計量經(jīng)濟學(xué)論文計算

1、計量經(jīng)濟學(xué)論文文成員列表：組長長4人，成員員7人，總共共11人姓名學(xué)號組長楊田敏07022000101伍金超07022000131尹紅珠07022000106胡芳敏07022000117成員林敏07022000128吳珊珊07022000120王雙雙07022000113姚峰海07022000116李江福07022000119尚佳雪07022000129王彥溪07022000132我國城鎮(zhèn)居民消消費函數(shù)的經(jīng)經(jīng)濟分析摘要消費作為社會再再生產(chǎn)的一個個環(huán)節(jié),在國民經(jīng)濟濟中的地位是是不言而喻的的。改革開放放以來,我國國城鎮(zhèn)居民的的消費結(jié)構(gòu)發(fā)發(fā)生了一系列列變化,消費費水平不斷提提高。本文運運用擴展線性性

2、支出系統(tǒng)模型,對對我國城鎮(zhèn)居居民消費結(jié)構(gòu)構(gòu)進行了邊際際消費傾向分分析和恩格爾爾系數(shù)分析,并給出相應(yīng)應(yīng)結(jié)果。關(guān)鍵詞:城鎮(zhèn)居居民;消費結(jié)結(jié)構(gòu);邊際消消費傾向;恩恩格爾系數(shù)引言消費結(jié)構(gòu)是指在在一定的社會會經(jīng)濟條件下下,人們在消消費的過程中中各種不同內(nèi)內(nèi)容、不同形形式的消費在在消費總量中中所占的比重重以及它們之之間的關(guān)系。消消費結(jié)構(gòu)可以以按實際支出出的各方面分分為吃、穿、住住、用、行等等具體形式,也可以按消消費的內(nèi)容分分為實物性消消費和服務(wù)性性消費,還可可以按支出形形式劃分為自自給型消費和和商品性消費費,還有人按按需求層次劃劃分為生存消消費、享受消消費和發(fā)展消消費等。消費費結(jié)構(gòu)反映了了消費的具體體內(nèi)容

3、、水平平及質(zhì)量。一、近年來我國國城鎮(zhèn)居民消消費結(jié)構(gòu)變動動的特點199520008 年我國城城鎮(zhèn)居民消費費情況的資料料(見表1)總體而言,我國國城鎮(zhèn)居民的的消費結(jié)構(gòu)在在這十四年中有較較為明顯的變變化。從絕對對數(shù)上來說，隨著我國國民經(jīng)濟的蓬勃發(fā)展,城鎮(zhèn)居民的人均可支配收入明顯增加,各項消費支出也都有所增長。其中,醫(yī)療保健、交通通訊、文教娛樂及居住這四大項增長異常迅速;衣著、設(shè)備用品及雜項服務(wù)方面雖然有所增長,但增長率明顯沒有四大項的增長率高(見圖1) 。另外,從相對數(shù)數(shù)上來說,我國城鎮(zhèn)居居民的可支配配收入的分配配在這階段也也有較大的改改變,消費結(jié)構(gòu)中中各項支出所所占的比重有有明顯的變化化(見表2)

4、 。從表表2 中可以看看出,醫(yī)療保健、交交通通訊、文文教娛樂及居居住所占的比比重大幅度上上升,食品則則由19955 年的1/2下降到22008年的近1/ 3 , 除此之外,其他各項支支出所占的比比重也有不同同程度的下降降。年份食品衣著 家庭設(shè)備用用品及服務(wù)醫(yī)療保健交通通信 教育文化娛樂樂服務(wù)居住雜項商品與服務(wù)務(wù)199550.09%13.55%7.44%3.11%5.18%9.36%8.02%3.25%199648.60%13.47%7.61%3.66%5.08%9.57%7.68%4.35%199746.41%12.45%7.57%4.29%5.56%10.71%8.57%4.44%19984

5、4.48%11.10%8.24%4.74%5.94%11.53%9.43%4.55%199941.86%10.45%8.57%5.32%6.73%12.28%9.84%4.96%200039.44%10.01%7.49%6.36%8.54%13.40%11.31%3.44%200137.94%10.05%8.27%6.47%8.61%13.00%10.32%5.35%200237.68%9.80%6.45%7.13%10.38%14.96%10.35%3.25%200337.12%9.79%6.30%7.31%11.08%14.35%10.74%3.30%200437.73%9.56%5.67

6、%7.35%11.75%14.38%10.21%3.34%200536.69%10.08%5.62%7.56%12.55%13.82%10.18%3.50%200635.78%10.37%5.73%7.14%13.19%13.83%10.40%3.56%200736.29%10.42%6.02%6.99%13.58%13.29%9.83%3.58%200837.89%10.37%6.15%6.99%12.60%12.08%10.19%3.72%表2 19995 - 22003 我我國城鎮(zhèn)居民民不同消費支支出占總消費費的比重具體來說,近年年來城鎮(zhèn)居民民消費結(jié)構(gòu)的的變動特點如如下:(一) 食品、衣

7、衣著消費支出出總量不斷上上升,比重平平穩(wěn)下降。近近年來,政府府部門十分重重視農(nóng)產(chǎn)品結(jié)結(jié)構(gòu)調(diào)整,各各種優(yōu)質(zhì)農(nóng)副副食品產(chǎn)量逐逐步增加,市市場貨源充足足。數(shù)據(jù)顯示示,我國城鎮(zhèn)鎮(zhèn)居民20008年食品的人人均消費性支支出為42559.81元元,比19995 年增長長了140.40%。衣衣著消費則比比1995 年同期增長長143.300 %。而食食品在居民消消費中所占的的比重由19995 年的的50.099%下降為22008年的37.89 % ,同時衣著消消費也由原來來的13. 55%下降為10.37%。這表明,我國城鎮(zhèn)居居民食品、衣衣著消費支出出在絕對數(shù)不不斷上升的同同時,相對比重平平穩(wěn)下降,城鎮(zhèn)居民正

8、正從以滿足吃吃、穿為主的的生存型消費費階段逐步向向發(fā)展和享受受型消費階段段過渡。(二) 交通通通訊及居住方方面的支出持持續(xù)增長,支出比重日日益增大。隨隨著城鎮(zhèn)居民民收入水平的的提高及電子子通訊、家用用汽車價格的的下調(diào),移動電話及及私人汽車已已成為我國近近年來新的消消費熱點。從從趨勢上看,這方面的消消費需求將會會持續(xù)旺盛。數(shù)數(shù)據(jù)顯示,22008年人均用于于交通通訊的的支出為14417.122元,比1995年增增長了6144.01%, 年均增長長48.100%。住房的商商品化改革,使人們用于于居住方面的的支出也呈現(xiàn)現(xiàn)出較大幅度度的增長。22008年人均用于于居住的消費費支出13558.26元元,比

9、1995 年的283.76元,增長了3033.65% ,年均增長長21.699%。(三) 醫(yī)療保保健及文教娛娛樂消費比重重先是有較大大幅度的上升升，然后趨于于穩(wěn)定。醫(yī)療療制度的改革革導(dǎo)致了人們們用于醫(yī)療的的支出增加,絕對支出額額和相對支出出比重上升的的同時,遠期期消費也隨之之增長。在醫(yī)醫(yī)療保健方面面,由十四年年前的1100.11元,猛增至7886.2元, 增長了66.14倍。教教育文化娛樂樂業(yè)也是近年年來增長較大大的一項,22008 年年我國城鎮(zhèn)居居民在這一方方面的支出額額人均13558.26 元, 比11995 年年的331.01元, 增長3100.33%。(四) 家庭設(shè)設(shè)備用品的支支出總量

10、上保保持平穩(wěn),比比重上呈現(xiàn)下下降趨勢。九九十年中后期期,我國城鎮(zhèn)鎮(zhèn)居民家庭設(shè)設(shè)備用品的支支出主要以更更新?lián)Q代為主主除2009920011 年經(jīng)歷了了一個高峰之之后,其余各各年份基本上上都是平穩(wěn)發(fā)發(fā)展，波動不不大?？偠灾?我國國城鎮(zhèn)居民消消費結(jié)構(gòu)的變變化趨勢是由由追求數(shù)量向向追求質(zhì)量轉(zhuǎn)轉(zhuǎn)變,由生存存型向發(fā)展型型、享受型的的消費結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)轉(zhuǎn)變,由雷同同的、單一的的消費結(jié)構(gòu)向向多層次、多多樣化轉(zhuǎn)變。二、我國城鎮(zhèn)居居民消費結(jié)構(gòu)構(gòu)的計量經(jīng)濟濟分析（一）擴展線性性支出系統(tǒng)模模型的建立擴展線性支出系系統(tǒng)模型是經(jīng)經(jīng)濟學(xué)家Luuch（19973年）在Stonee（19544年）的線性性支出系統(tǒng)模模型的基礎(chǔ)上上推出

11、的一種種需求函數(shù)系系統(tǒng)。擴展線線性支出系統(tǒng)統(tǒng)的經(jīng)濟涵義義為一定時期期內(nèi)，在收入入和價格既定定的前提下，消消費者首先滿滿足其基本需需求支出，扣扣除基本需求求支出之后則則按比例在各各消費支出和和儲蓄之間分分配，被稱為為消費者選擇擇理論，不僅僅考慮了收入入和價格因素素對居民消費費結(jié)構(gòu)的影響響，而且把居居民的各項消消費支出看作作相互聯(lián)系，相相互制約的行行為，同時，將將居民各項支支出區(qū)分為基基本消費支出出和非基本消消費支出，且且基本消費支支出與收入無無關(guān)，居民在在基本消費需需求首先得到到滿足之后，才才將剩余收入入按邊際消費費傾向安排各各種非基本消消費支出。該該方法具有科科學(xué)合理、全全面、方便實實用的特點

12、，是是當(dāng)前進行消消費結(jié)構(gòu)分析析的較為先進進的經(jīng)濟計量量方法。擴展展線性支出系系統(tǒng)（ELEES） 的數(shù)數(shù)學(xué)模型為： （i=11，2，3，44n） （1）為第i 種商品品或服務(wù)的價價格，為相應(yīng)應(yīng)商品或服務(wù)務(wù)的需求量，為消費者對第i種商品或服務(wù)的實際支出額。為第i 種商品或服務(wù)的基本需求量，為相應(yīng)商品的基本需求支出額，為總的基本消費需求支出額。X 為消費者的的收入，為消消費者對第ii種商品或服服務(wù)的邊際消消費傾向。所所謂邊際消費費傾向是指居居民每增加一一單位的收入入所引起的消消費變化，邊邊際消費傾向向通常是一個個,0-1 的系數(shù)，系系數(shù)越大，表表示增加的收收入用來消費費的比例越大大，相反則表表示增加

13、的收收入用于儲蓄蓄的比例較大大。在采用截面數(shù)據(jù)據(jù)作為樣本時時，可以假設(shè)設(shè)在同一截面面上，商品價價格是定值，這這樣可使ELLES 的參參數(shù)估計較為為簡單。由(1)式，得得： (i=1,2,3,44n) （2）因為（2）式的的中的（）價價格P在同一一截面上是不不變的已知數(shù)數(shù)，所以它是是一項只與有有關(guān)的常數(shù)，設(shè)設(shè)為，則有 （i=1，22，3，4n） （3）在（3） 式中中，為隨機誤誤差項。利用用最小平方法法（OLS）可可以得到（33） 式中的的參數(shù)和并以進行顯顯著性檢驗。 (二) 我國國城鎮(zhèn)居民消消費結(jié)構(gòu)模型型的估計和分分析根據(jù)1995 20008 年我國城城鎮(zhèn)居民消費費資料情況,采用eviiews

14、3. 0 統(tǒng)計計軟件, 以以人均可支配配收入為自變變量, 分別別以食品、衣衣著、家用設(shè)設(shè)備用品及服服務(wù)、醫(yī)療保保健、交通通通訊、娛樂教教育文化、居居住、雜項商商品及服務(wù)為為因變量做回回歸分析, 即：:食品；：衣著；：家家庭設(shè)備用品品及服務(wù)；：醫(yī)療保??；：交通與通通信；：教育文化化娛樂服務(wù)；：居??；.：雜項商品品及服務(wù)；XX為可支配收收入，進行一一元回歸分析析。其結(jié)果如如下(見表33):項目tFy1738.464470.210455823.017118529.790070.9778551y2150.14770.062422817.445337304.34110.9620666y3163.7466

15、60.030977510.88644118.51440.9080556y4-93.083350.060199215.273777233.287790.9510778y5-351.800150.121444124.275666589.307790.9800444y619.158990.096199212.68499160.906660.9305998y720.7219930.073433119.702441388.18550.9700114y863.9651120.02128828.32182269.2526690.8523113表3 各類消消費支出的參參數(shù)估計和統(tǒng)統(tǒng)計參數(shù)值從表3 的t 統(tǒng)計量

16、、FF 統(tǒng)計量和和R2 可知知,在= 0. 05 的顯顯著水平y(tǒng)11、y2、yy3、y4、yy5、y6、yy7 的回歸歸方程均通過過單變量的計計量經(jīng)濟檢驗驗和方程的統(tǒng)統(tǒng)計檢驗。yy8雖然通過過了t 檢驗驗和F 檢驗驗,但其R88 = 0.88523133 ,方程的的擬合優(yōu)度不不高;隨著可支配收入的的不斷增加，食食品消費的線線性增長合情情合理，消費費者的可支配配收入對城鎮(zhèn)鎮(zhèn)居民的醫(yī)療療保健、交通通通訊、教育育文化娛樂服服務(wù)和居住消消費的線性影影響非常顯著著,方程的擬擬合優(yōu)度較高高。模型之所所以不能很好好地擬合家庭庭設(shè)備及服務(wù)務(wù)、雜項商品品與服務(wù)的消消費支出情況況,是因為隨隨著收入上升升到一定水平

17、平,居民在這這幾方面的消消費穩(wěn)定在某某一飽和水平平,所以也就就不存在線性性關(guān)系了。因因此,使用EELES模型型對我國城鎮(zhèn)鎮(zhèn)居民的消費費結(jié)構(gòu)進行分分析是可行的的,由此可以以進行以下的的分析。(1) 邊際消消費傾向分析析。ELES模型型中 表示邊邊際消費傾向向,該指標(biāo)表表明居民每增增加一單位的的收入所引起起的消費支出出的變動量。1199522008年我國城鎮(zhèn)鎮(zhèn)居民的邊際際消費傾= = 0.67764 ,這這說明城鎮(zhèn)居居民的新增收收入中會有667.64%用于消費。由由各項消費支支出的邊際消消費傾向可知知,交通通訊訊的邊際消費費傾向最高(0.1211441) ,說明市場場經(jīng)濟強化了了人們的時間間觀念和

18、信息息觀念,家庭庭轎車、手機機、電腦成為為城鎮(zhèn)居民消消費的熱點。文教娛樂支出的邊際消費傾向位居第二(0.096192) ,表明新增收入中有9.6192%用于增加文教娛樂消費,這反映了1997 年以后我國教育收費改革對城鎮(zhèn)居民消費支出的影響,同時也說明了近年來我國城鎮(zhèn)居民特別重視文化素質(zhì)的培養(yǎng)及子女的教育。居住的邊際消費傾向也較高(0.073431) ,隨著人們收入的增加和政府的住房體制改革,居民消費中用于住房消費的比重有一定的上升。總而言之,這些都體現(xiàn)出我國城鎮(zhèn)居民的生活水平邁上了一個新的臺階。（2）恩格爾系系數(shù)分析。恩恩格爾系數(shù)是是一個國際上上通用的反映映居民消費結(jié)結(jié)構(gòu)和消費質(zhì)質(zhì)量的指標(biāo),即

19、食品支出出占居民消費費總支出的比比重。自19996 年以以來,我國城城鎮(zhèn)居民的恩恩格爾系數(shù)小小于50% ,尤其是22000年為為39.4% ,20001年為38.22% ,以后后逐年下降,2008年年有所上升，不不過總體來說說我國城鎮(zhèn)居居民已經(jīng)從小小康生活向富富裕生活邁進進。同時我們們也應(yīng)該清醒醒認識到,由由于社會保障障制度不完善善,教育收費費及住房貨幣幣化,恩格爾爾系數(shù)可能偏偏低,但總體體上還是反映映了我國城鎮(zhèn)鎮(zhèn)居民生活水水平的不斷提提高,這與實實際是相符合合的。年份城鎮(zhèn)居民家庭恩恩格爾系(%)199648.8199746.6199844.7199942.1200039.4200138.22

20、00237.7200337.1200437.7200536.7200635.8200736.3200837.9表4 我國城城鎮(zhèn)居民家庭庭恩格爾系數(shù)數(shù)單位: %結(jié)論城鎮(zhèn)居民消費結(jié)結(jié)構(gòu)隨著收入入水平的提高高在經(jīng)歷著由由吃、穿為主主向吃、穿、住住、行、用并并重、物質(zhì)消消費和精神消消費并重轉(zhuǎn)變變, 由追求數(shù)數(shù)量到注重消消費質(zhì)量的轉(zhuǎn)轉(zhuǎn)變。參考文獻1 李志剛剛，浙江省城城鎮(zhèn)居民消費費結(jié)構(gòu)的實證證分析，20004 年6月2 陳享光光, 謝富勝，中中國城鎮(zhèn)居民民消費變化的的實證分析，經(jīng)經(jīng)濟理論與經(jīng)經(jīng)濟管理22001年5月3 劉潤芳芳, ELES模模型在城鎮(zhèn)居居民消費結(jié)構(gòu)構(gòu)分析中的應(yīng)應(yīng)用，20005年2月4 李

21、琪，我我國城鎮(zhèn)居民民消費結(jié)構(gòu)的的實證分析，22006年77月5 吳迪, 我國居民民消費需求的的定量分析, 20099 年10 月附錄1：表1 19995-20008 年中國城城鎮(zhèn)居民消費費需求及其構(gòu)構(gòu)成 單單位:元年份人均可支配收入入食品衣著 家庭設(shè)備用用品及服務(wù)醫(yī)療保健交通通信 教育文化娛樂樂服務(wù)居住雜項商品與服務(wù)務(wù)19954282.9551771.999479.2263.36110.11183.22331.01283.76114.9219964838.91904.711527.95298.15143.28199.12374.95300.85170.4519975160.31942.5995

22、20.91316.89179.68232.9448.38358.64185.6519985425.11926.899480.86356.83205.16257.15499.39408.39196.95199958541932.1482.37395.48245.59310.55567.05453.99228.7920006279.9881971.322500.46374.49318.07426.95669.58565.29171.8320016859.62014.022533.66438.92343.28457.02690547.96284.1320027702.8002271.844590.8

23、8388.68430.08626.04902.28624.36195.8420038472.2002416.922637.72410.34475.98721.12934.38699.38215.1020049421.6112709.600686.79407.37528.15843.621032.800733.53240.24200510493.0032914.399800.51446.52600.85996.721097.466808.66277.75200611759.4453111.922901.78498.48620.541147.1221203.033904.19309.4920071

24、3785.8813628.0331042.000601.80699.091357.4111329.166982.28357.70200815780.7764259.8111165.911691.83786.21417.1221358.2661145.411418.31資料來源:中國國統(tǒng)計局中中國統(tǒng)計年鑒鑒(199962009) ,北京:中國統(tǒng)計出出版社。附錄2：一元回歸分析結(jié)結(jié)果Dependeent Vaariablle: Y11Method: Leasst SquuaresDate: 112/23/09 Time: 20:338Sample: 19955 20088Includeed obs

25、servattions: 14VariablleCoefficcientStd. Errrort-StatiisticProb. C738.4644781.9981189.00586670.0000X0.21045580.009144423.0171180.0000R-squarred0.9778551 Meaan deppendennt varr2484.0009Adjusteed R-ssquareed0.9760005 S.DD. deppendennt varr753.27889S.E. off regrressioon116.68441 Akaaike iinfo ccriterri

26、on12.488338Sum squuared residd163382.2 Schhwarz criteerion12.579668Log likkelihoood-85.418867 F-sstatisstic529.79007Durbin-Watsoon staat0.5863880 Proob(F-sstatisstic)0.0000000Dependeent Vaariablle: Y22Method: Leasst SquuaresDate: 112/23/09 Time: 20:339Sample: 19955 20088Includeed obsservattions: 14V

27、ariablleCoefficcientStd. Errrort-StatiisticProb. C150.1477032.0916634.67869980.0005X0.06242280.003577817.4453370.0000R-squarred0.9620666 Meaan deppendennt varr667.92886Adjusteed R-ssquareed0.9589005 S.DD. deppendennt varr225.27110S.E. off regrressioon45.666666 Akaaike iinfo ccriterrion10.612118Sum s

28、quuared residd25025.333 Schhwarz criteerion10.703447Log likkelihoood-72.285524 F-sstatisstic304.34110Durbin-Watsoon staat0.3138661 Proob(F-sstatisstic)0.0000000Dependeent Vaariablle: Y33Method: Leasst SquuaresDate: 112/23/09 Time: 20:440Sample: 19955 20088Includeed obsservattions: 14VariablleCoeffic

29、cientStd. Errrort-StatiisticProb. C163.7466625.5161166.41736690.0000X0.03097750.002844510.8864410.0000R-squarred0.9080556 Meaan deppendennt varr420.65229Adjusteed R-ssquareed0.9003994 S.DD. deppendennt varr115.04882S.E. off regrressioon36.309771 Akaaike iinfo ccriterrion10.153661Sum squuared residd1

30、5820.774 Schhwarz criteerion10.244991Log likkelihoood-69.075528 F-sstatisstic118.51440Durbin-Watsoon staat0.9410666 Proob(F-sstatisstic)0.0000000Dependeent Vaariablle: Y44Method: Leasst SquuaresDate: 112/23/09 Time: 20:441Sample: 19955 20088Includeed obsservattions: 14VariablleCoefficcientStd. Errro

31、rt-StatiisticProb. C-93.08335035.341114-2.63388570.0218X0.06019920.003944115.2737770.0000R-squarred0.9510778 Meaan deppendennt varr406.14771Adjusteed R-ssquareed0.9470001 S.DD. deppendennt varr218.45112S.E. off regrressioon50.290774 Akaaike iinfo ccriterrion10.805008Sum squuared residd30349.990 Schh

32、warz criteerion10.896338Log likkelihoood-73.635558 F-sstatisstic233.28779Durbin-Watsoon staat0.3441006 Proob(F-sstatisstic)0.0000000Dependeent Vaariablle: Y55Method: Leasst SquuaresDate: 112/23/09 Time: 20:441Sample: 19955 20088Includeed obsservattions: 14VariablleCoefficcientStd. Errrort-Statiistic

33、Prob. C-351.8001544.862664-7.84177470.0000X0.12144410.005000324.2756660.0000R-squarred0.9800444 Meaan deppendennt varr655.43229Adjusteed R-ssquareed0.9783880 S.DD. deppendennt varr434.17993S.E. off regrressioon63.839992 Akaaike iinfo ccriterrion11.282220Sum squuared residd48906.442 Schhwarz criteeri

34、on11.373449Log likkelihoood-76.975539 F-sstatisstic589.30779Durbin-Watsoon staat0.9856661 Proob(F-sstatisstic)0.0000000Dependeent Vaariablle: Y66Method: Leasst SquuaresDate: 112/23/09 Time: 20:442Sample: 19955 20088Includeed obsservattions: 14VariablleCoefficcientStd. Errrort-StatiisticProb. C19.158

35、99068.0055560.28172250.7830X0.09619920.007588312.6849900.0000R-squarred0.9305998 Meaan deppendennt varr816.98007Adjusteed R-ssquareed0.9248115 S.DD. deppendennt varr352.92779S.E. off regrressioon96.772449 Akaaike iinfo ccriterrion12.114117Sum squuared residd112379.0 Schhwarz criteerion12.205446Log likkelihoood-82.799916 F-sstatisstic160.90666Durbin-Watsoon staat0.5363228 Proob(F-sstatisstic)0.