湖北省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出的多元回歸分析

1、上海大學(xué)2015-2016學(xué)年秋季學(xué)期碩士研究生課程論文課程名稱： 計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué) 課程編號(hào)： 29SBH9003 論文題目： 湖北省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出影響因素的實(shí)證分析 基于Eviews6.0軟件 研究生姓名（學(xué)號(hào)）： 王一丹 15720717 論文評(píng)價(jià)：評(píng)價(jià)項(xiàng)目具體評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)備注得分（最高20分）選題意義選題有理論或?qū)嶋H意義；選題的難易程度；清楚了解專業(yè)背景知識(shí)水平對(duì)課程所講授的理論知識(shí)熟練掌握，正確運(yùn)用；理論掌握的深入程度論文表述主題突出，觀點(diǎn)明確，論據(jù)充分，結(jié)構(gòu)合理，層次清楚，語(yǔ)言通順，文字簡(jiǎn)練，無(wú)錯(cuò)別字結(jié)論與創(chuàng)新結(jié)論表述清晰，推導(dǎo)合理，意義明確，有理論或應(yīng)用上的指導(dǎo)性價(jià)值；研究方法有創(chuàng)新，或

2、改進(jìn)了現(xiàn)有成果（建議在論文中直接提及）參考文獻(xiàn)格式排版文獻(xiàn)引用合理充分；參考文獻(xiàn)格式正確；嚴(yán)格遵守論文格式及排版要求是否達(dá)到要求： 是（ ） 否（ ） 論文成績(jī)： 任課教師： 孫華麗 評(píng)閱日期： 2015.11 湖北省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出影響因素的實(shí)證分析 基于Eviews6.0軟件摘要隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和宏觀經(jīng)濟(jì)大環(huán)境的支持，湖北省的經(jīng)濟(jì)保持強(qiáng)勁發(fā)展的勢(shì)頭，人民生活水平有了很大程度的提高。 本文根據(jù)2005年2014年十年間湖北省城鎮(zhèn)居民的相關(guān)基本數(shù)據(jù)，以湖北省城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)性支出為因變量，運(yùn)用 EViews 軟件對(duì)影響城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)性支出的各種因素進(jìn)行了分析，并找出其中的關(guān)鍵因素，建立了一個(gè)湖

3、北省城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出與人均可支配收入、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)、年利率和消費(fèi)意愿的多元回歸模型。得出結(jié)論：（1）人均可支配收入和居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)CPI均對(duì)人均消費(fèi)性支出呈正向影響關(guān)系；（2）年利率與人均消費(fèi)性支出反向影響。研究城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出與其影響因素之間數(shù)量關(guān)系的基本規(guī)律，可以幫助有關(guān)部門和經(jīng)營(yíng)者制訂經(jīng)濟(jì)政策，對(duì)刺激湖北省經(jīng)濟(jì)持續(xù)、健康發(fā)展具有重要意義。最終促使消費(fèi)需求這駕“馬車” 能成為引領(lǐng)經(jīng)濟(jì)健康、 快速、 持續(xù)發(fā)展的動(dòng)力。 關(guān)鍵詞：人均消費(fèi)性支出；人均可支配收入；居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)1 引言 湖北省，位于中國(guó)中部偏南、長(zhǎng)江中游，洞庭湖以北。改革開(kāi)三十多年來(lái), 湖北省的經(jīng)濟(jì)發(fā)展取得顯著的進(jìn)步。

4、但是在發(fā)展經(jīng)濟(jì)的過(guò)程中，制約經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的因素逐漸顯現(xiàn)。消費(fèi)、 投資和凈出口，是拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的三大馬車。它們之間的比例是否合理，直接影響著宏觀經(jīng)濟(jì)效益和經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展。目前制約湖北省經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)鍵因素是投資與消費(fèi)比例失衡。尤其是 2008 年金融危機(jī)以來(lái)，國(guó)際經(jīng)濟(jì)的蕭條也在一定程度上激化了投資和消費(fèi)矛盾。因此，通過(guò)消費(fèi)來(lái)拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的做法就愈顯重要。由此可以看出，研究居民消費(fèi)支出的影響因素以及變化趨勢(shì)對(duì)于國(guó)民經(jīng)濟(jì)的長(zhǎng)足發(fā)展是十分重要的。 伴隨城鎮(zhèn)化進(jìn)程和全球經(jīng)濟(jì)一體化加速,國(guó)外學(xué)者對(duì)城鎮(zhèn)化進(jìn)程中居民消費(fèi)方面進(jìn)行了大量、廣泛的研究。Melvin Stephens Jr基本生命周期/永久收入假說(shuō)(L

5、CPIH)的研究發(fā)現(xiàn),對(duì)于主要收入來(lái)源于社會(huì)保障金的居民來(lái)說(shuō),其短期消費(fèi)支出水平在保障金支票領(lǐng)取日前后有明顯提高,但是從長(zhǎng)期來(lái)看其消費(fèi)水平是平穩(wěn)的。1Jiming Ha發(fā)現(xiàn)居民收入、人口年齡結(jié)構(gòu)和城市化水平對(duì)中國(guó)居民消費(fèi)率和消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響十分顯著。2Akita T.等等發(fā)現(xiàn)相對(duì)于農(nóng)村和城鄉(xiāng)接合部,隨著城鎮(zhèn)化進(jìn)程的推進(jìn),財(cái)政支出中教育支 出的擴(kuò)張對(duì)城市居民消費(fèi)水平的影響更加顯著。3近年來(lái),國(guó)內(nèi)學(xué)者在我國(guó)國(guó)情基礎(chǔ)上針對(duì)居民消費(fèi)也進(jìn)行了大量相關(guān)研究。樊綱、王小魯研究發(fā)現(xiàn)對(duì)我國(guó)居民消費(fèi)水平影響最大的因素是收入,其次是城鎮(zhèn)化水平。4方福前發(fā)現(xiàn)我國(guó)居民人均可 支配收入與人均消費(fèi)支出高度相關(guān),居民消費(fèi)需求長(zhǎng)

6、期低迷的主因是國(guó)民收入分配和再分配失衡。5王曦研究發(fā)現(xiàn)我國(guó)居民消費(fèi)支出對(duì)本期收入是比較 敏感的,其中有50%的消費(fèi)根據(jù)當(dāng)期收入水平進(jìn)行, 其他的消費(fèi)按照生命周期永久收入模式進(jìn)行。6 通過(guò)參考相關(guān)文獻(xiàn)并結(jié)合湖北省的實(shí)際情況，本文把人均可支配收入、城鎮(zhèn)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù) CPI 、年利率和居民消費(fèi)意愿定為影響城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出的因素。其中，根據(jù)線性回歸分析理論研究, 可支配收入是影響居民消費(fèi)支出最直接、最具決定性的因素。2 變量選取與數(shù)據(jù)來(lái)源在現(xiàn)實(shí)生活中，影響城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的因素很多，如收入水平、商品價(jià)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)成以及制度、風(fēng)俗習(xí)

7、慣等等。西方消費(fèi)經(jīng)濟(jì)學(xué)者們認(rèn)為，收入是影響消費(fèi)者消費(fèi)的主要因素，消費(fèi)是需求的函數(shù)。凱恩斯的絕對(duì)收入理論認(rèn)為消費(fèi)主要取決于消費(fèi)者的凈收入，隨著收入的增加消費(fèi)也會(huì)隨之增加。邊際消費(fèi)傾向（MPC）小于平均消費(fèi)傾向（APC）。他假定，人們的現(xiàn)期消費(fèi)，取決于他們現(xiàn)期收入的絕對(duì)量。杜森貝利的相對(duì)收入消費(fèi)理論認(rèn)為消費(fèi)者會(huì)受自己過(guò)去的消費(fèi)習(xí)慣以及周圍消費(fèi)水準(zhǔn)來(lái)決定消費(fèi)，從而消費(fèi)是相對(duì)的決定的。當(dāng)期消費(fèi)主要決定于當(dāng)期收入和過(guò)去的消費(fèi)支出水平。弗朗科莫迪利安的生命周期的消費(fèi)理論把人生分為三個(gè)階段：少年、壯年和老年；在少年與老年階段，消費(fèi)大于收入；在壯年階段，收入大于消費(fèi)，壯年階段多余的收入用于償還少年時(shí)期的債務(wù)或

8、儲(chǔ)蓄起來(lái)用來(lái)防老。弗里德曼的永久收入消費(fèi)理論認(rèn)為消費(fèi)者的消費(fèi)支出主要不是由他的現(xiàn)期收入來(lái)決定，而是由他的永久收入來(lái)決定的。這些理論都強(qiáng)調(diào)了收入對(duì)消費(fèi)的影響。除此之外，還有其他因素也影響居民的消費(fèi)支出。結(jié)合參考文獻(xiàn)等資料，本文選取的影響湖北省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出的影響因素變量有如下四個(gè)：1. 人均可支配收入（Income）:人均可支配收入是指?jìng)€(gè)人可支配收入的平均值。個(gè)人可支配收入指?jìng)€(gè)人收入扣除向政府繳納的各種直接稅以及非商業(yè)性費(fèi)用等以后的余額。個(gè)人可支配收入被認(rèn)為是消費(fèi)開(kāi)支的最重要的決定性因素，因而常被用來(lái)衡量一個(gè)國(guó)家生活水平的變化情況。2. 居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（CPI）:CPI是居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（c

9、onsumer price index）的簡(jiǎn)稱。是一個(gè)反映居民家庭一般所購(gòu)買的消費(fèi)商品和服務(wù)價(jià)格水平變動(dòng)情況的宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)。是用來(lái)反映居民家庭購(gòu)買消費(fèi)商品及服務(wù)的價(jià)格水平的變動(dòng)情況。CPI能夠反映貨幣購(gòu)買力的變動(dòng)。消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)上漲，貨幣購(gòu)買力則下降；反之則上升。消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)的倒數(shù)就是貨幣購(gòu)買力指數(shù)。同時(shí)CPI也可以反映對(duì)職工實(shí)際工資的影響。消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)的提高意味著實(shí)際工資的減少，消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)的下降意味著實(shí)際工資的提高。因此，可利用消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)將名義工資轉(zhuǎn)化為實(shí)際工資。3. 年利率(r）:利率會(huì)對(duì)消費(fèi)行為產(chǎn)生影響。古典經(jīng)濟(jì)學(xué)的觀點(diǎn)認(rèn)為，利率對(duì)于消費(fèi)的作用是反方向的。即利率的提高可以刺激

10、儲(chǔ)蓄、抑制消費(fèi)；利率的降低則抑制儲(chǔ)蓄，刺激消費(fèi)。當(dāng)然現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)學(xué)家也有不同意見(jiàn)，他們認(rèn)為利率對(duì)儲(chǔ)蓄的影響要視其對(duì)儲(chǔ)蓄的替代效應(yīng)和收入效應(yīng)而定，具體問(wèn)題具體分析。4. 居民消費(fèi)意愿（Consumption intention）：居民消費(fèi)意愿是指在當(dāng)前物價(jià)、利率以及收入水平等各種情況的考慮下，居民傾向于消費(fèi)的程度。它與消費(fèi)支出、收入預(yù)期呈正相關(guān)，即在同等收入條件下，消費(fèi)意愿越強(qiáng)，消費(fèi)者的消費(fèi)支出越多，居民消費(fèi)意愿涉及到消費(fèi)函數(shù)、心理和預(yù)期因素等方面，反映了一定時(shí)期社會(huì)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展情況。 在進(jìn)行實(shí)證分析過(guò)程中，所需要的數(shù)據(jù)來(lái)自湖北省統(tǒng)計(jì)年鑒和湖北省國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)。查找了2000 2014年十

11、五年間的人均消費(fèi)性支出（PCCE）、人均可支配收入（Income) ,居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（CPI）,年利率（R），其中居民消費(fèi)意愿（CI）是通過(guò)消費(fèi)性支出占居民可支配收入的百分比計(jì)算出來(lái)的。各指標(biāo)數(shù)據(jù)整理后如表1所示。表一見(jiàn)附錄。3 計(jì)量模型的實(shí)證分析 3.1 模型構(gòu)建 本文構(gòu)建多元線性回歸模型來(lái)研究湖北省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出與各影響因素之間的關(guān)系。 預(yù)設(shè)模型為: (1) 式（1）中，PCCE代表人均消費(fèi)性支出；Income代表人均可支配收入；CPI代表居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)；CI代表居民消費(fèi)意愿 由于存在其它不確定因素的影響增添隨機(jī)誤差項(xiàng)；1、2、3為各解釋變量的系數(shù)。3.2 平穩(wěn)性分析（單位根檢驗(yàn)）

12、所謂時(shí)間序列的平穩(wěn)性，是指時(shí)間序列的統(tǒng)計(jì)規(guī)律不會(huì)隨著時(shí)間的推移而發(fā)生變化。然而對(duì)時(shí)間序列數(shù)據(jù)而言，用存在單位根的時(shí)間序列變量進(jìn)行回歸，將產(chǎn)生虛假回歸 ，這會(huì)使回歸模型的估計(jì)結(jié)果無(wú)意義。由于在實(shí)際中遇到的時(shí)間序列數(shù)據(jù)很可能是非平穩(wěn)的，而平穩(wěn)性在計(jì)量經(jīng)濟(jì)建模中又具有重要作用，因此在作進(jìn)一步分析前，必須檢驗(yàn)時(shí)間序列的平穩(wěn)性，對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)。本文采用了ADF檢驗(yàn)法對(duì)時(shí)序列的平穩(wěn)性進(jìn)行驗(yàn)證。其結(jié)果如表2所示。 由表2可知，居民消費(fèi)支出在一階差分之后仍不平穩(wěn)，經(jīng)過(guò)二階差分后在1%，5%和10%的顯著性水平下都是平穩(wěn)的。人均可支配收入和年利率在水平條件下是不平穩(wěn)的，經(jīng)過(guò)一階差分后序列平穩(wěn)，但

13、是由于所有變量需要同階平穩(wěn)，故對(duì)其進(jìn)行二階差分檢驗(yàn)，結(jié)果是在1%，5%和10%的顯著性水平下都是平穩(wěn)的。CPI和居民消費(fèi)意愿在水平檢驗(yàn)下已經(jīng)通過(guò)平穩(wěn)性檢驗(yàn)。對(duì)其進(jìn)行一階差分和二階差分檢驗(yàn)也平穩(wěn)。因此可以認(rèn)為，人均消費(fèi)性支出、人均可支配收入,居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù),年利率和居民消費(fèi)意愿均為二階單整序列?？蛇M(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。變量形式 ADF統(tǒng)計(jì)值概率臨界值結(jié)論1%5%10%消費(fèi)支出(Y)Level10.145981.0000 -2.740613-1.96843-1.604392不平穩(wěn)一階差分-0.4381690.5044 -2.754993-1.970978-1.603693不平穩(wěn)二階差分-4.609007

14、0.0003 -2.771926-1.974028-1.602922平穩(wěn)人均可支配收入(X1)Level-0.1038490.9847 -5.124875-3.933364-3.42003不平穩(wěn)一階差分-6.1325920.0040 -5.295384-4.008157-3.460791平穩(wěn)二階差分-5.6208560.0090 -5.52186-4.107833-3.515047平穩(wěn)CPI(X2)Level-3.1665780.0462 -4.05791-3.11991-2.701103平穩(wěn)一階差分-5.609820.0010 -4.12199-3.14492-2.713751平穩(wěn)二階差分-

15、3.4707650.0372 -4.420595-3.259808-2.771129平穩(wěn)年利率(X3)Level-2.7416510.0919 -4.004425-3.098896-2.690439不平穩(wěn)一階差分-4.7857140.0030 -4.05791-3.11991-2.701103平穩(wěn)二階差分-3.620430.0272 -4.297073-3.212696-2.747676平穩(wěn)居民消費(fèi)意愿(X4)Level-3.6410710.0014 -2.740613-1.96843-1.604392平穩(wěn)一階差分-2.6052630.0137 -2.754993-1.970978-1.603

16、693平穩(wěn)二階差分-4.0666840.0010 -2.81674-1.982344-1.601144平穩(wěn)表2 單位根檢驗(yàn)結(jié)果 3.3 協(xié)整檢驗(yàn) 在進(jìn)行時(shí)間序列分析時(shí)，傳統(tǒng)上要求所用的時(shí)間系列必須是平穩(wěn)的，即沒(méi)有隨機(jī)趨勢(shì)或確定趨勢(shì)，否則會(huì)產(chǎn)生“偽回歸”問(wèn)題。但是，在現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)中的時(shí)間序列通常是非平穩(wěn)的，我們可以對(duì)它進(jìn)行差分把它變平穩(wěn)，但這樣會(huì)讓我們失去總量的長(zhǎng)期信息，而這些信息對(duì)分析問(wèn)題來(lái)說(shuō)又是必要的，所以用協(xié)整來(lái)解決此問(wèn)題，協(xié)整檢驗(yàn)考察就是非平穩(wěn)變量之間是否具有長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系。對(duì)于多變量的協(xié)整檢驗(yàn)過(guò)程需要檢驗(yàn)變量是否具有同階單整性，以及是否存在穩(wěn)定的線性組合。這時(shí)需要進(jìn)行普通最小二乘估計(jì)并檢驗(yàn)

17、殘差序列是否平穩(wěn)。如果能得到平穩(wěn)的殘差項(xiàng)序列，則認(rèn)為這些變量間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，即存在協(xié)整關(guān)系。 這里先對(duì)方程序列進(jìn)行回歸，生成殘差序列。然后對(duì)殘差序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)， 如表3所示，輸出結(jié)果概率為P=0.0204，在=0.05的水平下，拒絕原假設(shè)，殘差不存在單位根。且ADF檢驗(yàn)值為-2.405235，小魚(yú)5%和10%的顯著性水平下的臨界值，因此得出結(jié)論，此殘差序列是平穩(wěn)的，人均消費(fèi)性支出（ Y ）、 人均可支配收入（ X1）、 CPI （ X2）、年利率（X3）和居民消費(fèi)意愿（X4）之間存在協(xié)整關(guān)系。表3 協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果 t-Statistic Prob.*Augmented Dickey-Fu

18、ller test statistic -2.405235 0.0204Test critical values: 1% level -2.740613 5% level -1.968430 10% level -1.6043924. 模型估計(jì)結(jié)果與修正4.1 模型估計(jì)前面我們已經(jīng)構(gòu)建了湖北省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出與各影響因素之間的關(guān)系模型 預(yù)設(shè)模型為: (1) 本文利用Eviews6.0軟件對(duì)模型進(jìn)行處理，運(yùn)用OLS最小二乘法對(duì)各系數(shù)進(jìn)行估計(jì)，模型估計(jì)結(jié)果如表4所示：表4 回歸結(jié)果Dependent Variable: YMethod: Least SquaresSample: 2000 2014

19、Included observations: 15X1X2X3X4CCoefficientStd. Errort-StatisticProb.0.6356650.01598639.764010.00002429.1231795.9601.3525480.206012198.926977.7951.7482480.11101512.5231857.7980.8141480.4345-307.65031591.336-0.1933280.8506R-squared0.999352Mean dependent var9437.853Adjusted R-squared0.999093S.D. dep

20、endent var4044.213S.E. of regression121.7904Akaike info criterion12.70368Sum squared resid148329.0Schwarz criterion12.93970Log likelihood-90.27761Hannan-Quinn criter.12.70117F-statistic3856.814Durbin-Watson stat1.320633Prob(F-statistic)0.000000由模型估計(jì)結(jié)果可以看出，擬合優(yōu)度和調(diào)整后的擬合優(yōu)度分別為 0.999352和0.999093，說(shuō)明擬合度十分良好

21、 ；F 值為3856.814，在 1 % 的顯著性水平上，大于其臨界值 F （4，10） =5.99， 通過(guò)檢驗(yàn)；統(tǒng)計(jì)量的 P 值為 0.00000，說(shuō)明回歸方程整體通過(guò)了 1 % 的顯著性檢驗(yàn)。但是，在顯著性水平=0.05的顯著性水平下 T（0.025）（10）=2.228，此時(shí)各變量T 值的絕對(duì)值分別為39.76401，1.352548，1.748248，0.814148，只有X1的T絕對(duì)值大于T值，通過(guò)T檢驗(yàn)。由此可知，X2,X3,X4沒(méi)有通過(guò)T檢驗(yàn)，很有可能存在多重共線性、異方差等問(wèn)題，模型還有待完善。4.2 模型修正4.2.1 序列相關(guān)檢驗(yàn)如果模型的隨機(jī)干擾項(xiàng)違背了相互獨(dú)立的基本假設(shè)

22、則稱為存在序列相關(guān)性，又稱自相關(guān)。計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型一旦出現(xiàn)序列相關(guān)性，如果仍采用普通最小二乘法估計(jì)模型參數(shù)，會(huì)產(chǎn)生許多不良后果。例如會(huì)使參數(shù)估計(jì)量非有效，變量的顯著性檢驗(yàn)失去意義，模型的預(yù)測(cè)失效等等。因此需要檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷淖韵嚓P(guān)。這里本文采用D.W.檢驗(yàn)法。首先對(duì)修正后的模型進(jìn)行采用OLS最小二乘法進(jìn)行回歸分析，回歸結(jié)果如表8所示：表8 OLS回歸結(jié)果Dependent Variable: YMethod: Least SquaresSample: 2000 2014Included observations: 15 X1 X2 X3CoefficientStd. Errort-StatisticP

23、rob.0.6226520.01248949.857110.0000-987.11033382.915-0.2917930.775452179.187265.7637.1815150.0000R-squared0.996538Mean dependent var9437.85Adjusted R-squared0.995961S.D. dependent var4044.213S.E. of regression257.0068Akaike info criterion14.11294Sum squared resid792629.7Schwarz criterion14.25455Log l

24、ikelihood-102.8470Hannan-Quinn criter.14.11143Durbin-Watson stat1.377943 由上表可知，Durbin-Watson stat=1.377943，給定顯著性水平a=0.05，查D-W表，n=15，k（解釋變量個(gè)數(shù)）3，得下限臨界值dL=0.95，上限臨界值dU=1.54，因?yàn)镈W統(tǒng)計(jì)值為1.377943，因此 dL=0.95D.W. （3）=7.81，所以原模型存在異方差。 因而需要對(duì)原模型進(jìn)行修正。本文采用加權(quán)最小二乘法對(duì)原模型進(jìn)行加權(quán)，使之成為一個(gè)新的不存在異方差性的模型，然后采用最小二乘法估計(jì)其參數(shù)。設(shè)定權(quán)重W1=1/a

25、bs(resid),然后再對(duì)方程進(jìn)行OLS回歸，回歸方程如下表所示：表 如圖所示，Dependent Variable: YMethod: Least SquaresSample: 2000 2014Included observations: 15Weighting series: W2CoefficientStd. Errort-StatisticProb.X10.6402010.000968661.23620.0000X27222.584517.923913.945260.0000X3-4949.969553.32788.9458160.0000C797.319227.1001929.4

26、21170.0000Weighted StatisticsR-squared0.999983Mean dependent var9893.120Adjusted R-squared0.999978S.D. dependent var13468.94S.E. of regression22.82499Akaike info criterion9.316768Sum squared resid5730.782Schwarz criterion9.505581Log likelihood-65.87576Hannan-Quinn criter.9.314756F-statistic213880.1D

27、urbin-Watson stat1.020056Prob(F-statistic)0.000000Unweighted StatisticsR-squared0.997630Mean dependent var9437.853Adjusted R-squared0.996984S.D. dependent var4044.213S.E. of regression222.1043Sum squared resid542633.4Durbin-Watson stat1.210572 此時(shí)通過(guò)了相關(guān)檢驗(yàn)，解釋變量的 t 值均達(dá)到了理想水平，P 值在 0.05 的水平下也通過(guò)了檢驗(yàn)，異方差現(xiàn)象消除

28、，模型得到了修正。4.2.4 模型最終完善結(jié)果 本文利用Eviews6.0軟件對(duì)模型進(jìn)行處理，可得出人均消費(fèi)性支出（Y）、人均可支配收入（X1）、CPI（X2）和年利率（X3）之間的多元回歸模型： (2)由模型估計(jì)結(jié)果可以看出，擬合優(yōu)度和調(diào)整后的擬合優(yōu)度分別為0.997630和0.996984，說(shuō)明擬合度十分良好 ；F 值為213880.1，在 1 % 的顯著性水平上，大于其臨界值 F （4，10） =5.99， 通過(guò)檢驗(yàn)；統(tǒng)計(jì)量的 P 值為 0.00000，說(shuō)明回歸方程整體通過(guò)了1%的顯著性檢驗(yàn)。5 結(jié)論與建議由上述回歸模型可以看出：（1） 人均可支配收入的系數(shù)為正值，說(shuō)明人均可支配收入對(duì)人

29、均消費(fèi)性支出是正向影響，且人均可支配收入每增加100%，人均消費(fèi)性支出將增加64.02%；（2） 居民消費(fèi)指數(shù)CPI的上漲也會(huì)帶動(dòng)人均消費(fèi)支出的增加，這與經(jīng)濟(jì)意義是一致的；（3） 年利率前面的系數(shù)為負(fù)，表明年利率與人均消費(fèi)性支出是負(fù)向影響關(guān)系。這也是符合日常經(jīng)濟(jì)學(xué)理論與現(xiàn)實(shí)的。因?yàn)槟昀实母叩蜁?huì)影響居民的儲(chǔ)蓄意愿。當(dāng)年利率上升時(shí)，居民會(huì)更傾向于把錢存在銀行而減少消費(fèi)支出，因此消費(fèi)支出所占的比重會(huì)相對(duì)下降；而當(dāng)利率降低的時(shí)候，居民的儲(chǔ)蓄意愿會(huì)沒(méi)那么強(qiáng)烈，用于消費(fèi)的支出會(huì)相對(duì)增加； 由以上結(jié)論，可以幫助企業(yè)商家和社會(huì)分析機(jī)構(gòu)掌握近年來(lái)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出與收入等影響因素之間的基本規(guī)律，揭示近年來(lái)城鎮(zhèn)居

30、民消費(fèi)支出與收入等因素的情況和特點(diǎn)，掌握城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出的變化趨勢(shì)，有利于企業(yè)商家和社會(huì)研究機(jī)構(gòu)等進(jìn)行湖北省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出的預(yù)測(cè)，比如依據(jù)某年的人均可支配收入，CPI指數(shù)和年利率來(lái)預(yù)測(cè)今年或者下一年的居民消費(fèi)支出情況，為企業(yè)廠商等生產(chǎn)者的生產(chǎn)提供一定的參考，同時(shí)也能為政策制定者提供一定的參考建議。 參考文獻(xiàn)：1Stephens Jr M.Do Social Security Recipients Smooth Consumption Between ChecksJ. American economic review,2003,93(1):406- 422. 2Jiming Ha.Unders

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32、of the Asia Pacific E c o n o m y ,2 0 0 8 ,1 3 ( 2 ):1 4 7 - 1 6 7 . 4樊綱,王小魯.消費(fèi)條件模型和各地區(qū)消費(fèi)條 件指數(shù) J.經(jīng)濟(jì)研究,2004,(5):13-21. 5方福前.中國(guó)居民消費(fèi)需求不足原因研究基于中國(guó)城鄉(xiāng)分省數(shù)據(jù)J.中國(guó)社會(huì)科學(xué),2009, (2):6 8 - 8 2 . 6王曦.當(dāng)期收入還是永久收入:轉(zhuǎn)型時(shí)期中國(guó)居民消費(fèi)模式的檢驗(yàn)J.世界經(jīng)濟(jì),2002,(12): 47-54. 7Gan J.Housing Wealth and Consumption Growth:Evidence from a Large

33、 Panel of HouseholdsJ. Review of Financial Studies,2010,23(6):2229-2267. 8蘇良軍,何一峰,金賽男.中國(guó)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)與收入關(guān)系的面板數(shù)據(jù)協(xié)整研究J. 世界經(jīng)濟(jì),2006, (5):6 5 - 7 2 . 9楊文芳,方齊云.財(cái)政收入、財(cái)政支出與居民消費(fèi)率J .當(dāng)代財(cái) 經(jīng),2010,(2) : 43 - 50 . Abstract:With the development of Chinas economy and the support of Economic environment, the economic develo

34、pment of Hubei province has maintained a strong momentum of development, the peoples living standards have been greatly improved. Based on the basic data of urban resid residents in Hubei province from 2014 to 2005, the paper analyzes the factors affecting the consumption of urban residents in Hubei

35、 province by using EViews software and Using the consumption of urban residents in Hubei Province as the dependent variableto , we established a multiple regression model of thePer capita consumption expenditure and disposable income of urban residents in Hubei Province, consumer price index, annual interest rate and Consumption Willingness. It is concluded that： (1) the per capita disposable income and consumer price index CPI have a positive impact on the per capita consumption expenditure; (2) Annual in