分析影響重慶市城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的因素聯(lián)立方程論文

1、0號(hào)惟：鄉(xiāng)稈6訂0山600乙:壬秦縣劉60 :場(chǎng)班【摘要】本文在分析影響消費(fèi)的主要因素的基礎(chǔ)上，主要通過(guò)對(duì)人 均gdp、人均儲(chǔ)蓄年末余額、人均可支配收入和商品零售價(jià)格指數(shù)模 型進(jìn)行分析，建立宏觀模型，并通過(guò)軟件對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，得出一些 結(jié)論。根據(jù)結(jié)論提出相應(yīng)的建議?！娟P(guān)鍵字】消費(fèi)人均gdp 年末儲(chǔ)蓄余額可支配收入商品零售價(jià)格指數(shù)聯(lián)立方程一、模型的建立根據(jù)重慶前期情況以及分析建立宏觀經(jīng)濟(jì)模型的結(jié)構(gòu)式模型，模型為：rt= a 1+ a 2*gt+ n方程一mt= 01+0 2*gt + 0 3*yt-l+ h 2t方程二pt= y 1+y 2*gt + y 3*pt-l+ |1 3t方程三yt=

2、rt+mt+ pt + rt-i方程四其中，y為人均消費(fèi)支出，g為人均gdp, m為人均人民幣儲(chǔ)蓄年末存 款余額，r為人均可支配收入，p為商品零售價(jià)格指數(shù)；內(nèi)生變量為 rt、mt、pt> yt,先決變量為 gt、yt-仁 pt-1. rt-1 和常數(shù)，|iit> u 2t和|1 3t為隨機(jī)誤差項(xiàng)。二.模型的識(shí)別性結(jié)構(gòu)參數(shù)矩陣為一 a 1000-q20001bo r o=0-pi100-0 20-0 300-yi010-y 2-y 300c-10-1-11000-1首先判斷第1個(gè)結(jié)構(gòu)方程的識(shí)別狀態(tài)。對(duì)第一個(gè)方程有，有1000-0 30bo r o=010-y 300-1-1110-1

3、r(boto)= 3 =g-1,所以該方程可以識(shí)別，又因?yàn)閗-k1=3>g1-1,所 以，第1個(gè)方程為過(guò)度識(shí)別方程。再看第2個(gè)結(jié)構(gòu)方程，有 1 0 0 0 0bo r 0=010- y 30-1 -1 1 0 -1j丿r(boto)= 3 =g-1,所以該方程可以識(shí)別，又因?yàn)閗-k2=2>g2-1,所 以，第2個(gè)方程為過(guò)度識(shí)別方程。再看第3個(gè)結(jié)構(gòu)方程，有001 0 0bo r o=0 10-0 30-1 -1 10-1r(boto)= 3 =g-1,所以該方程可以識(shí)別，又因?yàn)閗-k3=2>g3-1,所 以，第3個(gè)方程為過(guò)度識(shí)別方程。再看第4個(gè)結(jié)構(gòu)方程，有-a 1 -q200b

4、o r 0=-0 1-020 -03r（boo）= 3 =g-1,所以該方程可以識(shí)別，又因?yàn)閗-k4=4>g4-1,所 以，第4個(gè)方程為過(guò)度識(shí)別方程。模型的估計(jì)本文所用數(shù)據(jù)為1985-2005年重慶統(tǒng)計(jì)年鑒的數(shù)據(jù)年份人均消費(fèi)支 出y人均gdpg人均人民幣儲(chǔ)蓄 年末存款余額m人均可支配收 入r商品零售 價(jià)格指數(shù)p1985711. 1355192812.41101986893. 84611124983. 99104.219871043.86673156110& 71110. 519881323. 178401761277. 89123.319891382. 669652351448.

5、98116.519901569.9710313161691. 13100. 119911754.211664151891.9106. 119921928.6314275232195. 33109.819932397. 0818706682780. 62116.319943126. 5625419563634. 33126.519954051.53339513374375. 43116.319964467. 12394216565022. 96106. 119974919. 63448519085302. 05101.719984956. 8472123685442.8494.519995376

6、. 69486629595828. 4396.520005471. 7520235116176. 395.520015724.9570642526572. 39920026360. 264075122723& 0798.920037118.06728060598093. 6799.520047973. 05858469649220. 96101.420058623. 299727803310243.9998.7該模型的建華是模型為:rt=n io +n n*gt +ni2*yt-i+ni3*pt-i +n 14* rt-1+ e 代 方程一 mt= n20 +n2i*gt +n22*y

7、t-i+ n23*pt-i + n24* rt-1+w 2t方程二pt= h30 +h31*gt + tt 32*yt-l+ n 33*pt-1 + tt 34* rt-1+e 3t方程三yt=n40 +n4佯gt + n42*yt-i+ n43*pt-i +n44* rt-1+e 4t方程四 其中，結(jié)構(gòu)模型的系數(shù)與簡(jiǎn)化模型系數(shù)的關(guān)系為:n 10= a 1, n 11= a 2, n 20= 0 1, n 21=3 2, n 22=p 3, n 30= y 1, tt3仁 y 2, n 33= y 3, n4o= a 1+ p 1+y 1, n4i= a 2+0 2+y 2, n 42= 0

8、3, n 43= y 3.通過(guò)eviews軟件，得出簡(jiǎn)化型模型的估計(jì)式為見附件二:r = 635. 5505267 + 1.026394512*gm = -348. 5693132 + 1.659086718*g - 0. 9710502994*y(-1)p = 53.6145787 - 0. 001033241609*g + 0. 5284639845*p(-1)y = -1202. 609162 - 0. 06084658441*g - 0. 4956847518*y(-1) +12. 94315057*p(-1) + 1.448412622*r(-1)四、模型的估計(jì)模型的可決系數(shù)與調(diào)整可決系數(shù)都比較高，f值比較大，f檢驗(yàn)通過(guò),t檢驗(yàn)通過(guò)。雖然，檢驗(yàn)都通過(guò)了，但是模型建立的不太好，研究的不夠充分徹底，研究的意義不大。總的來(lái)說(shuō)，這次研究不怎么成功。學(xué)習(xí)的收獲體會(huì).對(duì)教學(xué)的意見和建議聯(lián)立方程不同于單方程，研究起來(lái)比較復(fù)雜。尤其是要用到以前用的 知識(shí)，綜合性比較強(qiáng)。參考文獻(xiàn)：1 李恩轅，商有光.計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)哈爾濱工業(yè)大學(xué)出版社.2 李春艷，張景富.影響我國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的因素分析及對(duì)策 當(dāng)代經(jīng)濟(jì)研究.3重慶統(tǒng)計(jì)年鑒2006.4董銳，黃漫宇.論收入分配結(jié)構(gòu)調(diào)整對(duì)擴(kuò)大消費(fèi)的影響.商業(yè) 時(shí)代5楊天宇.中國(guó)居民收入分配影響消費(fèi)需求的實(shí)證研究.消費(fèi)經(jīng) 濟(jì).6劉江麗，趙峰.消費(fèi)函數(shù)