計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)課程論文作業(yè)1

1、 分析影響重慶市城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的因素摘要：刺激消費(fèi)、擴(kuò)大內(nèi)需是推動中國經(jīng)濟(jì)增長的動力之一。本文在分析影響消費(fèi)的主要因素的基礎(chǔ)上,選擇主要因素建立中國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)計(jì)量模型。通過EVIEWS軟件的實(shí)證分析，可以看出城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)性支出與其收入之間有著內(nèi)在的聯(lián)系，同時居民的儲蓄對消費(fèi)也有很大程度的影響。據(jù)此，并提出了相關(guān)促進(jìn)重慶市居民消費(fèi)水平提高的一些政策取向。關(guān)鍵詞：居民消費(fèi)；可支配收入；儲蓄一、引言改革開放以來，中國經(jīng)濟(jì)建設(shè)取得了今世人矚目的成就，國內(nèi)生產(chǎn)總值有了較大幅度的增長，城鄉(xiāng)居民收入不斷增加。隨著改革的深入, 特別是1998 年以來, 政府機(jī)構(gòu)精簡, 行政事業(yè)單位縮編, 國有企業(yè)下崗職工增

2、多,使人們感覺到收入的持久性受到了威脅, 與此同時, 實(shí)際消費(fèi)支出負(fù)擔(dān)結(jié)構(gòu)也發(fā)生了實(shí)實(shí)在在的變化, 未來的住房、醫(yī)療、子女教育費(fèi)用將大部分由個人負(fù)擔(dān), 而且, 住宅價格、醫(yī)療費(fèi)價格、教育費(fèi)用上漲速度之快超過多數(shù)家庭收入增長速度。消費(fèi)市場疲軟,這種狀況已制約了中國經(jīng)濟(jì)持續(xù)、快速、健康發(fā)展。要刺激消費(fèi)、擴(kuò)大內(nèi)需,必須找出影響消費(fèi)的關(guān)鍵因素,才能對癥下藥。重慶市作為中國最年輕的一個直轄市，重慶直轄和國家實(shí)施西部大開發(fā)戰(zhàn)略，有力地推動著重慶經(jīng)濟(jì)發(fā)展和社會全面進(jìn)步。一個地區(qū)的消費(fèi)情況在很大程度上反映了這個地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，擴(kuò)大城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)也不可避免的成為推動重慶經(jīng)濟(jì)增長的一項(xiàng)重要手段。因此，通過對影

3、響重慶市城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的因素的分析，作出相關(guān)政策建議，刺激消費(fèi)促進(jìn)重慶市的經(jīng)濟(jì)增長。二、文獻(xiàn)綜述經(jīng)濟(jì)學(xué)中關(guān)于消費(fèi)理論的分析主要有絕對收入假說、相對收入假說和恒常收入假說。絕對收入假說理論的提出者是凱恩斯，他在通論中關(guān)于消費(fèi)函數(shù)的論點(diǎn)主要有：消費(fèi)支出取決于收入的絕對水平；平均消費(fèi)傾向隨著收入的增加而減少，即收入越高，消費(fèi)在收入中所占的比例越??；邊際消費(fèi)傾向大于零而小于一"。凱恩斯談到的消費(fèi)函數(shù)是截距型：C=f(y)=a+by，其中y表示收入，a表示自主消費(fèi)， b表示引致消費(fèi)。a是同收入無關(guān)的的必須的消費(fèi)，b表示會隨著收入的增加而增加的消費(fèi)，作為邊際消費(fèi)傾向在通常情況下b的值小于1。這種建

4、立在心理規(guī)律基礎(chǔ)之上的絕對收入假說是以偶然的觀察為判斷的依據(jù)，凱恩斯認(rèn)為他的假說與理性的消費(fèi)者行為是一致的。詹姆斯·杜森貝里提出了相對收入假說，認(rèn)為人的消費(fèi)行為具有強(qiáng)烈的模仿性和追求更高生活水平的傾向，人們在消費(fèi)方面總是力圖向別人看齊，收入在長期內(nèi)是不斷增長的，消費(fèi)與收入的基本關(guān)系是成比例的，即長期消費(fèi)函數(shù)為c=b*y。杜森貝里認(rèn)為，短期內(nèi)消費(fèi)與收入之間的關(guān)系是c=a+b*y，如果經(jīng)濟(jì)在長期趨勢中穩(wěn)定地持續(xù)增長，消費(fèi)支出將按一個固定的比率穩(wěn)定增長，即c=b*y。但由于在經(jīng)濟(jì)增長的長期過程中，國民收入會隨經(jīng)濟(jì)周期而相應(yīng)地出現(xiàn)大起大落，人們對消費(fèi)的態(tài)度也會變動，消費(fèi)與收入的函數(shù)也會在長期

5、、短期和穩(wěn)定中變化。米爾頓·弗里德曼在1957年出版的消費(fèi)函數(shù)理論一書中提出了恒常收入假說，認(rèn)為消費(fèi)與收入的基本關(guān)系是恒常消費(fèi)Cp取決于恒常收入Yp，二者之間存在著固定不變的比例關(guān)系：Cp=b*Yp。恒常收入假說不包含與長期相對應(yīng)的短期消費(fèi)函數(shù)，因?yàn)檫@一假說中恒常收入與恒常消費(fèi)之間存在著固定不變的比例關(guān)系。但現(xiàn)實(shí)收入與消費(fèi)同恒常收入與消費(fèi)并不一致，存在著暫時收入與暫時消費(fèi)，所以，可以從恒常收入消費(fèi)函數(shù)推導(dǎo)出描述現(xiàn)實(shí)的消費(fèi)與收入之間關(guān)系的周期的消費(fèi)函數(shù)。即恒常收入假說也是提供了一種能把經(jīng)驗(yàn)的短期消費(fèi)函數(shù)和經(jīng)驗(yàn)的長期消費(fèi)函數(shù)協(xié)調(diào)起來的假說或理論。三、理論分析在現(xiàn)實(shí)生活中,影響消費(fèi)的因素很

6、多,如收入水平、商品價格水平、利率水平、收入分配狀況、消費(fèi)者偏好、家庭財(cái)產(chǎn)狀況、消費(fèi)信貸狀況、消費(fèi)者年齡構(gòu)成、制度、風(fēng)俗習(xí)慣等等。但考慮到樣本數(shù)據(jù)的可收集性和重慶市經(jīng)濟(jì)的實(shí)際情況,選擇了人均可支配收入、人均國內(nèi)生產(chǎn)總值、人均人民幣儲蓄年末存款余額、商品零售價格指數(shù)作為影響消費(fèi)的主要變量。GDP 是衡量一個國家經(jīng)濟(jì)實(shí)力,也是世界銀行劃分高收入、中等收入、低收入國家的主要標(biāo)志,一般來說,人均GDP 高的國家,表明該國經(jīng)濟(jì)實(shí)力強(qiáng), 人民消費(fèi)水平高, 同時在中國,居民消費(fèi)是在國內(nèi)生產(chǎn)總值經(jīng)過初次分配和再次分配后形成的, 由此選擇了人均GDP; 儲蓄是指可支配收入中未被消費(fèi)掉的部分, 兩者之間是此消彼長

7、的關(guān)系, 過度儲蓄會直接減少市場上的有效需求,并在貨幣市場上產(chǎn)生收縮效應(yīng),使商品市場長期低迷,可見儲蓄和消費(fèi)息息相關(guān)；根據(jù)日常觀察和統(tǒng)計(jì)研究都表明, 當(dāng)前可支配收入水平是決定一個國家消費(fèi)的核心因素 , 因此人均可支配收入的入選毫無疑問;商品的價格在很大程度上也是促成居民消費(fèi)心理的因素。四、模型的設(shè)計(jì)與數(shù)據(jù)來源根據(jù)上述分析，選擇人均消費(fèi)水平（Y）作為被解釋變量，人均國內(nèi)生產(chǎn)總值（X1）、人均人民幣儲蓄年末存款余額（X2）、人均可支配收入（X3）、商品零售價格指數(shù)（X4）作為解釋變量。以重慶市1985年到2005年的來源于重慶統(tǒng)計(jì)年鑒2006的指標(biāo)數(shù)據(jù)（見附表）為樣本，根據(jù)樣本數(shù)據(jù)作出被解釋變量（

8、Y）和解釋變量X1、X2、X3、X4之間的散點(diǎn)圖： 于是得到以下一般模型：Y=aX1+bX2+cX3+dX4+Ut(其中Ut為隨機(jī)擾動項(xiàng)；a、b、c、d為待估參數(shù)。) 五、模型的求解、檢驗(yàn)利用EVIEWS軟件，用OLS進(jìn)行初次回歸分析結(jié)果如下： 得方程如下： Y = 0.1112*X1 - 0.1483*X2 + 0.8632*X3 - 4.6572*X4 + 541.1243 （0.6032） （-2.4603） （6.1044） （-1.4088） （1.4547） R2=0.9981 F=2591.563 DW=1.6811(一)經(jīng)濟(jì)意義的檢驗(yàn)從經(jīng)濟(jì)意義上來說居民消費(fèi)會隨著人均GDP和人

9、均可支配收入的增加而增加,即與之呈正相關(guān);同時會隨著商品價格和儲蓄的增加而減少,即與之呈負(fù)相關(guān)；截距項(xiàng)說明不受其他因素影響而發(fā)生的必要消費(fèi)。各參數(shù)值意義明確，除X4不符合凱恩斯經(jīng)濟(jì)理論中邊際消費(fèi)傾向在0與1之間的絕對收入假說外，其他三個指標(biāo)大小和符號都符合實(shí)際，沒有明顯的錯誤。（二）計(jì)量經(jīng)濟(jì)的檢驗(yàn)1、多重共性檢驗(yàn)（1）通過經(jīng)濟(jì)意義的檢驗(yàn)和統(tǒng)計(jì)推斷的檢驗(yàn)，可以認(rèn)為解釋變量間存在多重共線性。建立相關(guān)系數(shù)表 相關(guān)系數(shù)表從表中數(shù)據(jù)可以發(fā)現(xiàn)X1、X2、X3之間存在高度相關(guān)性。（2）找出最簡單的回歸形式 Y = 0.8785*X1 + 686.4273Y = 0.9568*X2 + 1686.2959Y

10、= 0.8572*X3 + 136.8570Y = -156.8597*X4 + 20532.8942可見，居民消費(fèi)受可支配收入的影響最大，與經(jīng)驗(yàn)相符，因此選Y = 0.8572*X3 + 136.8570為初始的回歸模型。（3）逐步回歸將其他解釋變量分別導(dǎo)入上述初始回歸模型，尋找最佳回歸方程。第一步，在初始模型中引入X2，模型擬合優(yōu)度提高，參數(shù)符號也合理，變量也通過了t檢驗(yàn)；第二步，再引入X1，擬合優(yōu)度仍然很高，但X1的參數(shù)不能通過檢驗(yàn)。 第三步，去掉X1，引入X4，雖然擬合優(yōu)度略有提高，但X4的參數(shù)未能通過t檢驗(yàn)。 第四步，去掉X2，引入X1，擬合優(yōu)度仍然很高，但X4的參數(shù)還是不能通過t檢

11、驗(yàn)。從第二、三、四步表明X1與X4是多余的變量。同樣還可以繼續(xù)驗(yàn)證，如果用與X3高度相關(guān)的X1替代X3，則X1與X2、X4間的任意線形組合，對X4來說也一樣不能達(dá)到以X2、X3為解釋變量的回歸效果。因此，居民消費(fèi)函數(shù)應(yīng)以Y=f（X2、X3）為最優(yōu)，擬合結(jié)果如下：Y = -0.1135*X2 + 0.9507*X3 +11.26162、異方差性的檢驗(yàn)殘差圖形分析法E2不隨xr的變化而變化，所以不存在異方差。3、序列相關(guān)性的檢驗(yàn) 自相關(guān)檢驗(yàn)，設(shè)定模型為:lnYt=a+blnX1+clnX2+dlnX3+flnx4+u 判定時間序列是否存在自相關(guān)現(xiàn)象。采用D-W檢驗(yàn)，檢驗(yàn)U的自相關(guān)性。由Eviews

12、軟件分析得：DW值為1.100418。在a=0.05下查表得Du =1.37 Dl=1.10。dw>dl,所以不存在自相關(guān)。4、單位根檢驗(yàn)及協(xié)整Lny序列的ADF檢驗(yàn)由檢驗(yàn)結(jié)果可知在5%的顯著性水平下，t檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量絕對值小于臨界值，表明lny序列是非平穩(wěn)列。Lnx1序列的ADF檢驗(yàn)由檢驗(yàn)結(jié)果表明lnx1序列是非平穩(wěn)列。Lnx2序列的ADF檢驗(yàn)由檢驗(yàn)結(jié)果表明lnx2序列是非平穩(wěn)列。Lnx3序列的ADF檢驗(yàn)由檢驗(yàn)結(jié)果表明lnx3序列是非平穩(wěn)列。Lnx4序列的ADF檢驗(yàn)由檢驗(yàn)結(jié)果表明lnx4序列是非平穩(wěn)列。為了得到lny、lnx1、lnx2、lnx3、lnx4的序列單整階數(shù)，用Eviews軟件

13、做ADF檢驗(yàn)，結(jié)果如下：Lny調(diào)平穩(wěn)Lnx1調(diào)平穩(wěn)Lnx2調(diào)平衡Lnx3調(diào)平穩(wěn)Lnx4調(diào)平穩(wěn) 由上式調(diào)平衡結(jié)果可知在5%顯著性水平下單位根檢驗(yàn)的臨界值大于t檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的值，表明lny、lnx1、lnx2、lnx3、lnx4序列不存在單位根，是平衡序列。為了分析lny、lnx1、lnx2、lnx3、lnx4是否存在協(xié)整關(guān)系，對它們做回歸，然后檢驗(yàn)回歸殘差的平平穩(wěn)性，以lny為被解釋變量，其他為解釋變量，用ols回歸方法估計(jì)回歸模型，結(jié)果如下：估計(jì)和回歸模型為:lny=-0.0681+0.069lnx1-0.069lnx2+1.012lnx3-0.039lnx4 (-0.09445) (0.400

14、4) （-0.8287）（4.3312）（-0.2281）R2=09975 DW=1.1004 檢驗(yàn)回歸殘差的平穩(wěn)性，DF檢驗(yàn)結(jié)果：從結(jié)果上看，殘差序列不存在單位位根，舊平穩(wěn)序列，存在協(xié)整關(guān)系。把回歸式中誤差項(xiàng)e看作均衡誤差項(xiàng)。誤差修正模型為：InY=a+bInX1+cInx2+dInX3+fInx4+jE+z分別得到Y(jié)、X1、X2、X3對數(shù)的差方序列DY=InYt-InYt-1 DX1=InX1t-InX1t-1 DX2=InX2t-InX2t-1 DX3=InX3t-InX3t-1 DX1=InX4t-InX4t-1以DY為被解釋變量DX1，、DX2、DX3、DX4、E為解釋變量，回歸結(jié)果

15、如下：利用Eviews軟件可：得到誤差修正模型為：DG=-0.0306+0.3040df+3.8e+m （-1.1957）(6.0811) (0.0446) R=0.7830 DW=1.9283得到誤差項(xiàng)估計(jì)和系數(shù)為3.80。六、政策建議在上述模型建立與分析的基礎(chǔ)上,結(jié)合重慶市經(jīng)濟(jì)實(shí)際,提出如下刺激消費(fèi)、推動經(jīng)濟(jì)增長的政策建議:(一) 提高居民收入是關(guān)鍵經(jīng)濟(jì)理論和居民消費(fèi)模型都表明,要刺激消費(fèi), 最重要的是提高居民收入水平, 從而增加人們對未來的信心。(二) 建立健全社會保障制度從企業(yè)保障制度向統(tǒng)一的社會保障制度的改革,目的是為居民建立更為安全、規(guī)范、覆蓋面更廣的保障制度,特別是個人帳戶與社會

16、統(tǒng)籌相結(jié)合的社會保障資金管理辦法可以使居民更好地解除住房、醫(yī)療、養(yǎng)老、失業(yè)救濟(jì)等問題的后顧之憂 。(三) 擴(kuò)大社會投資在經(jīng)濟(jì)不景氣、市場疲軟時,適度擴(kuò)大投資, 不僅直接增加對投資品的需求, 而且有部分的固定資產(chǎn)投資將轉(zhuǎn)化為消費(fèi)資金, 間接擴(kuò)大對生活消費(fèi)品的需求。(四) 培育新的經(jīng)濟(jì)增長點(diǎn)重慶市目前新的經(jīng)濟(jì)增長點(diǎn)主要是指住宅業(yè)、教育產(chǎn)業(yè)、信息通訊業(yè)、旅游業(yè)和高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)、社區(qū)服務(wù)業(yè)等無污染、低能耗、低物耗、適合重慶市生存和發(fā)展的產(chǎn)業(yè)。(五) 積極開拓農(nóng)村市場占人口70 %的農(nóng)村居民所擁有的市場潛力是不言而喻的。城鄉(xiāng)居民的消費(fèi)水平和消費(fèi)構(gòu)成的差距在很長一段時間里是根本無法消除的,這種消費(fèi)差距就蘊(yùn)育

17、著巨大的市場空間。（六）合理調(diào)整市場利率市場利率的調(diào)整必須與心理預(yù)期相結(jié)合。中華民族一直崇尚節(jié)儉, 所以時間偏好率的值比較高, 導(dǎo)致以往的降息對刺激消費(fèi)的作用并不大, 只有在降息的同時, 輔以其它的措施(如前所述) , 調(diào)整居民的心理預(yù)期, 才會增加即期消費(fèi)。參考文獻(xiàn)：1 李恩轅，商有光. 計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué).哈爾濱工業(yè)大學(xué)出版社.2 李春艷，張景富. 影響中國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的因素分析及對策 .當(dāng)代經(jīng)濟(jì)研究.3 重慶統(tǒng)計(jì)年鑒2006.4 董銳, 黃漫宇. 論收入分配結(jié)構(gòu)調(diào)整對擴(kuò)大消費(fèi)的影響. 商業(yè)時代 .5 楊天宇. 中國居民收入分配影響消費(fèi)需求的實(shí)證研究. 消費(fèi)經(jīng)濟(jì) .6 劉江麗, 趙峰. 消費(fèi)函數(shù)理

18、論的新發(fā)展. 教學(xué)與研究 .7 張圣兵. 凱恩斯的消費(fèi)函數(shù)理論與中國的消費(fèi)和就業(yè)機(jī)制. 南京經(jīng)濟(jì)學(xué)院學(xué)報(bào).8 孫艷, 蔡杰. 中國消費(fèi)函數(shù)理論研究綜述. 統(tǒng)計(jì)與決策 .9 任天飛, 肖彥花. 消費(fèi)函數(shù)理論的發(fā)展及在中國的運(yùn)用. 湘潭大學(xué)社會科學(xué)學(xué)報(bào).10百度網(wǎng)站11中國知網(wǎng)12維普咨詢13中國期刊全文數(shù)據(jù)庫附錄：年份人均消費(fèi)支出人均GDP 人均人民幣儲蓄年末存款余額人均可支配收入商品零售價格指數(shù)1985711.1355192812.41101986893.84611124983.99104.219871043.866731561108.71110.519881323.178401761277.89123.319891382.669652351448.98116.519901569.9710313161691.13100.119911754.211664151891.9106.119921928.6314275232195.33109.819932397.0818706682780.62116.319943126.5625419563634.33126.519954051.53339513374375.43116.3199