計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)論文-居民消費(fèi)水平影響因素的計(jì)量分析

1、-. z.計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)論文居民消費(fèi)水平影響因素的計(jì)量分析居民消費(fèi)水平影響因素的計(jì)量分析摘要：居民消費(fèi)水平反映著人們對于滿足生存、開展和享受需要方面所到達(dá)的程度。本文就我國近階段消費(fèi)方面出現(xiàn)的一些情況，利用Eviews軟件對我國1993年至2011年的居民消費(fèi)水平的影響因素相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)展實(shí)證分析。建立居民消費(fèi)水平的影響因素模型，通過對該模型的經(jīng)濟(jì)含義分析得出各種主要因素對我國居民消費(fèi)水平的影響程度，提醒中國居民消費(fèi)水平的現(xiàn)狀及問題，并在此根底上提出了提高我國居民消費(fèi)水平的對策。關(guān)鍵詞：居民消費(fèi)水平影響因素回歸分析正文：一、文獻(xiàn)綜述：居民消費(fèi)水平經(jīng)濟(jì)學(xué)背景消費(fèi)，消費(fèi)是人類通過消費(fèi)品滿足自身欲望的一種經(jīng)

2、濟(jì)行為。是社會(huì)再生產(chǎn)過程中的一個(gè)重要環(huán)節(jié)，也是最終環(huán)節(jié)。通常講的消費(fèi)，是指個(gè)人消費(fèi)。生產(chǎn)決定消費(fèi)，消費(fèi)反過來影響生產(chǎn)。它是指利用社會(huì)產(chǎn)品來滿足人們各種需要的過程。消費(fèi)又分為生產(chǎn)消費(fèi)和個(gè)人消費(fèi)。前者指物質(zhì)資料生產(chǎn)過程中的生產(chǎn)資料和活勞動(dòng)的使用和消耗。后者是指人們把生產(chǎn)出來的物質(zhì)資料和精神產(chǎn)品用于滿足個(gè)人生活需要的行為和過程，是生產(chǎn)過程以外執(zhí)行生活職能。它是恢復(fù)人們勞動(dòng)力和勞動(dòng)力再生產(chǎn)必不可少的條件。所以消費(fèi)的水平對一個(gè)國家的開展有著十分重要的影響。居民消費(fèi)水平，是按國內(nèi)生產(chǎn)總值口徑，即包括勞務(wù)消費(fèi)在內(nèi)的總消費(fèi)進(jìn)展計(jì)算的。是居民在物質(zhì)產(chǎn)品和勞務(wù)的消費(fèi)過程中，對滿足人們生存、開展和享受需要方面所到達(dá)

3、的程度的數(shù)量指標(biāo)。消費(fèi)進(jìn)展計(jì)算的。計(jì)算公式為：反映居民消費(fèi)水平的主要指標(biāo)有：平均實(shí)物消費(fèi)量指標(biāo)。平均每人全年主要有消費(fèi)品的消費(fèi)量、平均每百戶耐用消費(fèi)品擁有量、人均居住面積、平均每人生活用水量、平均每人生活用電量等；現(xiàn)代化生活設(shè)施的普及程度指標(biāo)。自來水普及率、煤氣普及率、平均每百戶主要家用電器擁有量、普及率等；反映消費(fèi)水平的消費(fèi)構(gòu)造指標(biāo)。居民生活消費(fèi)支出中食品的比例、居民生活消費(fèi)支出中文化生活效勞支出比例、不同質(zhì)量消費(fèi)晶的消費(fèi)比例等；平均消費(fèi)量的價(jià)值指標(biāo)。平均每人消費(fèi)基金、平均每人生活消費(fèi)額、平均每人用于各項(xiàng)生活消費(fèi)的支出等。我國居民消費(fèi)水平的問題新中國成立后，由于國家經(jīng)濟(jì)根底薄弱，物質(zhì)上長時(shí)間

4、處于相對短缺的狀態(tài)，居民消費(fèi)受到嚴(yán)重制約，中國社會(huì)傳統(tǒng)的重積累、倡節(jié)約的消費(fèi)觀念沒有得到根本改觀。隨著經(jīng)濟(jì)的開展和社會(huì)的進(jìn)步，人們開場逐漸拋棄了自然經(jīng)濟(jì)模式下自給自足的消費(fèi)觀念，代之以量入為出、注重消費(fèi)效益，強(qiáng)調(diào)消費(fèi)帶來的精神滿足等新型消費(fèi)觀念。特別是2改革開放后以來，住房、通信及電子產(chǎn)品、節(jié)假日消費(fèi)及旅游、文化教育、汽車等逐漸成為市場消費(fèi)熱點(diǎn)，信貸消費(fèi)、理性消費(fèi)、個(gè)性消費(fèi)等消費(fèi)形式也開場在人們的消費(fèi)行為中發(fā)揮重要作用。因此，也就形成了當(dāng)前中國居民西方消費(fèi)主義與東方重積累思想并重的有中國特色的消費(fèi)觀念。2008年以來，美國次貸危機(jī)席卷全球，我國出口貿(mào)易也因此受挫，政府啟動(dòng)4萬億投資拉動(dòng)內(nèi)需。如

5、何刺激國內(nèi)消費(fèi)以拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)一時(shí)間成為全國熱點(diǎn)話題，這引起我們對影響城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平因素的思考。二、實(shí)證模型1. 變量選?。壕用竦南M(fèi)水平往往受到許多因素影響，需要分析各因素對居民消費(fèi)水平的影響程度。本文以分析居民消費(fèi)水平為目的，同時(shí)考慮了其他一些指標(biāo)的分析需要，共選取19932011年的數(shù)據(jù)，將居民消費(fèi)水平作為被解釋變量，設(shè)為Y，其他因素作為解釋變量，分別設(shè)為*2-*6。具體數(shù)據(jù)如下：Y*2*3*4*5*61993年1,393.0035,333.922,577.4050.315,203.504.791994年1,833.0048,197.863,496.205021,518.804.791995

6、年2,355.0060,793.734,283.0050.129,662.304.871996年2,789.0071,176.594,838.9048.838,520.805.081997年3,002.0078,973.035,160.3046.646,279.805.171998年3,159.0084,402.285,425.1044.753,407.475.281999年3,346.0089,677.055,854.0042.159,621.835.892000年3,632.0099,214.556,280.0039.464,332.385.872001年3,887.00109,655.1

7、76,859.6038.273,762.436.012002年4,144.00120,332.697,702.8037.786,910.656.452003年4,475.00135,822.768,472.2037.1103,617.656.952004年5,032.00159,878.349,421.6037.7119,555.397.582005年5,596.00184,937.3710,493.0036.7141,050.998.182006年6,299.00216,314.4311,759.5035.8161,587.309.142007年7,310.00265,810.3113,78

8、5.8036.3172,534.1910.062008年8,430.00314,045.4315,780.8037.9217,885.3510.422009年9,283.00340,902.8117,174.7036.5260,771.6610.552010年10,522.00401,512.8019,109.4035.7303,302.4911.212011年12,570.00473,104.0521,809.8036.3343,635.8911.45數(shù)據(jù)來源：國家統(tǒng)計(jì)局年度數(shù)據(jù)2. 模型初步提出為了具體分析各要素對我國居民消費(fèi)水平的影響大小，我們選取Y為居民消費(fèi)水平，*2為國內(nèi)生產(chǎn)總值，*

9、3為城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入，*4城鎮(zhèn)居民家庭恩格爾系數(shù)，*5城鄉(xiāng)居民人民幣儲(chǔ)蓄存款年底余額，*6人口自然增長率進(jìn)展回歸分析。采用的對數(shù)模型如下：Y=0+1*2+2*3+3*4+4*5+5*6+ui用Eviews計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)分析軟件作最小二乘回歸，分析結(jié)果如下：通過結(jié)果可以看出，變量*2、*3、*4、*6的t檢驗(yàn)值均大于臨界值。說明經(jīng)t檢驗(yàn)這4個(gè)參數(shù)均顯著不為0，即為國內(nèi)生產(chǎn)總值、城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入、城鎮(zhèn)居民家庭恩格爾系數(shù)、人口自然增長率對居民消費(fèi)水平均有顯著影響。并且，模型中，明顯大于，說明各因素聯(lián)合起來對居民消費(fèi)水平影響顯著。3. 多重共線性檢驗(yàn)1計(jì)算變量間相關(guān)系數(shù):從上圖可知，

10、*2與*3，*3與*5，*3與*6，*5與*6之間都存在較高的線性相關(guān)?？赡艽嬖诙嘀毓簿€性。(2) 進(jìn)展逐步回歸，直至模型符合需要研究的問題，具有實(shí)際的經(jīng)濟(jì)意義和統(tǒng)計(jì)意義。采用逐步回歸的方法，去檢驗(yàn)和解決多重共線性問題。分別作Y對*2，*3，*4，*5，*6的一元回歸，結(jié)果如下:變量*2*3*4*5*6參數(shù)估計(jì)值0.0240.551-412.3980.0321256.339t統(tǒng)計(jì)量63.67962.177-4.47848.62116.0930.9960.9960.5410.9930.9380.9960.9950.5140.9920.935其中參加*2的方程調(diào)整的可決系數(shù)最大, 以*2為根底,

11、順次參加其他變量逐步回歸。結(jié)果如下表: *2*3*4*5*6*2，*30.012(3.126)0.267(2.928)0.9969*2，*40.023(56.164)-34.163(-3.585)0.9974*2，*50.017(3.973)0.009(1.608)0.9959*2，*60.024(14.839)-8.552(-0.097)0.9953經(jīng)比擬，新參加*4的方程調(diào)整可決系數(shù)改良最大, 各參數(shù)的t檢驗(yàn)也都顯著，但是*4參數(shù)的符號(hào)與經(jīng)濟(jì)意義不符合。所以提出變量*4，以*2,*3為根底繼續(xù)做逐步回歸。結(jié)果如下表：*2*3*4*5*6*2,*3,*50.011(2.381)0.239(2

12、.307)0.003(0.607)0.9968*2,*3,*60.006(1.916)0.554(6.646)-314.627(-4.8519)0.9987當(dāng)參加*5時(shí)，有所增加，但其參數(shù)的t檢驗(yàn)不顯著；參加*6時(shí)，也有所增加，但其參數(shù)為負(fù)值不合理。綜上可以看出*4、*5、*6引起了多重共線性，予以剔除。保存*2和*3。得出Y 對*2 *3的回歸結(jié)果如下：最后修正嚴(yán)重多重共線性影響后的回歸結(jié)果為： (2.773) (3.126) (2.928)異方差檢驗(yàn)1分別繪制殘差平方序列e2對變量*2和*3的散點(diǎn)圖，如下：由散點(diǎn)圖中可以看出，殘差平方e2對解釋變量*2和*3的散點(diǎn)圖主要分布在圖形的下三角局

13、部，大致看出殘差平方e2隨*2和*3的變動(dòng)增大的趨勢，因此，模型很可能存在異方差。但是否確定存在需要進(jìn)一步檢驗(yàn)。2采用White檢驗(yàn)法，得到下列圖結(jié)果：從圖中可以看出，nR2 =12.178，有White檢驗(yàn)可知，在下，nR2 =12.178，所以拒絕原假設(shè)，說明模型存在異方差。3異方差修正選取多個(gè)權(quán)數(shù)分別做回歸分析后比擬，發(fā)現(xiàn)w1=1/*2*3的效果最好。下面僅給出權(quán)數(shù)w1的結(jié)果：最終。消除異方差后的模型為：2.287 (3.899)R2 =0.997 DW=0.544 F=2498.565.自相關(guān)處理樣本量為19，兩個(gè)解釋變量模型，10%顯著水平，查DW統(tǒng)計(jì)表可知，模型中DW，顯然模型中有

14、自相關(guān)。由殘差圖也可以看出，殘差的變動(dòng)有系統(tǒng)模式，連續(xù)為正和連續(xù)為負(fù)，說明殘差項(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，需要采取補(bǔ)救措施。生成殘差序列，使用et進(jìn)展滯后一期的自回歸，可得到方程其中，對原模型進(jìn)展廣義差分，得到廣義差分方程：由上圖可得回歸方程為：Se=(132.636) (0.006) (0.1499)t=(2.542) (3.565) (0.316)R2=0.992 F=946.32 DW=2.109其中，由于使用了廣義差分法數(shù)據(jù)，樣本容量減少了1個(gè)，為18個(gè)。查1%顯著水平的DW統(tǒng)計(jì)表可知，模型中，說明在1%顯著性水平下廣義差分模型中已無自相關(guān)，不必再進(jìn)展迭代

15、?？蓻Q系數(shù)R2、t、F統(tǒng)計(jì)量也均到達(dá)理想水平。由差分方程式有由此，得到最終的居民消費(fèi)水平模型為通過最終的模型可以看出，國內(nèi)生產(chǎn)總值和城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入兩項(xiàng)指標(biāo)對居民消費(fèi)水平影響較大，其中國民收入每增加1億元，居民消費(fèi)水平提高0.022元；城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入每增加1元，居民消費(fèi)水平提高0.0474元。三、提高居民消費(fèi)水平的對策綜上所述，大力開展國民經(jīng)濟(jì)，提高居民整體收入水平，才是促進(jìn)居民消費(fèi)水平提高的根本途徑。因此，國家應(yīng)當(dāng)著重于開展生產(chǎn)力，促進(jìn)我國居民可支配收入的增加。對此，我有如下建議：1.加強(qiáng)根底設(shè)施建立。增加對農(nóng)村根底設(shè)施建立的投入，加強(qiáng)水、電、路、通訊等根底設(shè)施建立。要

16、繼續(xù)加大電網(wǎng)改造力度、降低民用電價(jià)，要對壟斷行業(yè)和部門加強(qiáng)監(jiān)管，規(guī)*公路收費(fèi)和降低信息通信效勞價(jià)格，減少商品流通本錢。目前我國公路違規(guī)收費(fèi)、超期收費(fèi)問題突出，大大提高了區(qū)域經(jīng)濟(jì)之間的物流本錢，嚴(yán)重影響了公路的利用率和運(yùn)輸效率，制約了旅游、運(yùn)輸?shù)扰c交通行業(yè)密切相連的行業(yè)的開展。在信息通信領(lǐng)域，由于壟斷和壟斷經(jīng)營的存在，信息通信效勞價(jià)格明顯高于國際上開展水平相近的國家，在抑制潛在消費(fèi)能力增長的同時(shí)，也提高了信息獲取的本錢。2.保持物價(jià)穩(wěn)定。平穩(wěn)的物價(jià)水平是穩(wěn)定居民消費(fèi)預(yù)期，促進(jìn)居民消費(fèi)安康增長的前提。2002年以來，隨著新一輪經(jīng)濟(jì)擴(kuò)*期的到來，我國居民住宅價(jià)格快速上升，近兩年來出現(xiàn)加速上升的趨勢。雖然住宅作為居民投資品不直接計(jì)入居民消費(fèi)藍(lán)子中，但房價(jià)大幅上漲對居民其他消費(fèi)產(chǎn)生明顯的擠出效應(yīng)。從中長期看，導(dǎo)致居民消費(fèi)物價(jià)上漲的原因還很多，包括勞