武漢居民消費(fèi)水平的影響因素研究

件WfUMH計量經(jīng)濟(jì)學(xué)課程論文20152015年12月20日論文題目:姓論文題目:姓名:學(xué)號：年級:專業(yè)：學(xué)院：指導(dǎo)教師：完成時間：以武漢市為例孔鳳玲15080200332015級企業(yè)管理（公司治理）工商管理學(xué)院朱喜安居民消費(fèi)水平影響因素的實證研究

—以武漢市為例孔鳳玲AStudyonFactorsInfluencingConsumptionofResidengtsACaseStudyofWuhanKongFengling摘要近些年來，隨著市場經(jīng)濟(jì)的高速發(fā)展，我國居民收入和消費(fèi)水平不斷提高,但是相對于較高的投資率和儲蓄率，我國居民的邊際消費(fèi)傾向呈下降趨勢，且消費(fèi)水平的增速明顯低于居民收入增速，抑制了消費(fèi)需求，反映了消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)的拉動作用明顯不足。鑒于此，本文運(yùn)用消費(fèi)經(jīng)濟(jì)理論對武漢市的居民消費(fèi)水平的影響因素展開分析，確定了5個主要影響因素（地區(qū)人均生產(chǎn)總值、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、農(nóng)村居民人均可支配收入、人口H然增長率和居民消費(fèi)價格指數(shù)），選取1985?2014年的相關(guān)數(shù)據(jù)，采用計量經(jīng)濟(jì)多元線性回歸模型對其進(jìn)行分析,研究了主要變量對模型的影響程度，由此得到結(jié)論并提出了提高居民消費(fèi)水平的對策建議。關(guān)鍵詞:居民消費(fèi)水平、影響因素、計量分析Abstracthirecentyears,withtherapiddevelopmentofthemarketeconomy,China'sincomeandconsimiptionlevelscontinuetoimprove,butrelativetotheliiglierinvestmentrateandsavingsrate,themarginalpropensitytoconsumeofourresidentsisdeclining,andthegrowthrateofconsumptionlevelissignificantlylowertlianthegrowthrateofresidents,wliichreflectstheconsumptiondemand.Inviewofthis,thispaperanalyzesthefactorsaffectingtheconsumptionlevelofresidentsinWuhancitybyusingthetlieoiyofconsumptioneconomyTlie5maininfluencingfactors(regionalpercapitaGDP,percapitadisposableincomeofurbanresidents,populationnaturalgrowthrateandconsiunerpriceindex)wereselectedTlieimpactofthemainvariablesonthemodelwasanalyzedbyusingtheeconometricmodel.Tliemainvariableswereanalyzedandthecountenneasiireswereputforward.Keywords：ResidentsConsumptionlevel,InfluenceFactors,MeasurementanalysisTOC\o"1-5"\h\z研究概述1（一）研究背景1（二）研究意義1（三）文獻(xiàn)綜述1（四）研究內(nèi)容3二、居民消費(fèi)水平影響因素（一）居民消費(fèi)水平的理解3（二）武漢市居民消費(fèi)水平的現(xiàn)狀3（三）武漢市居民消費(fèi)水平影響因素的選擇4三.居民消費(fèi)水平影響因素的實證研究（一）數(shù)據(jù)來源5（二）模型設(shè)定6（三）模型檢驗與修正7.提高武漢市居民消費(fèi)水平的對策17.提高武漢市居民消費(fèi)水平的對策17（-）大力發(fā)展生產(chǎn)力，提高居民整體收入水平17（二）完善社會保障制度，優(yōu)化消費(fèi)環(huán)境，促進(jìn)消費(fèi)18（三）穩(wěn)定物價，降低物價水平1819（四）引導(dǎo)合理消費(fèi)，改變居民的消費(fèi)觀念，鼓勵適度消費(fèi)1819參考文獻(xiàn)(-)研究背景改革開放以來，我國開始從傳統(tǒng)的計劃經(jīng)濟(jì)體制向現(xiàn)代社會主義市場經(jīng)濟(jì)體制過渡，隨著經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展，我們居民的收入水平和消費(fèi)水平都有了很大提高。投資、消費(fèi)和出口被稱為拉動我國經(jīng)濟(jì)增長的“三駕馬車二然而，分析我國目前的經(jīng)濟(jì)增長情況可以發(fā)現(xiàn)，由于居民的投資率和儲蓄率一直居高不下，造成我國一直嚴(yán)重依賴于出口來拉動經(jīng)濟(jì)增長，造成經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)嚴(yán)重失衡，消費(fèi)需求低迷,不能充分發(fā)揮消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)的帶動作用。因此，在目前我國面臨經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的階段，研究我國的居民消費(fèi)水平及其影響因素，是十分重要的問題。(二)研究意義居民消費(fèi)水平反映了居民的生活質(zhì)量和對物質(zhì)文化等需求的滿足程度。近年來，中國經(jīng)濟(jì)飛速發(fā)展，經(jīng)濟(jì)增長結(jié)構(gòu)處于轉(zhuǎn)型期。但是，由于我國居民普遍的消費(fèi)觀念意識不強(qiáng)，仍然存在著重儲蓄、輕消費(fèi)的觀點，有效需求不足成為阻礙經(jīng)濟(jì)增長的重要問題。目前我國居民的存款余額較多，社會正處「居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級的階段，這就說明國內(nèi)消費(fèi)市場潛力巨大，有待于深度發(fā)掘，創(chuàng)造有效需求，帶動經(jīng)濟(jì)的轉(zhuǎn)型發(fā)展。其次，由于消費(fèi)者的偏好不同、收入分配、年齡結(jié)構(gòu)的影響，消費(fèi)呈現(xiàn)多元化的趨勢，需要對我國的消費(fèi)品產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，滿足日益增長的需求。因此，研究影響居民消費(fèi)水平的因素具有較強(qiáng)的經(jīng)濟(jì)意義，有利于剌激消費(fèi)需求，擴(kuò)大內(nèi)需，發(fā)揮消費(fèi)在國民經(jīng)濟(jì)三駕馬車中的積極作用，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的新的增長點。同時，有利于我國的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型。(三)文獻(xiàn)綜述1.西方的消費(fèi)理論研究(1)凱恩斯的絕對收入假說。凱恩斯(Keynes,1936)在《就業(yè)、利息與貨幣通論》中提出絕對收入假說，初次在總量關(guān)系的層面上研究了收入與消費(fèi)的關(guān)系，認(rèn)為居民當(dāng)期的實際消費(fèi)支出與實際收入之間具有穩(wěn)定的函數(shù)關(guān)系。在短期，影響個人消費(fèi)的主管因素是比較穩(wěn)定的，消費(fèi)者的消費(fèi)取決于收入的多少，隨著收入的增加，消費(fèi)也隨著增加，但是消費(fèi)的增長幅度低于收入的增長幅度，且消費(fèi)增長幅度是遞減的。可表示為：a=a+夕及+生其中,G為t期消費(fèi),a為自發(fā)性消費(fèi)邛為邊際消費(fèi)傾向，匕為t期收入，%為隨機(jī)項。(2)相對收入假說美國經(jīng)濟(jì)學(xué)家杜森貝利(Duesnbenyl949)創(chuàng)立了相對收入假說理論，他認(rèn)為，消費(fèi)有“示范效應(yīng)”，消費(fèi)者在消費(fèi)時除了受自身收入影響外，還會受到其他人的影響，如果其他人的消費(fèi)水平較高，他也會努力提高自身的消費(fèi)水平，存在攀比心理，于是他的邊際消費(fèi)傾向提高。消費(fèi)函數(shù)可以表示為：-=價+01匕+■匕-1+0其中G、匕是當(dāng)期消費(fèi)和當(dāng)期收入，y.i是滯后一期的收入，々是隨機(jī)誤差項。(3)持久收入假說弗里德曼提出的持久收入假說否定了凱恩斯的“現(xiàn)期收入”，他把消費(fèi)者的收入劃分為持久收入與暫時收入。消費(fèi)也劃分為持久消費(fèi)與暫時消費(fèi)。他認(rèn)為,持久消費(fèi)由持久收入決定，同理，暫時消費(fèi)由暫時收入決定。從長期看消費(fèi)者的持久收入和持久消費(fèi)模型滿足cp=8弓。為穩(wěn)定的常數(shù)(4)生命周期假說莫迪利亞尼提出了生命周期假說，他認(rèn)為，理想的消費(fèi)者按照效用最大化原則去安排一生的收入與消費(fèi)，因此，消費(fèi)者的現(xiàn)期消費(fèi)不僅與現(xiàn)期收入有關(guān)，而且與消費(fèi)者預(yù)期的收入、初始資產(chǎn)及個人年齡有關(guān)，具有前瞻性行為。C=TW+q)W%式中w為非勞動收入的現(xiàn)值之和，工為非勞動收入的邊際消費(fèi)傾向，2匕為勞動收入的現(xiàn)值和，平為勞動收入的邊際消費(fèi)傾向。2.我國關(guān)于消費(fèi)結(jié)構(gòu)的研究戒旭恒(1994)根據(jù)我們居民消費(fèi)行為特點擬合了符合中國的消費(fèi)模型：范建平(2000)考察了我國城市和農(nóng)村居民的消費(fèi)結(jié)構(gòu)的變化：孫文祥(2003)運(yùn)用ELES和AIDS模型對我國城鄉(xiāng)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)進(jìn)行了實證研窕，認(rèn)為我國城鄉(xiāng)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)存在顯著差異；吳東晟(2004)分析了我國城鄉(xiāng)消費(fèi)的差異及其對我國經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生的影響；沈曉棟、趙衛(wèi)亞(2005)運(yùn)用非參數(shù)回歸模型對1981?2003年城鎮(zhèn)居民邊際消費(fèi)傾向及收入彈性進(jìn)行了研究；劉靈芝(2005)運(yùn)用擴(kuò)展性支出模型對湖北省城鄉(xiāng)居民的消費(fèi)結(jié)構(gòu)進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)湖北城鄉(xiāng)居民在不同時期的消費(fèi)水平、消費(fèi)傾向和消費(fèi)結(jié)構(gòu)等方面表現(xiàn)出不同特征；林品旺(2008)研究得出了居民收入差距是影響城鄉(xiāng)居民消費(fèi)的最主要影響因素：陳怡、歐陽朝旭(2009)利用消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動度指標(biāo)，從動態(tài)和靜態(tài)的角度對我國城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)結(jié)構(gòu)進(jìn)行了分析，得出我國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)正從追求數(shù)量型轉(zhuǎn)變?yōu)樽非筚|(zhì)量型。!1!本文以武漢市居民消費(fèi)水平為研究對象，選取1985?2014年的相關(guān)數(shù)據(jù)，深入研究影響武漢市居民消費(fèi)水平的影響因素。主要內(nèi)容包括以下四個部分：第一部分，介紹本文的研究背景、研究意義、文獻(xiàn)綜述等。笫二部分，分析近年來武漢市居民消費(fèi)水平的現(xiàn)狀，并選取影響居民消費(fèi)水平的5個主要影響因素：人均地區(qū)生產(chǎn)總值、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、農(nóng)村居民人均可支配收入、人口自然增長率和居民消費(fèi)價格指數(shù)。第三部分，建立多元線性回歸模型，運(yùn)用截面數(shù)據(jù)深入分析主要變量對武漢市居民消費(fèi)水平的影響，找出造成消費(fèi)差異的主要原因。第四部分，根據(jù)計量模型分析得到的影響居民消費(fèi)水平的主要原因，結(jié)合武漢市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，提出相應(yīng)的政策建議。二、居民消費(fèi)水平影響因素(-)居民消費(fèi)水平的理解居民消費(fèi)水平是居民在物質(zhì)產(chǎn)品和勞務(wù)的消費(fèi)過程中，對滿足人們生存、發(fā)展和享受需要方面所達(dá)到的程度，通過消費(fèi)物質(zhì)產(chǎn)品和勞務(wù)的數(shù)量和質(zhì)量反映出來。可以從廣義和狹義來理解，廣義的居民消費(fèi)水平既包括消費(fèi)品的數(shù)量，也包括消費(fèi)品的質(zhì)量滿足程度：狹義的居民消費(fèi)水平僅指人均消費(fèi)品的數(shù)量、本文中指的是狹義的居民消費(fèi)水平。(二)武漢市居民消費(fèi)水平的現(xiàn)狀近年來，我國經(jīng)濟(jì)快速增長，國內(nèi)生產(chǎn)總值穩(wěn)步上升，相應(yīng)地，武漢市的經(jīng)濟(jì)也穩(wěn)步增長，人們的收入水平快速上升，消費(fèi)水平和消費(fèi)結(jié)構(gòu)也發(fā)生了變化,但是城鄉(xiāng)居民在人均可支配收入和消費(fèi)水平上卻呈現(xiàn)不同的發(fā)展態(tài)勢，且差距呈擴(kuò)大趨勢。圖1城鄉(xiāng)居民人均收入和消費(fèi)水平對比圖一城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平—城鎮(zhèn)居民可支配收入一農(nóng)村居民可支配收入農(nóng)村居民消費(fèi)水平從上圖1城鄉(xiāng)居民人均收入和消費(fèi)水平對比圖可以看出，1985?2014年，城鎮(zhèn)居民可支配收入和農(nóng)村居民可支配收入都有了顯著增長，相應(yīng)的城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平和農(nóng)村居民消費(fèi)水平也穩(wěn)步提高。從收入水平來看，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入從1985年的778.44元增加到2014年的33270元，農(nóng)村居民人均可支配收入從1985年的421.2元增加到2014年的16160元，城鎮(zhèn)居民的人均可支配收入與農(nóng)村居民之間的差距擴(kuò)大到2倍。從消費(fèi)水平來看，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平從1985年的713.76元增加到2014年的22002元,農(nóng)村居民消費(fèi)水平由328元增加到8608元，城鄉(xiāng)居民間的消費(fèi)水平差距呈擴(kuò)大趨勢，顯示出極大的不均衡。（三）武漢市居民消費(fèi)水平影響因素的選擇經(jīng)濟(jì)生活中，影響居民消費(fèi)水平的因素有很多，比如商品的價格、消費(fèi)者的貨幣收入、消費(fèi)者的偏好、消費(fèi)者的家庭年齡構(gòu)成等。但是經(jīng)濟(jì)模型不可能將所有因素全部包括進(jìn)去，考慮到武漢市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展實際情況和樣本數(shù)據(jù)的隨機(jī)性等，本文主要選取了5個主要變量來研究其對居民消費(fèi)水平的影響。.人均地區(qū)生產(chǎn)總值人均地區(qū)生產(chǎn)總值是衡量一個地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r好壞的指標(biāo)，反映了該地區(qū)的綜合實力和財富狀況。人均地區(qū)生產(chǎn)總值的提升是居民消費(fèi)水平提高的關(guān)鍵影響因素，一個地區(qū)的人均地區(qū)生產(chǎn)總值越高，代表該地區(qū)的綜合經(jīng)濟(jì)實力越強(qiáng),相應(yīng)的人們的消費(fèi)水平也會越高。.居民人均可支配收入收入水平是拉動居民消費(fèi)水平增長的根本動力，在其他因素穩(wěn)定不變的情況下，人均可支配收入的增長將帶動居民消費(fèi)水平的增長。而我們現(xiàn)階段貧富差距逐漸擴(kuò)大，導(dǎo)致城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民的人均可支配收入差距擴(kuò)大，相應(yīng)的城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民在消費(fèi)水平上也有很大變化，因此本文分別選取了城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和農(nóng)村居民人均可支配收入兩個變量來研究對居民消費(fèi)水平的影響。.人口自然增長率人口H然增長率反映了人口的自然增長趨勢和程度，它是影響經(jīng)濟(jì)長期發(fā)展的因素之一，人口總量和人口年齡結(jié)構(gòu)對消費(fèi)均會產(chǎn)生一定程度的影響，從而導(dǎo)致人均物質(zhì)和文化消費(fèi)水平發(fā)生變化。因此本文選擇了人口自然增長率作為研究居民消費(fèi)水平的因素之一。.居民消費(fèi)價格指數(shù)價格對消費(fèi)具有顯著的影響，一般來說，價格與消費(fèi)呈反向關(guān)系。居民消費(fèi)價格指數(shù)能反映物價變動的趨勢，進(jìn)而導(dǎo)致居民消費(fèi)水平的變化，在收入水平一定的情況下，價格越高，居民的消費(fèi)支出會相對減少。因此將其選擇影響居民消費(fèi)水平的因素之一。三.居民消費(fèi)水平影響因素的實證研究（-）數(shù)據(jù)來源本文選取人均地區(qū)生產(chǎn)總值、城鎮(zhèn)居民可支配收入、農(nóng)村居民可支配收入、人口自然增長率、居民消費(fèi)價格指數(shù)五個變量來分析對武漢市居民消費(fèi)水平的影響。選取的數(shù)據(jù)為1985?2014年的武漢市各項指標(biāo)數(shù)據(jù)，見下表1,來源于《武漢市統(tǒng)計年鑒2015》和《湖北省統(tǒng)計年鑒2015》。表11985-2014年武漢市居民消費(fèi)水平及其影響因素相關(guān)數(shù)據(jù)表年份居民消費(fèi)水平Y(jié)（元）人均地區(qū)生產(chǎn)總值3（元）城鎮(zhèn)居民可支配收入孫（元）農(nóng)村居民可支配收入七（元）人口門然增長率X4（%o）居民消優(yōu)價格指數(shù)g（%）198571376161077844421.212.3311111986881761732964844511327106.21987955441995107196460714.3108.219881220042462126108497812.64120519891285.082606140712581.81415113419901406.1626731555867081425103

1991165204308817716862691334107319921844283752211673677.812.181114199325510851922872.9783.213.1111981994331824698037698117011149126319954058.7686094453915112927118419964455841097049158618636915112.219974719.12126735573042102.28」2103.119985264.4137655912.522172.258897.419995452814751626208221725296120006074.76150826760632268.637100620016342241651573052352.224499.520026833.4179717820.282444.12.2198.62003725136195698524.523497232102320047792632314895640539552.4103320058234482654810849724341305102720069182.04309211235998474831310142007106003634714357635371323104.1200S114329746035167124463492711057200912710295114418385027161348994201014490075896120806.328294814341032011171409668315237389814207105.220121881314794822706111190518102820132015732S900029821127136310242014220029843433270161607.251019（-）模型設(shè)定本文設(shè)定了多遠(yuǎn)線性回歸模型；Y=go+^X]+p2X2+P3X3+夕4X4+Psx5+〃其中：Y代表居民消費(fèi)水平（元），孫代表人均地區(qū)生產(chǎn)總值（元），＞2代表城鎮(zhèn)居民人均可支配收入（元），刈代表農(nóng)村居民人均可支配收入（元），工4代表人口自然增長率（%。），方代表居民消費(fèi)價格指數(shù)（%），〃是隨機(jī)誤差項，夕1、02、03、夕4、05為各因素的回歸參數(shù)。利用Eviews軟件和最小二乘法對上述模型做回歸分析，得到結(jié)果如下所示:DependentVariable:YMethod.LeastSquaresDate:12/13/15Time:13:34Sample:19852014Includedobservations.30VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C1278.013967.39141.3210920.1989X1-0.0321990.064133-3.5020620.6202X20.7319740.2152553.40049900024X3-0.0051220.145834-9.03512109723X4-103.480639.10123-2.6464800.0141X54.75899510.684850.4453960.6600R-squared0.998147Meandependentvar7294.549AdjustedR-squared0997761SD.dependentvar6138.299S.E.ofregression2904664Akaikeinfocritenon14,35771Sumsquaredresid2024897.Schwarzcriterion14,63795Loglikelihood-209.3656Hannan-Quinnenter.14.44736F-statistic2585.395Durbin-Watsonstat0771850Y=1278.013-0.0322xi+0.7320x2-0.005lx3-103.4806%+4.7590x5

(967.39)(0.0641)(0.2153)(0.1458)(39.1012)(10.6849)R2=0.998n=30由此可見，該模型/?2=0.998,F=2585.39,雖然模型的擬合度很高，F(xiàn)檢驗通過，但是當(dāng)a=0.05時，xi、、叼、＞5的t檢驗值都低于L697,不僅系數(shù)不顯著，且與和的符號明顯與經(jīng)濟(jì)理論不相符，這表明模型可能存在嚴(yán)重的多重共線性。（三）模型檢驗與修正L多重共線性檢驗（1）計算各解釋變量的相關(guān)系數(shù)

表2各解釋變量的相關(guān)系數(shù)表X1X2X3X4X5X11.0000000.9978590.995121-0.526865?0.389450X20.9978591.0000000.992939-0.574372-0.408414X309951210.9929391.000000-0.509660-0.384575X4-0.526865-0.574372-0.5096601.0000000642120X5-0.389450-0.408414-0.3845750.6421201.000000從相關(guān)系數(shù)表2可以看出，解釋變量/、X?、打之間確實存在嚴(yán)重的多重共線性，且相關(guān)系數(shù)均大于0.9。且M與必、河之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系。（2）單因素分析采用逐步回歸的方法，分別做Y對%1、%2、與、入4、3的一元回歸。①人均地區(qū)生產(chǎn)總值X1對居民消費(fèi)水平的影響100,00080,000-60.000-0Y5,00010,00015,00020,00025,00040,000-20,000-圖2居民消費(fèi)水平Y(jié)和人均地區(qū)生產(chǎn)總值打的散點圖根據(jù)居民消費(fèi)水平Y(jié)和人均地區(qū)生產(chǎn)總值勺的散點圖可知，人均地區(qū)生產(chǎn)總值肛與居民消費(fèi)水平Y(jié)呈線性關(guān)系。設(shè)定估計模型為9=麓+瓦x+〃。在Eviews里面用最小二乘法估計DependentVariable:YMethod.LeastSquaresDate:12/13/15Time:13:38Sample:19852014Includedobservations30VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C1707.244214.96507.9419640.0000X10.2175940.00571738.063450.0000R-squared0.981040Meandependentvar7294.549AdjustedR-squared0.980363S.D.dependentvar6138.299S.E.ofregression860.1661Akaikeinfocritenon16.41647Sumsquaredresid20716799Schwarzcriterion16.50988Logikelihood-244.2470Hannan-Quinnenter.16.44635F-statistic1448.827Durbin-Watsonstat0211347Prob(F-statistic)0.000000Y=1707.244+0.2176X1(214.965)(0.0057)7?2=0.981,n=30從回歸結(jié)果分析得出，R2=0.981,F=1448.827,當(dāng)a=0.05時，t=38.0634>So25(29)=1.699,模型的擬合度較好。說明人均地區(qū)生產(chǎn)總值對居民的消費(fèi)水平有顯著地影響，保持其他因素不變時，人均地區(qū)生產(chǎn)總值每增加1元，居民消費(fèi)支出增加0.2176元。②城鎮(zhèn)居民人均可支配收入皿對居民消費(fèi)水平的影響。在Eviews里面用最小二乘法估計結(jié)果得到Y(jié)=865.7632+0.6604M(135.6041)(0.0102)R2=0.993n=30從回歸結(jié)果可知,R2=0.993,F=4215.232,當(dāng)a=0.05時，t=64.92>9025(29)=1.699,模型的擬合度較好，且系數(shù)通過了顯著性檢驗，說明在保持其他因素不變的情況下，城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)每增加1元，居民消費(fèi)水平增加0.6604元。

③農(nóng)村居民人均可支配收入均對居民消費(fèi)水平的影響。在Eviews里面用最小二乘法估計結(jié)果得到Y(jié)=1559.317+1.4723打(278.4926)(0.0496)R2=0.969n=30由回歸結(jié)果可知,R2=0.969,F=879.2312,當(dāng)a=0.05時，t=29.65>3025(29)=1.699,模型的擬合度較好，且系數(shù)通過了t檢驗，當(dāng)其他因素保持不變時，農(nóng)村居民人均可支配收入增加1元，居民消費(fèi)水平增加L4723元。④人口自然增長率對居民消費(fèi)水平的影響。1614-12-10-8-5.00030015,00020.00025i1614-12-10-8-5.00030015,00020.00025i圖3人口自然增長率與居民消費(fèi)水平的散點圖估計回歸方程：Y=13585.50-848.2568%4(1718.038)(198.3849)R2=0.395n=30由回歸分析可知,模型的擬合度髀=0.395很低,F=18.2825,模型的擬合度差，說明人口自然增長率對居民消費(fèi)水平的影響不顯著，且從人口自然增長率與居民消費(fèi)水平的散點圖來看，二者不呈線性關(guān)系。應(yīng)將其從模型中剔除。⑤居民消費(fèi)價格指數(shù)出對居民消費(fèi)水平的影響。130-125-120-115-坡110-105-100-95-05,00010.00015,00020,00025.000Y圖4居民消費(fèi)價格指數(shù)與居民消費(fèi)水平的散點圖估計回歸方程：Y=45776.03-362.2014%5(15034.84)(141.1832)/?2=0.190n=30由回歸結(jié)果分析可知，/?2=0.190,FY.5816,回歸結(jié)果不顯著，模型擬合度很低，因此將其從回歸模型中剔除。(3)多重共線性修正根據(jù)Y對Xi、七、'4、和分別做一元線性回歸的結(jié)果，將對模型擬合度差的變量h、出從模型中剔除，而人均地區(qū)生產(chǎn)總值、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、農(nóng)村居民人均可支配收入對居民消費(fèi)水平有影響，因此進(jìn)一步做變量4、0、打?qū)的回歸。DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:12/13/15Time.1341Sample:19852014Includedobservations:30VanableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

c1310884151.15140.86726603937X1-0.1849660.040170-4.6045290.0001X21.2911670.10077212.812740.0000X3-0.1682580.150780-1.1159130.2747R-squared0.997428Meandependentvar7294.549AdjustedR-squared0997131S.D.dependentvsr6138.299S.E.ofregression328.7817Akaikeinfocriterion14,55223Sumsquaredresid2810533.Schwarzcriterion14.73906Loglikelihood-214.2835Hannan-Quinnenter.14.61200F-statistic3360.772Durbin-Watsonstst0643655Prob(F-statistic)0.000000得到方程：Y=131.0884-0.1849xi+1.2912%2-0.1683x3(151.1514)(0.0402)(0.1008)(0.1508)R2=0.9974,n=30雖然模型產(chǎn)=09974的擬合度提高了，但是打沒有通過t檢驗，且乙、治的符號為負(fù)與預(yù)期相反，因此模型中仍然存在多重共線性，見表3。需要繼續(xù)剔除變量。表3X1、X2>X3的相關(guān)系數(shù)表X1X2X3X11.0000000.9978590.995121X20.9978591.0000000.992939X30.9951210.9929391.000000通過分析勺、右、門之間的相關(guān)系數(shù)，也與%2、的相關(guān)系數(shù)值最高，首先剔除X1，估計回歸方程結(jié)果如下：DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:12/13/15Time:1343Sample:19852014Includedobservations30VanableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.c6514842132.70584.90923800000X209040530.07346112.3066500000X3-0.5537610.165804-3.3398430.0025

R-squared0995330Meandependentvar7294549AdjustedR-squared0.994985S.D.dependentvar6138.299S.E.ofregression434.7149Akaikeinfocriterion15.08190Sumsquaredresid5102380.Schwarzcriterion15.22202Loglikelihood-223.2285Hannan-Quinnenter.15.12672F-statistic2877.547Durbin-Watsonstat0.594947Prob(F-statistic)0.000000得到估計的方程：Y=651.4842+0.9041%2-0.5538%3(132.7058)(0.0735)(0.1658)R2=0.995n=30從回歸結(jié)果來看，7?2=0.995,F=2877.547,雖然模型的擬合效果較好，F(xiàn)統(tǒng)計量顯著，但是打的符號是負(fù)的，而根據(jù)經(jīng)濟(jì)理論，農(nóng)村居民可支配收入對居民收入水平具有正向的效應(yīng)，因此估計的回歸模型不理想。剔除變量打后繼續(xù)回歸。DependentVariable:YMethodLeastSquaresDate:12/13/15Time:13.44Sample:19852014Includedobservations30VanableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C8657632135.60415.38449000000X20.6604390.01017254.924820.0000R-squared0.993401Meandependentvar7294.549AdjustedR-squared0.993166S.D.dependentvar6138.299S.Eofregression5074563Akaikeinfocritenon15.36104Sumsquaredresid7210334.Schwarzcriterion15.45445Loglikelihood-228.4156Hannan-Quinnenter.15.39092F-stat)stic4215.232Durbin-Watsonstat0.338025Prob(F-statistic)0000000得到估計方程為9=865.7632+0.6604x2(135.6041)(0.0102)R2=0.993n=30由回歸結(jié)果看出，R2=0.993,F=4215.232,當(dāng)a=0.05時，t=64.92>So2S(29)=1.699,模型在統(tǒng)計上是顯著的，且消除了多重共線性的影響。在保持其他因素不變的情況下，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入對居民收入水平有著顯著的影響，當(dāng)城鎮(zhèn)居民人均可支配收入增加1元時，居民消費(fèi)水平增加0.6604元。.異方差檢驗：在Eviews里面做懷特檢驗是否存在異方差，結(jié)果如下:HeteroskedastiatyTest:WhiteF-statistic1.024125Prob.F(2,27)0,3726Obs*R-squared2.115361Prob.Chi-Square(2)03473ScaledexplainedSS0629663Prob.Chi-Square(2)07299TestEquation:DependentVariable:RESIDA2Method:LeastSquaresDate:12/13/15Time:13:45Sample:19852014Includedobservations30VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C311209.874838.1642-19.2737914.30623-1.34723001891X2A20.0006570.0004601.42881801645R-squared0.070512Meandependentvar240344.5AdjustedR-squared0.001661S.D.dependentvar202085.8S.E.ofregression201917.9Akaikeinfocriterion27.36375Sumsquaredresid1.10E+12Schwarzcritenon27,50387Loglikelihood-4074562Hannan-Quinnenter.27.40857F-statistic1.024125Durbin-Watsonstat0.896380從回歸結(jié)果得到，Obs*R-sqiiared=2.115361,即T#=2.115361</.05（2）=5.99,所以模型中的誤差項不存在異方差。.自相關(guān)檢驗（1）做出殘差趨勢圖

?250--500--750--1,000.1.-800-400?250--500--750--1,000.1.-800-40001,000-750-500-250-RESID(-1)圖5殘差散點圖從殘差散點圖5可以看出，隨機(jī)誤差項存在自相關(guān)。（2）拉格朗日乘數(shù)檢驗法（LM）檢驗H相關(guān)F-statisticObs*R-squared24,06016Prob.F(2,26)0.000019.47657Prob.Chi-Square(2)00001F-statisticObs*R-squared24,06016Prob.F(2,26)0.000019.47657Prob.Chi-Square(2)00001TestEquation:DependentVariable:RESIDMethod.LeastSquaresDate:12/13/15Time:13:48Sample:19852014Includedobservations30Presamplemissingvaluelaggedresidualssettozero.variableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C47,8209584.390093.5666650.5758X2-0.0072500.006541-1.10843602778RESID(-1)09095990.2003294.54053000001RESID(-2)-0.0632210.208721-0.3028980.7644從Eviews運(yùn)行LM結(jié)果中可以得到，LM=T/?2=19.4765,72(2)=5.99,19.4756>5.99,說明模型中存在自相關(guān)。(3)廣義差分法修正H相關(guān)nuz根據(jù)0=1,DW=0.338得。=0.8312對原變量做廣義差分變換，令gdyt=yt-0.831yigdxt=xt—0.831x.i以gdyt、gd/為樣本再次回歸D即endentVariable:Y-0837*Y(-1)Method:LeastSquaresDate:12/13/15Time:1351Sarrple(adjusted):19862014Includedobservations29afteradjustmentsVanableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C244818275.393703.24554500031X.0.837*X(-1)0.6092240.02146028.480270.0000R-squared0.967785Meandependentvar1840.423AdjustedR-squared0.966592S.D.dependentvar1487.514S.E.ofregression2718852Akaikeinfocritenon14,11511Sumsquaredresid1995882.Schwarzcriterion14.20940Loglikelihood-202.6691Hannan-Quinnenter.14,14464F-statistic811.1257Durbin-Watsonstat1.886349Prob(F-statistic)0000000由此得到新的回歸方程：gd^=244.8182+0.6092gd4(75.3937)(0.0214)R2=0.9678n=30回歸方程的擬合效果仍然比較好，t檢驗和顯著，且從上表可以直接得到DW=1.886,查Durbin-Watson表得，n=30,k=l,下限臨界值=1.49,4—du=2.51,而L49Vl.886V2.51.根據(jù)判斷區(qū)域可知，隨機(jī)誤差項不存在自相關(guān)。由式旃t=244.8182+0.6092gd4方=244.8182

-Bo244.8182Bo==1448.6284?1-p1-0.831則修正后的模型估計結(jié)果是Y=1448.6284+0.6092%2由以上回歸數(shù)據(jù)及相關(guān)檢驗，我們得到了各個解釋變量對居民消費(fèi)水平的影響的變動關(guān)系：城鎮(zhèn)居民人均可支配收入對居民消費(fèi)水平有顯著影響，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入增加1元，居民消費(fèi)水平增加0.6092元。模型中去掉了人均國民生產(chǎn)總值，農(nóng)村居民人均可支配收入、人口白然增長率和居民消費(fèi)價格指數(shù)這幾個變量，但并不代表這些變量對居民消費(fèi)水平?jīng)]有影響，只是在剔除了多重共線性、異方差和自相關(guān)的情況下，本模型中城鎮(zhèn)居民人均可支配收入對居民消費(fèi)水平的影響最大，且具有顯著性。但是在其他模型下和設(shè)定條件下，這些變量也許會對居民消費(fèi)水平產(chǎn)生影響，而這正是本模型的欠缺之處，以后需要進(jìn)一步完善。!1!.!1!.提高武漢市居民消費(fèi)水平的對策根據(jù)以上計量分析的結(jié)果，可以看出影響武漢市居民消費(fèi)水平的最主要因素是城鎮(zhèn)居民人均可支配收入。因此，要想提高居民的消費(fèi)水平，必須提高居民收入。(-)大力發(fā)展生產(chǎn)力，提高居民整體收入水平收入是消費(fèi)的基礎(chǔ)，而生產(chǎn)力水平越高，物質(zhì)產(chǎn)品就越豐富，可以給社會提供更多的消費(fèi)品，改善人們的消費(fèi)結(jié)構(gòu)，從而提高居民消費(fèi)水平。而中國是一個農(nóng)業(yè)大國，農(nóng)村居民收入水平低是居民消費(fèi)水平難以提高的重要原因。因此，只有切實提高農(nóng)民收入，才能縮小城鄉(xiāng)貧富差距，刺激消費(fèi)，擴(kuò)大內(nèi)需。.優(yōu)化農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，提高農(nóng)產(chǎn)品品質(zhì)。調(diào)整和優(yōu)化農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，大力發(fā)展高產(chǎn)、優(yōu)質(zhì)、高效農(nóng)業(yè)，加快農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營方式由家庭小生產(chǎn)經(jīng)營向集約化、規(guī)模化大生產(chǎn)經(jīng)營的轉(zhuǎn)變，由“粗放型”向“集約型”發(fā)展，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營。運(yùn)用農(nóng)業(yè)科技技術(shù)，提高農(nóng)產(chǎn)品的質(zhì)量，增加農(nóng)產(chǎn)品的附加值，增加農(nóng)民收入。.培育新型農(nóng)民，增加非農(nóng)業(yè)收入。加強(qiáng)農(nóng)民的素質(zhì)教育，提高受教育程度，培育懂知識、會技術(shù)的新型農(nóng)民，提高農(nóng)業(yè)的生產(chǎn)效率。同時大力發(fā)展鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)，鼓勵發(fā)展農(nóng)村第二、第三產(chǎn)業(yè)，轉(zhuǎn)移農(nóng)村剩余勞動力，擴(kuò)寬農(nóng)民的增收渠道。政府加大對農(nóng)業(yè)農(nóng)村的投資和支持力度，加強(qiáng)對農(nóng)民的技術(shù)培訓(xùn)和資金支持，提供充足的信息，合理引導(dǎo)農(nóng)民就業(yè)和自由流動，增加農(nóng)民收入。（二）完善社會保障制度，優(yōu)化消費(fèi)環(huán)境，促進(jìn)消費(fèi)社會保障的不完善，使居民對未來的消費(fèi)支出預(yù)期增加，居民的消費(fèi)水平受限于醫(yī)療、教育、養(yǎng)老等支出，因而現(xiàn)期的消費(fèi)水平受到