計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)報(bào)告報(bào)告

1、芭計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)暗課程論文把城鎮(zhèn)居民消費(fèi)主熬要影鞍響絆因素艾的半實(shí)證跋分析跋小組成員哀：凹何志滔 李學(xué)賢芭 吳曉天奧指導(dǎo)教師：張子皚昱背 拜 按 襖 啊日期：矮2010年12稗月23日絆城鎮(zhèn)居民消費(fèi)主扳要影響因素稗的實(shí)證襖分析摘要矮中國(guó)經(jīng)濟(jì)的快速拜增長(zhǎng)，城鎮(zhèn)化步百伐加快。城鎮(zhèn)居把民的消費(fèi)在國(guó)民白經(jīng)濟(jì)中占有極其瓣重要的比重，城昂鎮(zhèn)居民的消費(fèi)水笆平對(duì)整個(gè)國(guó)名經(jīng)昂濟(jì)的的發(fā)展有重案大的作用。面對(duì)霸這個(gè)巨大的消費(fèi)邦 ，如何提高消皚費(fèi)水平就成了擴(kuò)拌大內(nèi)需、拉動(dòng)經(jīng)爸濟(jì)所面對(duì)的問(wèn)題昂。本文運(yùn)用計(jì)量哀經(jīng)濟(jì)學(xué)的方法，盎就城鎮(zhèn)居民的消鞍費(fèi)水平的主要影巴響因素進(jìn)行了簡(jiǎn)澳單的分析。哎關(guān)鍵詞敗：安 城鎮(zhèn)居民；消凹費(fèi)水平；影響

2、因邦素一 問(wèn)題的提出背經(jīng)濟(jì)危機(jī)以來(lái)，白中國(guó)遭遇增長(zhǎng)上襖的瓶頸。一直以埃來(lái)中國(guó)經(jīng)濟(jì)的增熬長(zhǎng)主要依賴于投胺資、出口和消費(fèi)愛(ài)三架馬車(chē)，而又壩以投資和出口的吧拉動(dòng)作用最大。隘雖然我國(guó)一直在癌強(qiáng)調(diào)要擴(kuò)大內(nèi)需搬，但經(jīng)濟(jì)危機(jī)中哎由于出口減少而阿引起經(jīng)濟(jì)的下滑吧還是說(shuō)明國(guó)內(nèi)經(jīng)阿濟(jì)對(duì)出口的依賴艾還是很大的。伴西方經(jīng)濟(jì)學(xué)中有哀很多關(guān)于需求、翱消費(fèi)的理論。微罷觀經(jīng)濟(jì)學(xué)中供求愛(ài)和均衡價(jià)格理論埃中的需求定理闡拔述了需求的定義絆和影響因素。需安求是指某一特定芭時(shí)期內(nèi)，在各種扳可能的價(jià)格水平唉下，消費(fèi)者愿意唉而且能夠買(mǎi)到的斑某種商品的數(shù)量巴。影響需求的主捌要因素包括商品爸本身的價(jià)格、其靶他商品的價(jià)格、澳消費(fèi)者的偏好、白消費(fèi)

3、者收入及人癌們對(duì)未來(lái)的期望懊等。敖由于數(shù)據(jù)的可獲白得性及影響的重俺要性，對(duì)于城鎮(zhèn)襖居民的消費(fèi)水平敗主要選取了以下白兩個(gè)影響因素;阿城鎮(zhèn)居民家庭可矮支配純收入及商鞍品零售價(jià)格指數(shù)般。疤二靶 哎1991年到2藹008年城鎮(zhèn)居拌民消費(fèi)水平及其邦影響因素的統(tǒng)計(jì)澳數(shù)據(jù)（表1）班年份把城鎮(zhèn)家庭可支配唉純收入X1敖城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水哀平Y(jié)笆商品零售價(jià)格指捌數(shù)X2扳1991柏1700.6扮1840辦102.9佰1992佰2026.6板2262凹105.4敗1993昂2577礙.4暗2924艾113.2啊1994壩3496敗3852俺121.7奧1995盎4283敖4931奧114.8八1996白4838.9鞍55

4、32搬106.1辦1997稗5160.3版5823懊100.8搬1998斑5425.1礙6109癌97.4跋1999壩5854案6405皚97罷2000把6820愛(ài)6850藹98.5胺2001百6859罷7713扮99.2班2002絆7702.8捌7387礙98.7昂2003翱8472.2罷7901埃99.9藹2004皚9421.6案8679阿102.8柏2005矮10439稗9410辦100.8背2006伴11759.5半10423敖101愛(ài)2007礙13785.8疤11904熬103.8凹2008霸15780.8巴15326班106.7三 建立模型叭由數(shù)據(jù)分析，初暗步建立模型笆Y=b0+b

5、1伴*X1+b2*案X2+ui佰 b0表示在頒沒(méi)有任何影響因凹素下城鎮(zhèn)居民的百消費(fèi)水平；b1氨表示城鎮(zhèn)家庭可傲支配純收入對(duì)城挨鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平敖的影響；b2表挨示商品零售價(jià)格佰指數(shù)對(duì)城鎮(zhèn)居民岸的消費(fèi)水平的影澳響；挨ui盎為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)拔四 模型的檢驗(yàn)昂與修正巴（一）模型的參愛(ài)數(shù)估計(jì)及經(jīng)濟(jì)意百義和統(tǒng)計(jì)意義上邦的檢驗(yàn)頒利用Eview昂s軟件扒，做Y對(duì)X1 熬X2的回歸?；匕貧w結(jié)果如下表1翱：矮Depende俺nt Vari礙able: Y骯Method:埃 Least 扳Squares癌Date: 百1案2/22/10背 Time阿: 12:48矮Sample:矮 1991 2奧008胺Include

6、凹d obser扒vations背: 18笆Variabl襖e安Coeffic扳ient熬Std. Er藹ror案t-Stati拜stic百Prob.霸C癌3435.48傲7罷1604.74搬5頒2.14083扳1板0.0491版X1芭0.78249辦5翱0.02477邦8斑31.5807藹7霸0.0000岸X2吧-20.247班90埃14.8583俺5唉-1.3627礙28埃0.1931暗R-squar哎ed絆0.98669埃6哎Mea拜n depen藹dent va半r跋6826.16擺7鞍Adjuste拔d R-squ熬ared澳0.98492拌2癌S.D岸. depen胺dent va

7、靶r版3180.84八2傲S.E. of啊 regres案sion巴390.589埃0唉Aka按ike inf拔o crite般rion扒14.9242白0敗Sum squ哀ared re凹sid斑2288397傲.拜Sch伴warz cr版iterion襖15.0726鞍0班Log lik暗elihood安-131.31佰78凹F-s敖tatisti芭c辦556.219伴4笆Durbin-哎Watson 拜stat拜0.34636艾3半Pro把b(F-sta按tistic)岸0.00000翱0耙參數(shù)估計(jì)：由上奧表可知回歸系數(shù)笆估計(jì)值稗b艾。=3435.皚487 b1=霸0.78249耙5 b

8、3=-2盎0.24790盎 疤（二）胺經(jīng)濟(jì)意義上的檢絆驗(yàn)疤該模型可以初步頒估計(jì)經(jīng)濟(jì)意義上熬的檢驗(yàn)，系數(shù)符唉號(hào)均符合經(jīng)濟(jì)意艾義。城鎮(zhèn)居民人把均純收入及零售扳商品價(jià)格指數(shù)均版能在數(shù)量上增加白居民消費(fèi)。絆統(tǒng)計(jì)意義上的檢胺驗(yàn)傲當(dāng)n=安18 a哀=0.10疤時(shí) t爸=1.341扒由數(shù)表可以看出礙C X1 X2柏的t統(tǒng)計(jì)量絕對(duì)靶值都大于1.3疤41 符合t檢敖驗(yàn)礙 當(dāng)n=板18 a胺=0.05時(shí)，辦查表得Fa=6傲.63 有F=安556.219伴4則符合。R-鞍squared凹=0.9866皚96 Adju巴sted R-邦squared盎=0.9849敖22 模型的擬柏合優(yōu)度比較好。胺因此這些因素對(duì)盎城

9、鎮(zhèn)居民消費(fèi)水凹平有較大影響。艾（絆三背）計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢半驗(yàn)白異方差檢驗(yàn) 樣吧本容量為18 斑且模型為二元線鞍性回歸模型 利氨用懷特檢驗(yàn)對(duì)異把方差進(jìn)行檢驗(yàn)。辦利用OLS課上叭的殘差ei 求氨殘差的平方和e鞍i傲的平方并將其X斑1 X2 X班2的平方 X1佰的平方和X1*半X2 進(jìn)行回歸凹 可得到如下表啊2 且Xii為邦X1的平方 X霸i為Xj扮White H扮eterosk霸edastic搬ity Tes隘t:藹F-stati安stic埃9.55452礙4凹Pro襖babilit班y凹0.00078凹8挨Obs*R-s捌quared罷13.4313氨0捌Pro皚babilit搬y昂0.00935安

10、0瓣Test Eq藹uation:礙Depende邦nt Vari瓣able:扳 RESID懊2笆Method:半 Least 愛(ài)Squares拌Date: 靶12/22/1跋0啊 Time扒: 21:53凹Sample:啊 1991 2頒008疤Include癌d obser骯vations氨: 18柏Variabl傲e爸Coeffic隘ient挨Std. Er百ror藹t-Stati辦stic胺Prob.斑C扒-578409辦6.絆7392893八.襖-0.7823澳86隘0.4480愛(ài)X1壩-133.93版30扳33.4113芭5盎-4.0086頒09版0.0015懊X12班0.0060

11、1案4敗0.00195搬3拌3.07857岸9安0.0088巴X2擺131397.吧1暗135226.壩4藹0.97168暗3安0.3489搬X22白-663.19按73癌619.467哎6瓣-1.0705唉92襖0.3038礙R-squar把ed懊0.74618埃3頒Mea跋n depen皚dent va捌r斑127133.頒2艾Adjuste敗d R-squ胺ared笆0.66808骯6絆S.D岸. depen挨dent va笆r擺17芭8382.8拌S.E. of瓣 regres敗sion傲102769.敗8岸Aka礙ike inf拔o crite壩rion熬26.1485稗0鞍Sum

12、squ傲ared re敖sid按1.37E+1靶1捌Sch佰warz cr捌iterion版26.3958瓣3芭Log lik稗elihood敖-230.33邦65百F-s吧tatisti哀c啊9.55452愛(ài)4捌Durbin-癌Watson 般stat頒1.61435爸7爸Pro藹b(F-sta安tistic)芭0.00078唉8礙由表可知 R-拜squared按=0.7461搬83 查表得樣阿本數(shù)為18 自班由度為隘7壩的敖佰2鞍=14.07辦nR2奧=13.51巴4.07 所以稗接受原假設(shè)，表安明殘差是同方差凹的。不存在異方艾差性。伴（四）瓣 序列相關(guān)檢驗(yàn)版D半ubin-wo百lson

13、st背ate=0.3辦464 查表d吧l=1.16 鞍du=1.39敗 而DW值小于疤dl，存在正序奧列相關(guān)骯 利用秩代法序奧列相關(guān)進(jìn)行處理耙 一次秩代埃結(jié)果（表3）拔Depende白nt Vari啊able: Y翱Method:伴 Least 阿Squares笆Date: 拔12/23/1岸0伴 Time癌: 佰00:03絆Sample 頒(adjust笆ed): 19扒92 2008背Include板d obser矮vations盎: 17 af襖ter adj瓣ustment芭s凹Converg擺ence ac版hieved 暗after 1瓣8 itera岸tions藹Variabl熬

14、e爸Coeffic斑ient伴Std. Er阿ror氨t-Stati隘stic澳Prob.唉C凹2846.68邦7斑1363.50襖9懊2.08776扮6骯0.0571把X1搬0.72969辦3拜0.03560版6胺20.4934鞍1擺0.0000盎X2柏-8.3630艾91哀15.0805骯8吧-0.5545霸60啊0.5886拜AR(1)礙0.71225八2頒0.16016稗4靶4.44703捌3罷0.0007啊R-squar拜ed奧0.99738頒7皚Mea唉n depen擺dent va背r耙7119.47般1伴Adjuste瓣d R-squ霸ared把0.99678芭4爸S.D半.

15、depen叭dent va瓣r扒3017.42稗3奧S.E. of熬 regres拌sion盎171.121芭0霸Aka佰ike inf暗o crite耙rion矮13.3249澳4藹Sum squ艾ared re凹sid盎380671.敗3靶Sch佰warz cr板iterion靶13.5209哀9澳Log lik芭elihood跋-109.26啊20瓣F-s案tatisti哀c胺1653.97安2扳Durbin-班Watson 伴stat板1.94550隘2辦Pro懊b(F-sta壩tistic)皚0.00000霸0鞍Inverte敖d AR Ro搬ots吧.愛(ài)71疤經(jīng)過(guò)一次秩代，伴DW值

16、1.94伴5疤所以其大于du扳而小于4-du凹 所以模型的序胺列不相關(guān)。所以傲模型所選變量比拜較好。挨（五）暗 多重共線性檢埃驗(yàn)俺利用Frish稗綜合分析法做檢挨驗(yàn)，讓Y對(duì)X1隘 X2做回歸首岸先讓Y對(duì)X1做頒回歸，得下表凹Depende拜nt Vari拔able: Y壩Method:靶 Least 板Squares懊Date: 扮12/23/1白0哀 Time鞍: 09:39版Sample:傲 1991 2伴008笆Include昂d obser盎vations暗: 18八Variabl熬e笆Coeffic盎ient暗Std. Er絆ror拌t-Stati藹stic伴Prob.哀C岸1264

17、.13叭7岸195.646按2叭6.46134岸1啊0.0000骯X1唉0.79204辦0壩0.02439耙5百32.4671百9矮0.0000奧R-squar案ed埃0.98504百8扒Mea拜n depen襖dent va唉r扳6826.16般7哎Adjuste愛(ài)d R-squ壩ared皚0.98411班4藹S.D擺. depen柏dent va佰r奧3180.84拔2壩S.E. of愛(ài) regres壩sion版400.913伴4扮Aka暗ike inf熬o crite半rion搬14.9298擺1爸Sum squ襖ared re把sid襖2571705扳.白Sch般warz cr版ite

18、rion斑15.0287佰4澳Log lik傲elihood昂-132.36壩83板F-s吧tatisti辦c瓣1054.11昂9艾Durbin-靶Watson 伴stat霸0.27427柏8癌Pro唉b(F-sta暗tistic)芭0.00000鞍0靶將Y與X2回歸頒得如下結(jié)果半Depende安nt Vari翱able: Y疤Method:扳 Least 皚Squares搬Date: 凹12/23/1暗0矮 Time罷: 09:41扳Sample:奧 1991 2版008啊Include百d obser俺vations壩: 18瓣Variabl靶e吧Coeffic奧ient絆Std. Er半

19、ror氨t-Stati班stic捌Prob.白C拔22716.7阿9拜11804.7昂6安1.92437霸6凹0.0723巴X2凹-152.90捌07拜113.367班4翱-1.3487胺18把0.1962癌R-squar絆ed愛(ài)0.10208挨4八Mea奧n depen唉dent va骯r吧6826.16唉7版Adjuste埃d R-squ岸ared絆0.04596岸4邦S.D哀. depen把dent va案r爸3180.84癌2安S.E. of哎 regres阿sion捌3106.87鞍9鞍Aka熬ike inf拜o crite唉rion壩19.0250扳6絆Sum squ拌ared r

20、e挨sid拜1.54E+0板8把Sch礙warz cr埃iterion挨19.1239靶9按Log lik暗elihood鞍-169.22翱56叭F-s胺tatisti捌c鞍1.81904哎1岸Durbin-骯Watson 爸stat辦0.14083半1邦Pro搬b(F-sta挨tistic)背0.19620般9胺由上兩表可知Y熬與X1的擬合度芭比較好 Y與X挨2的擬合度不那百么好。但由表1笆可知引入X2后擺R-quare熬d=0.986版7 讓Y與X骯1回歸的R-q搬uared=0安.9850 這矮說(shuō)明X2這變量礙對(duì)模型有改善作邦用。且t符合檢壩驗(yàn)，故不能舍棄岸。矮五 問(wèn)題思考及哀政策建議 （一）問(wèn)題思考 爸 在擴(kuò)大內(nèi)需進(jìn)安程中，城市這個(gè)按市場(chǎng)是霸一直以來(lái)都敗非常重要的。靶本文就是城鎮(zhèn)家捌庭癌可支配純收入白和商品零售價(jià)格拜指數(shù)對(duì)城鎮(zhèn)居民班消費(fèi)水平的影響搬進(jìn)行了簡(jiǎn)要的分班析盎。擺但是在現(xiàn)實(shí)生活案中，隘城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水挨平是受多方面影把響的，不僅包括佰經(jīng)濟(jì)層面靶，氨還包括社會(huì)層面藹。我認(rèn)為經(jīng)濟(jì)層奧面包括收入、儲(chǔ)藹蓄、商品價(jià)格、埃通貨膨脹率等等扳，這些方面基本拜上是可以計(jì)量的斑，但居民的消費(fèi)癌水平還受社會(huì)層扮面的影響，例如八居住地區(qū)、醫(yī)療百社會(huì)保障程度、皚家庭人口狀況、芭受教育程度等等半，這些方面都是擺難以計(jì)量的，但背他