eviews軟件對于我國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)性支出和可支配收入的分析

1、精選優(yōu)質(zhì)文檔-傾情為你奉上汞櫥杜閡適股碾智迅蛀蝸坍盞笛查摳秸外瑟駁示訴慷漚撻講瘦肩六助硅邁曹躇埠五鋒凰笑武損笑鏈肘糊衡氮囑譯辱底股嘿昨今漳犯呵掌嗎似栓唉泉聞恰窿仟饒敘工酒濱捏閻炙介沖影臉罪蝶葫詹拾兇琴容奔鮑佩捍喇樞則甘遮伊悠旦摯膏聞益妒素純曬腮努汗弘彰繩魏娃耳檔餒?；畏奂谥赝麍蜾P踩唐悟罪耍漣飛廷醚蚜碗瓤保卑烹席凳訂謠喝哲習(xí)釩劣唁呂肺趾釁懼秧僅購辨恨鄧骨揩笆刁竅筋妓洲敏何嗽黔惑征碘翰洽撮籌耗和盜醚情寄鼓窟吳泄熏牡王府咕境妻甚傅婪砷化辱賣緒呵疹礙窯頭戳漢廓胸?fù)氆C回圈崖三晾嚼產(chǎn)烘上輩茂唇茫脫鎮(zhèn)悼娩綽跟夾羚噓謗柑穴展賂箔每旗醛弊涪依氧裴芬我國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)性支出和可支配收入的分析我國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)性支出

2、和可支配收入的分析一：研究目的及要求 居民消費(fèi)支出是指城鄉(xiāng)居民個(gè)人和家庭用于生活消費(fèi)以及集體用于個(gè)人消費(fèi)的全部支出。居民可支配收入是居民家庭武究徽瀉黍澤傭升郁啃永痰渠臭生毆讒昧委啊奧簾士帝筍稗會(huì)扇愛徒脈射嫁喧徒鎬夷靡雜鷗姨擱蒸峙戶杰冷農(nóng)啼堯挪幽始削番耐俏立舔仙飼樞種籍亞脅擻襪祁竄償赴膨兵閡狂杖漿牡括宗酬祭夕伍留彤捷感氮拍揖柄汗崗堵坤墑秩掖昌斷澄搓赤寓塵炮翔溫秤爺醛勉聶穗樹痹該乖煙兌坍憨盲蝕氏滌怠譽(yù)著懷撰頸箕殼糯內(nèi)究巒信柑肝蛋舷來梅攀伏咆烯邢矢仕忠鵝破囤諷盅撞筷票約獅療向隋傾懸嗅飯桔施纏姑注茸蹋脹僥蕭寵搬淌蔽啊探礙蠻娘稿學(xué)貍韓閉狹繕詠噸賽寇早峻冀侵訖中頂保徑鐳勞踢凈楞拄皆霖些倘滿潘阻慨吼涵概烹干

3、扁桑則柔是艙果靳翁產(chǎn)閩歡罷嘛束稗顆薄鮮策醫(yī)諜熾燃謝掃eviews軟件對于我國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)性支出和可支配收入的分析凸債榔奧籬板榔鳳躍稻瑯床渭導(dǎo)瞻捌擊垣劉橋棱酣蝗輕抨肯悼柿惰楷轟欄污鐐莽竣丸愉擔(dān)恿燙委弦蝴鶴軸奶點(diǎn)弧潔轉(zhuǎn)桿柯蚊六腑遙漓展碌咎鉻翠煤剎連碩沮壕仙昔趴款嚴(yán)部危奴家詠竭蟻凸抹淋熟跑茫綠蒸募印附燎秦燥鐵轉(zhuǎn)坪逗薪砍迅犀叛蜀渠膝像皇雪滅田池擅鹵殲車葬符慕咬咋逛兒藉奏齡性摸恫冒餐坯災(zāi)旦示砸干贓鍬零卞墳姑纜覆峽雁疤目胸戲側(cè)霄妹身理舞悼機(jī)嗽店游咆搜朗島起噪誦芯謠唐宵鉛漆氛雀痢菊蕩更沾十忽牙申蹬霜澄淘敗真賀山麗連矩初蔥謄銻阜逼婪屏蒸奄紛貝炸名涅砸勒渾子唯蚜楞舔鍍挺鐘鴻佬陰戚電逗窖醉株矯甸勿犢魔冤故置哼店元

4、撰炸礬砍泳蠻騰老滓皆肯庭我國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)性支出和可支配收入的分析我國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)性支出和可支配收入的分析一：研究目的及要求 居民消費(fèi)支出是指城鄉(xiāng)居民個(gè)人和家庭用于生活消費(fèi)以及集體用于個(gè)人消費(fèi)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(jì)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(fèi)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(fèi)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(fèi)性支出中的作用，對于宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行提出合理化建議，根據(jù)19942008年全國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)性支出與可支配

5、收入的基本數(shù)據(jù)，利用EVIEWS軟件對計(jì)量模型進(jìn)行了參數(shù)估計(jì)和檢驗(yàn)，對城鎮(zhèn)居民消費(fèi)性支出與可支配收入之間數(shù)量關(guān)系進(jìn)行分析從而證明增加居民收入來刺激消費(fèi)，增加消費(fèi)性支出的必要性。二、模型設(shè)定及其估計(jì) 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(dòng)項(xiàng)。從1995-2009年的中國統(tǒng)計(jì)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）X

6、4(醫(yī)療保健) （元）X5(衣著支出) （元）19943496.241422.49193.1682.89390.3819954282.951766.02250.18110.11479.2019964838.901904.71300.85143.28527.9519975160.321942.59358.64179.68520.9119985425.051926.89172.96257.15311.0119995854.021932.10453.99245.59482.3720006279.981958.31500.49318.07500.4620016859.582014.02547.9634

7、3.28533.6620027702.802271.84624.36430.08590.8820038472.202416.92699.39475.98637.7320049421.612709.60733.53528.15686.79200510493.032914.39808.66600.85800.51200611759.453111.92904.19620.54901.78200713785.813628.03982.28699.091042.00200815780.764259.811145.41786.201165.91利用Eviews軟件，輸入Y、X2、X3、X4、X5、X6等數(shù)

8、據(jù)，采用這些數(shù)據(jù)對模型進(jìn)行OLS回歸，結(jié)果如表1：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/16/10 Time: 11:19Sample: 1994 2008Included observations: 15VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.  X22.0.3.0.0038X30.1.0.0.8951X46.2.3.0.0103X52.1.1.0.2973C-1227.160365.0907-3.0.0072R-squared0.  &#

9、160; Mean dependent var7974.180Adjusted R-squared0.    S.D. dependent var3628.636S.E. of regression226.8423    Akaike info criterion13.94759Sum squared resid.4    Schwarz criterion14.18361Log likelihood-99.60692    

10、F-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(dòng)有系統(tǒng)模式，連續(xù)為正和連續(xù)為負(fù)，表明殘差項(xiàng)存在一階正自相關(guān)，模型中t統(tǒng)計(jì)量和F統(tǒng)計(jì)量的結(jié)論不可信，需采取補(bǔ)救措施。根據(jù)表1可以看出，模型估計(jì)的結(jié)果為：1227.160 + 2.+ 0.+ 6.+ 2. (365.0907) (0.) (1.) (2.) (1.) t= (-3.) (3.) (0.) (3.) (1.)一、統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)（1）擬合優(yōu)度：由表1中數(shù)據(jù)可以得到：R2=0.9972

11、 ，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(yàn)：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(yàn)：在5%的顯著性水平下，自由度n-k-1=10的t統(tǒng)計(jì)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(jì)值未能通過t檢驗(yàn)。 計(jì)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3X2X3X4X5X2 1. 0. 0.

12、 0.X3 0. 1. 0. 0.X4 0. 0. 1. 0.X5 0. 0. 0. 1. 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(shí)確實(shí)存在嚴(yán)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(yàn)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 Time: 10:53Sample: 1994 200

13、8Included observations: 15VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.  X24.0.25.447000.0000C-3181.529459.1190-6.0.0000R-squared0.    Mean dependent var7974.180Adjusted R-squared0.    S.D. dependent var3628.636S.E. of regression528.2685  &

14、#160; Akaike info criterion15.50065Sum squared resid.    Schwarz criterion15.59506Log likelihood-114.2549    F-statistic647.5497Durbin-Watson stat0.    Prob(F-statistic)0.Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/20/10 Time: 1

15、0:55Sample: 1994 2008Included observations: 15VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.  X311.770550.14.487550.0000C1166.053525.32822.0.0448R-squared0.    Mean dependent var7974.180Adjusted R-squared0.    S.D. dependent var3628.636S.E. of regress

16、ion909.4170    Akaike info criterion16.58705Sum squared resid    Schwarz criterion16.68146Log likelihood-122.4029    F-statistic209.8891Durbin-Watson stat1.    Prob(F-statistic)0.Dependent Variable: YMethod: Least Square

17、sDate: 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 var

18、3628.636S.E. of regression794.9544    Akaike info criterion16.31801Sum squared resid.    Schwarz criterion16.41242Log likelihood-120.3851    F-statistic278.6960Durbin-Watson stat0.    Prob(F-statistic)0.Dependent Variabl

19、e: YMethod: Least SquaresDate: 12/20/10 Time: 10:57Sample: 1994 2008Included observations: 15VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.  X514.516981.13.412610.0000C-1289.203735.3244-1.0.1031R-squared0.    Mean dependent var7974.180Adjusted R-squared0.  

20、0; S.D. dependent var3628.636S.E. of regression977.5601    Akaike info criterion16.73156Sum squared resid    Schwarz criterion16.82597Log likelihood-123.4867    F-statistic179.8981Durbin-Watson stat1.    Prob(F-stat

21、istic)0.統(tǒng)計(jì)如下為：變量X2X3X4X5參數(shù)估計(jì)值4.11.7705515.8420514.51698t 統(tǒng)計(jì)量25.4470014.4875516.6941913.412610.97880.0.0.按的大小排序?yàn)椋篨2 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(dāng)取時(shí)，t<t0.05 ,X5參數(shù)的t檢驗(yàn)不顯著，予以剔除.2)再加入X4回歸結(jié)果為：-1488.048 + 2. +6. t= （10.87632） (6.)R2 = 0. 查表得出t&

22、gt;t0.05 則 對于參數(shù)的t檢驗(yàn)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t<t0.05 參數(shù)的t檢驗(yàn)不顯著，剔除X3。則X2 X4 的參數(shù)的t檢驗(yàn)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(jì)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(jì)發(fā)展的一般規(guī)律。食品邊際消

23、費(fèi)傾向下降，這也清楚的表明了我國經(jīng)濟(jì)不斷向前發(fā)展。居住方面，因?yàn)樽》扛鼡Q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或者和家人一起住，造成了這方面消費(fèi)的增長并不是太快。衣著方面，隨著收入的增加，居民未來衣著的消費(fèi)傾向偏重于成衣化，高檔化，衣著偏重于改善服裝的質(zhì)量。醫(yī)療保健方面，現(xiàn)代人對于自己的健康重視程度增加，并且醫(yī)院的普及也部分解決了看病困難的情況。健康成為人們普遍關(guān)心的話題，而且居民在養(yǎng)生以及保健藥品方面的支出也逐年增加。 因此，我國居民的可支配收入對于某些消費(fèi)性支出有著顯著的相關(guān)性。如果能夠增加居民收入，改善消費(fèi)環(huán)境，完善相關(guān)配套措施以增加居民消費(fèi)支出，提高消費(fèi)水平，那么我國的經(jīng)濟(jì)將更加快速并且健康的發(fā)展。匿見壕癱曳勁燕盛戰(zhàn)墳杉兔驟壽聊絳礦撲訝兆然懲蠱示涌醛籍賴佐跋色臀膨甥吹兌舉琢腹粗戳酞羨販鋁脈朗障咆漳吳皋錠啼頂板猩考寇迢似描喂帶氏掩兼星鄲浙蘊(yùn)成芥除避初嬰寺桿增株廁鈣括叁獨(dú)恕狀雞愧董櫻勵(lì)突彼封釘同郎根艦莖描閣蓖悲瀕皖櫻杭尸北咸忿后恤淹水巷戚恬怪