居民消費水平計量經(jīng)濟分析.doc

居民消費水平計量經(jīng)濟分析目錄一、研究的目的要求1二、模型設(shè)定21、理論綜述:22、變量選取：33、模型數(shù)學形式的確定：54、模型的計量經(jīng)濟學的形式確定為以下模型：65、參數(shù)估計值范圍的確定：6三、參數(shù)估計6四、模型檢驗71.、經(jīng)濟意義檢驗：72、統(tǒng)計意義檢驗：7（1）擬合優(yōu)度檢驗（R2檢驗）7（2）顯著性檢驗（F檢驗）：7（3）顯著性檢驗（t檢驗）：83、計量經(jīng)濟意義檢驗：10（1）多重共線性的檢驗：10（2）自相關(guān)的檢驗：10四、模型應(yīng)用131、經(jīng)濟結(jié)構(gòu)分析132、政策建議141）對于城鎮(zhèn)居民142）對于農(nóng)村居民15一、研究的目的要求 消費行為理論為我們研究居民消費增長因素提供了重要的理論基礎(chǔ)。居民消費在社會經(jīng)濟的持續(xù)發(fā)展中有著重要的作用。居民合理的消費模式和適度的消費規(guī)模，有利于經(jīng)濟持續(xù)健康的增長，而且這也是人們生活水平的具體體現(xiàn)。通過對影響我國居民消費增長因素的實證分析,我們認為,當期收入是影響居民消費的最直接、最重要的因素；居民的消費水平還應(yīng)隨著經(jīng)濟的發(fā)展而提高。改革開放以來，隨著中國經(jīng)濟的快速發(fā)展，人們生活水平不斷提高，人均的純收入也不斷增加，居民的消費水平也在不斷增長；居民的消費水平還應(yīng)該和當年的物價水平相聯(lián)系。為了研究居民消費水平增長的主要原因，分析各因素對消費水平的影響，需要建立計量經(jīng)濟模型。所謂消費水平，從宏觀角度考察是指社會全體消費者的物質(zhì)文化需要得到滿足的程度；或者說是社會提供給眾多消費者用于生活的消費的產(chǎn)品和服務(wù)的數(shù)量和質(zhì)量。也就是說，消費水平的含義既包括了消費品，又包括了消費服務(wù)，而且從消費水平的發(fā)展趨勢看，消費服務(wù)將越來越來越占有重要的地位；既包括了數(shù)量也包括了質(zhì)量；質(zhì)量的因素不僅是消費水平不可忽視的重要內(nèi)容，而且也成為消費水平高低的越來越重要的標志。 消費水平從微觀上考察，就是消費者及其家庭生活需要的滿足程度，或者講是消費者及其得到或可支配的消費品和服務(wù)的數(shù)量和質(zhì)量以及金融資產(chǎn)的狀況。 我們對消費水平的考察著重于宏觀方面，即對消費水平的研究還要結(jié)合物質(zhì)和精神文化需要的滿足程度。二、模型設(shè)定1、理論綜述:關(guān)于消費，已經(jīng)有很多學者進行過不同方面的研究，消費作為拉動經(jīng)濟增長的三駕馬車之一，對本國的經(jīng)濟發(fā)展，的確有著至關(guān)重要的作用，要想發(fā)展本國經(jīng)濟，認真研究消費是很必要的。我國對于居民消費問題的研究在1998年后成為經(jīng)濟學熱點問題之一。凱恩斯認為消費取決于絕對收入。杜森貝利認為消費取決于相對收入。莫迪里安尼認為居民消費是根據(jù)生命周期與其相應(yīng)收入來決定的。而弗里德曼則認為消費取決于永久收入。他們的理論各有千秋，各有不足。鄭春梅和單迎彬在當代經(jīng)濟2006年發(fā)表的一篇文章居民消費與收入關(guān)系的深層思考兼論中國消費率偏低的原因中，討論了居民消費與收入的關(guān)系。梁紀堯和董長瑞在山東經(jīng)濟上發(fā)表了關(guān)于前期消費、暫時收入與消費關(guān)系的實證研究，該文基于為擴大內(nèi)需、刺激消費的政策尋求理論上的借鑒，通過建立模型、科學測算經(jīng)濟變量、實證研究分析了前期消費、暫時收入與先期消費的關(guān)系。在該文中研究的范圍內(nèi)得出現(xiàn)期消費主要取決于前期消費的結(jié)論。2、變量選?。簽榱朔从尘用裣M水平變化的影響因素，選擇“全體居民人均消費水平”作為被解釋變量，以反映居民消費水平的增長；選擇“居民人均純收”作為居民的收入水平；選擇“商品零售價格指數(shù)”作為物價水平的代表。這樣解釋變量就可以設(shè)定為“居民人均純收入”、“商品零售價格指數(shù)”等變量。 從2008年的中國統(tǒng)計年鑒可以收集到如下數(shù)據(jù)19902007年中國居民人均消費水平及相關(guān)數(shù)據(jù)年份全國居民人均消費水平Y(jié)/元全國人均純收入X1/元商品零售價格指數(shù)X21990833686.3102.11991932708.6102.919921116784105.419931393921.6113.2199418331221121.7199523551577.7114.8199627891923.1106.1199730022029.1100.819983159216297.419993346221497200036322253.498.5200138692366.499.2200241062475.698.7200344112622.2499.9200449252936.4102.8200554633254.93100.8200661383587101200770814140103.8資料來源：中國統(tǒng)計年鑒2008。國家統(tǒng)計局官網(wǎng)3、模型數(shù)學形式的確定：為分析居民人均消費水平（Y）和人均純收入（X1）、商品零售價格指數(shù)（X2）的關(guān)系，作如下圖所示的散點圖： X1與Y的散點圖 X2與Y的散點圖 由圖可以看出，居民的人均純收入和人均消費水平是近似于線性的關(guān)系，而商品的零售價格指數(shù)與消費水平的關(guān)系不夠明顯，也近似的看做線性關(guān)系，則模型的數(shù)學形式可以看作是如下的式子：Yt =1 + 2X1 + 3X2 4、模型的計量經(jīng)濟學的形式確定為以下模型：Yt =1 + 2X1 + 3X2 + ut5、參數(shù)估計值范圍的確定：2表示人均純收入與居民消費水平的關(guān)系，由經(jīng)濟學常識可知，隨著人均純收入的增加，居民消費水平也增加，因此02；3表示商品零售價格指數(shù)與居民消費水平的關(guān)系，由經(jīng)濟學常識可知，隨著價格指數(shù)的提高，居民消費水平是降低的，因此30.三、參數(shù)估計Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/28/10 Time: 10:54Sample: 1990 2007Included observations: 18VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-1121.865651.3184-1.7224520.1055X11.8142590.03901746.498780.0000X26.3676095.9035551.0786060.2978R-squared0.994182 Mean dependent var3354.611Adjusted R-squared0.993406 S.D. dependent var1806.047S.E. of regression146.6533 Akaike info criterion12.96503Sum squared resid322607.9 Schwarz criterion13.11343Log likelihood-113.6853 F-statistic1281.620Durbin-Watson stat0.413568 Prob(F-statistic)0.000000=-1121.865+1.8143X1+6.3676X2 （651.3184）（0.039）（5.9036） t=(-1.7225)(46.4988)(1.0786) R2=0.9942 F=1281.63 n=18四、模型檢驗1.、經(jīng)濟意義檢驗：2=1.8143，且20，符合經(jīng)濟意義，3=6.36760，但是30，不符合符合經(jīng)濟意義，先保留數(shù)據(jù)，看接下來的檢驗。2、統(tǒng)計意義檢驗：（1）擬合優(yōu)度檢驗（R2檢驗）由上面的表格可以看出，可決系數(shù)為0.9942，說明所建模型整體上對樣本數(shù)據(jù)擬合較好，即解釋變量“人均純收入”和“商品零售價格指數(shù)”綜合對被解釋變量“居民消費水平”的絕大部分差異做出了解釋。（2）顯著性檢驗（F檢驗）：有兩個解釋變量，則k=3，共有18個樣本觀測值1）提出假設(shè)，H0：2=3=0；2）在H0成立的條件下：F服從F（k-1，n-k），即服從F（2,15）3）檢驗：F0.05（2,15）=3.68 F=1281.63F0.05（2,15）=3.68則拒絕原假設(shè)H0：2=3=0,說明回歸方程顯著。說明解釋變量X1和X2聯(lián)合起來對被解釋變量Y的影響是顯著的。（3）顯著性檢驗（t檢驗）：21）提出假設(shè)：H0：2=02）在H0成立的條件下：t服從t（n-k），即服從t（15）3）檢驗：t0.025(15)=2.131t*=46.4988t0.025(15)=2.131證明H0為小概率事件，則拒絕H0，說明在其他解釋變量不變的情況下，解釋變量X1對被解釋變量Y的影響是顯著的。3同理可以得出，t*=1.0786t0.025(15)=2.131 沒有通過t檢驗，即解釋變量X2對被解釋變量Y的影響是不顯著的。 結(jié)合上面的經(jīng)濟意義檢驗，得出X2與Y的相關(guān)性是不明顯的，通過對二者做一元回歸，也能很好的說明二者之間并沒有顯著的線性關(guān)系，因此，將該變量舍去。則模型轉(zhuǎn)變?yōu)椋篩t = 1 + 2Xt + ut現(xiàn)在對新確定的模型進行參數(shù)估計，得到下表：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/28/10 Time: 13:00Sample: 1990 2007Included observations: 18VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-424.977882.70219-5.1386530.0001XX1.7967920.03567950.360480.0000R-squared0.993731 Mean dependent var3354.611Adjusted R-squared0.993339 S.D. dependent var1806.047S.E. of regression147.4002 Akaike info criterion12.92862Sum squared resid347629.1 Schwarz criterion13.02755Log likelihood-114.3576 F-statistic2536.178Durbin-Watson stat0.415699 Prob(F-statistic)0.000000 = -424.9778 + 1.7968X (82.7022) (0.0358) t =(-5.1387) (50.3605)R2=0.9937 =0.9933 DW=0.41573、計量經(jīng)濟意義檢驗：（1）多重共線性的檢驗：由于模型已經(jīng)轉(zhuǎn)變?yōu)橐辉Ｐ停瑒t不需要進行多重共線性的檢驗。（2）自相關(guān)的檢驗：1）圖示檢驗法： 先做et和et-1的散點圖，如下圖：大部分點落在第、象限，表明隨機誤差項ut存在著正自相關(guān)。 按照時間順序繪制回歸殘差項et的圖形：從上圖可以看出，et隨著t的變化逐次變化并不頻繁地改變符號，是幾個正的et后面跟著幾個負的，則表明隨機誤差項ut存在正自相關(guān)。2）DW檢驗：對樣本容量為18，一個解釋變量，5%的顯著性水平，查DW統(tǒng)計表可知，dL=1.046，dU=1.535，DW=0.4157dL=1.046顯然，模型中存在自相關(guān)，且為正自相關(guān)。（3）自相關(guān)的補救： 廣義差分法：先得到=1-DW/2=1-0.4157/2=0.79由于Yt*=Yt-Yt-1，X*t=Xt-Xt-1，*1=(1-)1,*2=2,則 *t = *1 + 2*X*t + vt進行回歸可得Dependent Variable: YYMethod: Least SquaresDate: 12/28/10 Time: 20:02Sample(adjusted): 1991 2007Included observations: 17 after adjusting endpointsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-48.5240354.03754-0.8979690.3834XX1.7337710.07954921.794990.0000R-squared0.969389 Mean dependent var1025.966Adjusted R-squared0.967348 S.D. dependent var504.8745S.E. of regression91.22962 Akaike info criterion11.97477Sum squared resid124842.7 Schwarz criterion12.07279Log likelihood-99.78552 F-statistic475.0215Durbin-Watson stat1.148796 Prob(F-statistic)0.000000t* = -48.524 +1.7337Xt* (54.0375) (0.0755) t=(-0.8979) (21.7949)R2=0.9694 F=475.0215 DW=1.15其中Y*t=Yt-0.79Yt-1 ,X*t=Xt-0.79Xt-1 。由于使用了廣義差分數(shù)據(jù)，樣本容量減少了一個，為17個。查5%顯著水平的DW統(tǒng)計表可知，dL=1.015，dU=1.536，模型中DW=1.1488，dLDWdU ，落在了無法判斷的區(qū)間，則可以認為模型已經(jīng)沒有自相關(guān)了，不必再進行迭代。同時可見，可決系數(shù)R2、t、F統(tǒng)計量也均達到理想水平。由差分方程有 1=-231.062=1.7337由此可得最終的全國居民人均消費水平為： = -231.06 + 1.7337X 科奧迭代法：由于模型要經(jīng)過100次迭代要能得到,但是原模型已經(jīng)失真,因此不適用這種方法來修正. 德賓兩步法建立一個多元模型 Yt=1(1-)+2Xt-2Xt-1+Yt-1+vt經(jīng)過回歸可以得到=1.1458，已知的范圍應(yīng)該是-11，則得到的不符合意義，沽也不能用這種方法估計參數(shù)。那么，最終得到的全國居民消費模型為t = -231.06 + 1.7337Xt由上式的全國居民消費模型可知，人均純收入的邊際為1.7337，即居民人均純收入每增加1元，居民的消費水平將增加1.7337元。四、模型應(yīng)用1、經(jīng)濟結(jié)構(gòu)分析所估計的參數(shù)為=1.7337，說明人均純收入每增加1元，居民人均消費水平會增加1.7337元。2、政策建議開始的時候，根據(jù)獲得的數(shù)據(jù)，想要研究物價水平及居民的收入水平對居民消費的影響，從我們的常識判斷，認為物價水平應(yīng)該對居民消費的影響是反向的，而居民的收入水平與消費水平應(yīng)該是同比增長。但經(jīng)過