言，收入每增加一億元，居民消費水平增加元，同理，X5前面的系數(shù)表示，保持其他變量不變，平均而言，衛(wèi)生機構(gòu)數(shù)每增加一個，居民消費水平增加元，X3前面的系數(shù)表示，保持其他變量不變，價格沒增加一個單位，居民消費水平增加元R2值0.9891表明， 該模型的解釋變量解釋了19782007年間居民消費水平變異的98.91%。六、結(jié)束語1、百姓消費意愿低的原因在一定程度上源于他們承擔(dān)的生活風(fēng)險和壓力不斷增加。因此,政府應(yīng)在養(yǎng)老、醫(yī)療、教育和房價等方面出臺相關(guān)配套政策,完善社會保障體系來減輕老百姓的生活壓力,將部分儲

12、蓄轉(zhuǎn)換為消費,最終擴大內(nèi)需,拉動經(jīng)濟增長。2、國家發(fā)改委主任張平3月6日詳解了中國四萬億投資的去向,表示初步方案已經(jīng)有所調(diào)整,基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)投資減少了3000億元,由1. 8萬億元調(diào)降至1. 5萬億元;教育、衛(wèi)生、文化、計劃生育等社會事業(yè)方面增加了1100億元,由400億元提高到1500億元;民生工程的投資由2800億元提高到4000億元,占比由7%增至10%。這也表明教育、衛(wèi)生、文化、計劃生育、民生工程對于拉動內(nèi)需的重要性,這同本文所得的結(jié)論也具有一致性,其中最主要的相關(guān)因素就包含衛(wèi)生機構(gòu)數(shù)這一關(guān)于衛(wèi)生的衡量指標。3、本文選取的是年度樣本數(shù)據(jù)，是從長期上分析。從貨運量同消費水平個關(guān)系可以看出，

13、雖然貨運量單個因素和消費相關(guān)性較強，但在整個回歸中，其多元因素的相關(guān)性并不顯著，這主要源于貨運量與國內(nèi)生產(chǎn)總值具有很強的線性關(guān)系，另外需要注意的是，雖然在4萬億投資去向中有2萬億是投資于鐵路建設(shè)和完善中，在當(dāng)前一定程度上可以拉動就業(yè)問題，而且在其竣工之際其拉動國內(nèi)生產(chǎn)總值及對消費的影響明顯，因此不能忽視鐵路，公路等基礎(chǔ)設(shè)施對消費水平的影響，有待研究。參考文獻：1 李子奈.計量經(jīng)濟學(xué)M.第2版.高等教育出版社.2 劉佳.影響我國私人汽車擁有量的因素計量分析.中國高新技術(shù)企業(yè).2010年第13期3 王映,李曉慧,胡超. 四川省城鎮(zhèn)居民消費水平和消費結(jié)構(gòu)的實證分析J; 2010年第9卷第3期4 擴大

14、內(nèi)需還需社會保障作后盾N.中國經(jīng)濟時評.5 陳瑩，張安錄.武漢市居民消費水平和結(jié)構(gòu)實證研究J. 安徽農(nóng)業(yè)科學(xué)，20056 朱翠清. 昆明市城鎮(zhèn)居民消費水平和結(jié)構(gòu)的實證分析J; 云南財貿(mào)學(xué)院學(xué)報(社會科學(xué)版) 2007,(03).附件1：數(shù)據(jù)年份居民消費水平(按當(dāng)年價格計算元)Y國內(nèi)生產(chǎn)總值X1(億元)職工平均工資指數(shù)(上年=100)X2城鎮(zhèn)居民費價格指(上年=100)X3普通中學(xué)及高等學(xué)校在校生數(shù)（萬人）X4衛(wèi)生機構(gòu)數(shù)(個)X5基本設(shè)施鐵路公路貨運量(萬噸)X619781843645.217107.396.32126116973219530119792084062.58106.7101.920

15、689.817514238292919802384545.62106.1107.520298.218055349332719812644891.5698.9102.519345.319012647133619822885323.35101.5102.018650.219343849273719833165962.65101.4102.018183.4196017520197 19843617208.05114.7102.718407.6198256657456 19854469016.037105.3111.918480.2200866668771 198649710275.18108.310

16、7.018521.1203139755748 198756512058.62101.0108.818252.8204960852077 198871415042.8299.2120.717789.1205988877263 198978816992.3295.2116.317424.0206724885270 199083318667.82109.2101.317335.9208734874721 199193221781.50104.0105.117376.2209236886800 1992111626923.48106.7108.617546.3204787938568 19931393

17、3533.92107.1116.117793.41935861003050 1994183348197.86107.7125.018510.91917421058130 1995235560793.73103.8116.819334.71900571106369 1996278971176.59103.8108.820162.23225661154884 1997300278973.03101.1103.120876.73150331148685 1998315984402.28107.299.421173.13140971140313 1999334689677.05113.198.7213

18、03.83009961157998 2000363299214.55111.4100.821479.33247711217394 20013869109655.20115.2100.721603.63303481249501 20024106120332.70115.599.021896.93060381321280 20034411135822.8112100.921946.18291323138420520044925159878.3110.5103.321881.7297540149400720055463183217.4112.8101.621668.75298997161107420066138211923.5112.7101.521614.7308969175457120077081249529.9112.6101.421474.642984081953669注:資料來源: 2008年中國統(tǒng)計年鑒、國家統(tǒng)計局附件2：eviews中關(guān)于模型的部分實現(xiàn)過程1、用OLS做Y對變量X1 X2 X3 X4 X5 X6的回歸 LS Y C X1 X2 X3 X4 X5 X6結(jié)果如下：2、各變量之間的相關(guān)系數(shù)3、用OL