eviews軟件對于我國城鎮(zhèn)居民消費性支出和可支配收入的分析

1、我國城鎮(zhèn)居民消費性支出和可支配收入的分析我國城鎮(zhèn)居民消費性支出和可支配收入的分析一：研究目的及要求 居民消費支出是指城鄉(xiāng)居民個人和家庭用于生活消費以及集體用于個人消費的全部支出。居民可支配收入是居民家庭在調(diào)查期獲得并且可以用來自由支配的收入。隨著市場經(jīng)濟的穩(wěn)定繁榮和改革開放的深入發(fā)展，我國人均生活水平有了大幅度提高，其主要表現(xiàn)在人均可支配收入的增長。為研究我國城鎮(zhèn)居民消費支出與收入的相關(guān)性，探討城鎮(zhèn)居民可支配收入與消費性支出之間數(shù)量關(guān)系的基本規(guī)律，揭示可支配收入在居民消費性支出中的作用，對于宏觀經(jīng)濟運行提出合理化建議，根據(jù)19942008年全國城鎮(zhèn)居民消費性支出與可支配收入的基本數(shù)據(jù)，利用EV

2、IEWS軟件對計量模型進行了參數(shù)估計和檢驗，對城鎮(zhèn)居民消費性支出與可支配收入之間數(shù)量關(guān)系進行分析從而證明增加居民收入來刺激消費，增加消費性支出的必要性。二、模型設(shè)定及其估計 食品支出，居民住房，醫(yī)療保健以及衣著對于居民日常生活來說是必不可少的支出，因此我考慮的影響因素主要有食品支出X2，居住支出X3,醫(yī)療保健X4，衣著方面X5，建立了下述的一般模型： +et 其中 居民的可支配收入食品支出居住支出醫(yī)療保健衣著支出 et 隨即擾動項。從1995-2009年的中國統(tǒng)計年鑒中收集到以下數(shù)據(jù)：年份Y收入（元）X2(食品支出) （元）X3(居住) （元）X4(醫(yī)療保健) （元）X5(衣著支出) （元）1

3、9943496.241422.49193.1682.89390.3819954282.951766.02250.18110.11479.2019964838.901904.71300.85143.28527.9519975160.321942.59358.64179.68520.9119985425.051926.89172.96257.15311.0119995854.021932.10453.99245.59482.3720006279.981958.31500.49318.07500.4620016859.582014.02547.96343.28533.6620027702.80227

4、1.84624.36430.08590.8820038472.202416.92699.39475.98637.7320049421.612709.60733.53528.15686.79200510493.032914.39808.66600.85800.51200611759.453111.92904.19620.54901.78200713785.813628.03982.28699.091042.00200815780.764259.811145.41786.201165.91利用Eviews軟件，輸入Y、X2、X3、X4、X5、X6等數(shù)據(jù)，采用這些數(shù)據(jù)對模型進行OLS回歸，結(jié)果如表1

5、：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/16/10 Time: 11:19Sample: 1994 2008Included observations: 15VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.X.0038X.8951X.0103X.2973C-1227.160365.0907-3.0.0072R-squared0.Mean dependent var7974.180Adjusted R-squared0.S.D.

6、 dependent var3628.636S.E. of regression226.8423Akaike info criterion13.94759Sum squared resid.4Schwarz criterion14.18361Log likelihood-99.60692F-statistic893.0849Durbin-Watson stat1.Prob(F-statistic)0. 表1表2殘差圖 表2由表2可以看出，殘差的變動有系統(tǒng)模式，連續(xù)為正和連續(xù)為負，表明殘差項存在一階正自相關(guān)，模型中t統(tǒng)計量和F統(tǒng)計量的結(jié)論不可信，需采取補救措施。根據(jù)表1可以看出，模型估計的結(jié)果為

7、：1227.160 + 2.+ 0.+ 6.+ 2. (365.0907) (0.) (1.) (2.) (1.) t= (-3.) (3.) (0.) (3.) (1.)一、統(tǒng)計檢驗（1）擬合優(yōu)度：由表1中數(shù)據(jù)可以得到：R2=0.9972 ，修正的可決系數(shù)為0.9961，可決系數(shù)很高，這說明模型對樣本的擬合很好。（2） F檢驗：針對，給定顯著性水平，在F分布表中查出自由度為k-1=3和n-k=11的F=893.0849F0.05(3,11)=3.59,明顯顯著，應(yīng)拒絕原假設(shè)，表明模型的線性關(guān)系在95%的置信水平下顯著成立。 （3）t 檢驗：在5%的顯著性水平下，自由度n-k-1=10的t統(tǒng)計

8、量的臨界值為t0.025（10）=2.23，則可以得出X3、X5前參數(shù)的估計值未能通過t檢驗。 計算各解釋變量的相關(guān)系數(shù)，選擇X2、X3、X4、X5數(shù)據(jù)，得相關(guān)系數(shù)矩陣表3X2X3X4X5X.X.X.X. 表3由相關(guān)系數(shù)矩陣可以看出：各解釋變量相互之間的相關(guān)系數(shù)較高，證實確實存在嚴重多重共線性。三、消除多重共線性采用逐步回歸的辦法，去檢驗和解決多重共線性問題。分別作Y對X2、X3、X4、X5的一元回歸，結(jié)果如下：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/20/10 Tim

9、e: 10:53Sample: 1994 2008Included observations: 15VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.X47000.0000C-3181.529459.1190-6.0.0000R-squared0.Mean dependent var7974.180Adjusted R-squared0.S.D. dependent var3628.636S.E. of regression528.2685Akaike info criterion15.50065Sum squared resid.Sc

10、hwarz criterion15.59506Log likelihood-114.2549F-statistic647.5497Durbin-Watson stat0.Prob(F-statistic)0.Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/20/10 Time: 10:55Sample: 1994 2008Included observations: 15VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.X311.770550.14.487550.0000C1166.053525.32

11、822.0.0448R-squared0.Mean dependent var7974.180Adjusted R-squared0.S.D. dependent var3628.636S.E. of regression909.4170Akaike info criterion16.58705Sum squared residSchwarz criterion16.68146Log likelihood-122.4029F-statistic209.8891Durbin-Watson stat1.Prob(F-statistic)0.Dependent Variable: YMethod:

12、Least SquaresDate: 12/20/10 Time: 10:56Sample: 1994 2008Included observations: 15VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.X415.842050.16.694190.0000C1826.470421.59404.0.0008R-squared0.Mean dependent var7974.180Adjusted R-squared0.S.D. dependent var3628.636S.E. of regression794.9544Akaike info cr

13、iterion16.31801Sum squared resid.Schwarz criterion16.41242Log likelihood-120.3851F-statistic278.6960Durbin-Watson stat0.Prob(F-statistic)0.Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/20/10 Time: 10:57Sample: 1994 2008Included observations: 15VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.X514.5

14、16981.13.412610.0000C-1289.203735.3244-1.0.1031R-squared0.Mean dependent var7974.180Adjusted R-squared0.S.D. dependent var3628.636S.E. of regression977.5601Akaike info criterion16.73156Sum squared residSchwarz criterion16.82597Log likelihood-123.4867F-statistic179.8981Durbin-Watson stat1.Prob(F-stat

15、istic)0.統(tǒng)計如下為：變量X2X3X4X5參數(shù)估計值4.11.7705515.8420514.51698t 統(tǒng)計量25.4470014.4875516.6941913.412610.97880.0.0.按的大小排序為：X2 X4 X3 X5以X2為基礎(chǔ)，順次加入其他變量逐步回歸。1) 首先加入X5回歸結(jié)果為：-3085.316 +4. + 1.07.0201 t= (5.) (0.) R2 =0.當取時，tt0.05 則 對于參數(shù)的t檢驗顯著，保留X43)加入X3回歸結(jié)果為-1454.370 + 2. + 4. + 1. t= （10.85868） （3.） (1.)R2 = 0. 查表得出tt0.05 參數(shù)的t檢驗不顯著，剔除X3。則X2 X4 的參數(shù)的t檢驗顯著,這是最后消除多重共線性的結(jié)果，最后保留X2、X4。最終的函數(shù)以f（X2， X4）=-1454.370 + 2. + 4. 為最優(yōu)。 這意味著在其他因素不變的情況下，可支配收入對于居民的食品支出以及醫(yī)療方面來說有著顯著的影響。食品方面，隨著經(jīng)濟發(fā)展人民生活水平提高，用于食品支出比例下降，符合經(jīng)濟發(fā)展的一般規(guī)律。食品邊際消費傾向下降，這也清楚的表明了我國經(jīng)濟不斷向前發(fā)展。居住方面，因為住房更換的周期具有較長性,與其他支出相比更具有穩(wěn)定性,變化比例往往與人民的預(yù)期關(guān)系緊密。并且現(xiàn)在有些年輕人不買房而改為租房