我國居民消費增長模型

1、我國居民消費增長模型我國居民消費增長模型一、經(jīng)濟背景分析目前隨著我國改革開放的不斷深入,我國居民收入的快速增長，中國居民消費水平的不斷提高,消費方式也發(fā)生了很的變化。消費品的檔次越來越高，消費周期越來越短，折舊越來越快。而相關(guān)調(diào)查也顯示，中國城市家庭每百戶擁有汽車及其它耐用消費品現(xiàn)值已達1.30。中國居民消費升級歷經(jīng)了從傳統(tǒng)的基本生活消費逐步向發(fā)展型和享受型消費轉(zhuǎn)移過程，消費升級主要經(jīng)歷了三個時期：1以基本生活消費為主的初級階段。主要追求“三轉(zhuǎn)一響”的“老四件”，即自行車，縫紉機，手表和收音機。2生活大為改善的電器普及階段。始于80年代的城鎮(zhèn)居民消費從千元級向萬元級、十萬元級消費發(fā)展，農(nóng)村從百

2、元級向千元級，萬元級消費發(fā)展，形成了以家用電器普為代表的耐用消費品熱潮。大約延續(xù)了十年左右，其主要標志是以排浪式消費方式在城市普及家電商品，家用電器開始進入農(nóng)村家庭。3高層次的享受型階段。家電普及后，以住房、汽車為主的新的消費熱潮又撲面而來，其增勢出人意料。抽樣調(diào)查資料表明，2002年有82.1%的城鎮(zhèn)居民家庭擁有自己的住房，其中：60.7%的家庭購買了房改房，9.3%的家庭購買了商品房，12.1%的家庭擁有私房。根據(jù)當前中國居民的收入狀況，居民消費將逐步進入新一輪消費周期：將以家電在農(nóng)村普及，住房、轎車、電腦逐步進入城市家庭為主要標志。引領(lǐng)消費龍頭的商品首推住房。去年個人購房可望占商品房銷售

3、總數(shù)的八成以上。住房制度改革以后，居民購房意識增強，中國房地產(chǎn)業(yè)目前已進入新一輪發(fā)展周期的上升期。 第二消費大件當推汽車，目前個人消費占了汽車銷售量的七成以上。在消費方面，通信、電腦、教育、旅游都是熱門領(lǐng)域。2001年七月底，中國移動電話業(yè)務(wù)收入超過固定電話業(yè)務(wù)收入，成為國內(nèi)第一大通信業(yè)務(wù)。移動電話用戶達到1.106億，超過美國，躍居世界第一。 目前中國居民消費結(jié)構(gòu)正處于重要的轉(zhuǎn)型期，今后十余年，居民消費需求將從小康走向更寬裕的過渡時期，人們的消費觀念、方式、內(nèi)容以及消費品市場供求關(guān)系，都將發(fā)生重大變化。衣食等一般性消費在總消費中的比重下降，住、行支出增加。隨著世界經(jīng)濟貿(mào)易擴大和各國文化間相互

4、滲透，國內(nèi)消費的國際化趨勢開始顯現(xiàn)。本文就我國居民消費狀況進行數(shù)量研究。 二、變量的選取和樣本數(shù)據(jù)本文主要研究1982年到2003年我國居民消費與國民生產(chǎn)總值之間的數(shù)量關(guān)系。同時判斷居民消費是否和商品零售價格指數(shù)有關(guān)。有關(guān)變量如下：被解釋變量： Y居民消費 （單位：億元）解釋變量： I國民生產(chǎn)總值GNP （單位：億元）P商品零售價格指數(shù) （1980年=100）樣本數(shù)據(jù)如下：(n=22) （數(shù)據(jù)摘自2002，2003年中國統(tǒng)計年鑒）表（1） 樣本數(shù)據(jù)年份（年）（億元）(億元)19822867.95301.8112.819833182.55957.4114.519843674.57206.7117

5、.7198545898989.1128.11986517510201.4135.819875961.211954.5145.719887633.114922.3172.719898523.516917.8203.419909113.218598.4207.7199110315.921662.5213.7199212459.826651.9225.2199315682.434560.5254.9199420809.846670310.2199526944.557494.9356.1199632152.366850.5377.8199734854.673142.7380.8199836921.17

6、6967.2370.9199939334.480579.36359.8200042911.488228.1354.4200145923.2794346.4351.6200249236.45109526.8360.6200355768.65110015.6362.8三、建立模型分析首先建立簡單線性模型（初始模型）如下： （模型1）用俄Eviews對樣本進行OLS估計，計算結(jié)果（屏幕）如下： LS / Dependent Variable is Y Date: 12-10-2004 / Time: 14:24 SMPL range: 1982 - 2003 Number of observatio

7、ns: 22 VARIABLE COEFFICIENT STD. ERROR T-STAT. 2-TAIL SIG. C 1416.1365 366.42131 3.922554 0.001 I 0.520154 0.0096012 55.062157 0.000 P -11.235036 2.865203 -3.9562135 0.001 R-squared 0.999406 Mean of dependent var 16999.85 Adjusted R-squared 0.999302 S.D. of dependent var 15057.95 S.E. of regression

8、418.6330 Sum of squared resid 3329819.33 Durbin-Watson stat 0.969587 F-statistic 13574.75 Log likelihood -162.5247檢驗：從經(jīng)濟意義方面檢驗參數(shù)估計量，國內(nèi)生產(chǎn)總值I的系數(shù)估計量，=0.5201542，由于01，故符合經(jīng)濟意義，商品零售價格指數(shù)P的系數(shù)估計量，=11.2350360，說明商品零售價格指數(shù)和居民消費成反比關(guān)系，故也符合經(jīng)濟意義，即經(jīng)濟意義檢驗通過。從統(tǒng)計檢驗來看，方程擬合優(yōu)度很高，總體顯著性很好，各變量的顯著性也都很好，唯一不足的就是DW值，DW=0.969587，有點

9、小，當顯著性水平為=0.05時，n=22，k=3（包括常數(shù)項）查杜賓瓦特森統(tǒng)計表得到：dL=1.15，由于DW=0.9695871.15，拒絕隨機擾動項零自相關(guān)的假設(shè)H0，說明隨機擾動項具有正的一介自相關(guān)。由于考慮到要去掉滯后變量,所以建立如下模型: （模型2)即: （2.3494478） （21.734512） （7.3304080）R2=0.999670 DW=1.567670 F=28779.94檢驗：由計算結(jié)果可知，根據(jù)宏觀經(jīng)濟學(xué)原理，可知該模型符合經(jīng)濟意義，沒有明顯的錯誤，從統(tǒng)計檢驗來看， R2=0.999670，說明方程總體的擬合優(yōu)度非常好。從F=28779.94可知，不用查表就可

10、斷定方程顯著性檢驗通過。即顯著性非常好。四、違背經(jīng)典假設(shè)的檢驗與模型的改進下面針對此模型，分別對違背基本假設(shè)的三種情況進行計量經(jīng)濟學(xué)檢驗。（一）自相關(guān)檢驗首先進行序列相關(guān)檢驗，由于此模型含有滯后的內(nèi)生變量，使DW統(tǒng)計量失效。故運用回歸檢驗法進行檢驗，用et作為被解釋變量，et-1作為解釋變量，建立回歸檢驗?zāi)Ｐ停琫t 和et-1的數(shù)據(jù)如下：年份（年） = -19822867.92839.4528.451.6119833182.53146.9335.5728.4519843674.53681.43-6.9335.57198545894455.81133.19-6.93198651755141.05

11、33.95133.1919875961.25930.6130.5933.9519887633.17210.98422.1230.5919898523.58384.45139.05422.1219909113.29231.21-118.01139.05199110315.910492.4-176.5-118.01199212459.812612.4-152.6-176.5199315682.416037.7-355.3-152.6199420809.821266-456.2-355.3199526944.526553.9390.6-456.2199632152.331589.7562.6390.

12、6199734854.635272.4-417.8562.6199836921.137384.2-463.1-417.8199939334.439245.988.5-463.1200042911.442651.5259.988.5200145923.2745825.997.37259.9200248912.0648765.6300.6106.8200352012.2551962.5102.4302.4利用OLS進行參數(shù)估計，得到如下檢驗方程：=4.7256582+0.2228265（0.0761044） （0.948）R2=0.045688 F=0.899512顯然不用查表就可知該方程的擬合度

13、、總體顯著性極差，方程變量的顯著性也非常的差。說明模型（三）不存在一階自相關(guān).（二）異方差的檢驗1、 采用GQ檢驗由于解釋變量都是從小到大排列的，所以可以直接把樣本分成兩個小樣本，選擇前面8年的數(shù)據(jù)作為樣本1，后面8年數(shù)據(jù)作為樣本2，各自做OLS估計，由TSP計算的RSS1=129033.7071 ，RSS2=563877.3 ， F=RSS2/RSS1=4.37 ，查F統(tǒng)計表可得F0.05（5，5）=5.05 ，由于FF0.05（5，5）,故接受原假設(shè)，即模型（二）存在異方差性。（三）多重共線性的檢驗利用判定系數(shù)法來檢驗解釋變量之間的共線性，以國內(nèi)生產(chǎn)總值I做被解釋變量，以做解釋變量，建立檢

14、驗?zāi)Ｐ?，用TSP對其作OLS估計，計算結(jié)果如下：=1842.6615+2.2356916 （1.3952213） （35.060877）R2=0.984779 F=1229.265可以看出，變量顯著性和方程的顯著性極高，擬合度也很好。說明模型（二）變量之間存在共線性。下面利用一階差分法來消除模型二的共線性，建立一階差分模型如下： （模型三）五、最后模型即模型（三）中=0.4015502，=0.1910812，又根據(jù)樣本資料可得=16997.75318，=35299.16182，=15001.48636， 根據(jù)=，可計算常數(shù)項=43.13432225 。所以最終模型如下：六、模型的預(yù)測及分析1、相對誤差分析。由模擬結(jié)果可知，最終模型的模擬結(jié)果比較滿意，偏差都很小。一般地，當預(yù)測的相對誤差小于10%時，可以認為是高精度預(yù)測。從上表可以看出，最終模型所有預(yù)測的相對誤差都小于10%，而且平均相對誤差Sqrt（）=0.049756703 ，小于5% ，說明最終模型預(yù)測效果非常好。2、經(jīng)濟意義分析。從經(jīng)濟意義看，在前期消費不變時，當國民生產(chǎn)總值增加一個單位時，當期消費將增加0.4015502個單位。在國民生產(chǎn)總值不變時，當前期消費增加一個單位時，當期消費將增加0.1