對我國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平的計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析

1、一、 背景介紹：眾所周知，改革開放33年以來我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展迅速，城鄉(xiāng)居民生活狀況變化巨大，人民生活水平顯著提高。與此同時(shí)，消費(fèi)是實(shí)現(xiàn)國民經(jīng)濟(jì)良性循環(huán)的重要因素。因此，通過對我國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平變化的分析，可以很清楚地發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)居民生活水平的變化?！緝?nèi)容摘要】本文運(yùn)用統(tǒng)計(jì)分析和計(jì)量分析方法，以城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平為基礎(chǔ)，引入城鎮(zhèn)居民可支配收入、國民生產(chǎn)總值（GDP）、稅收收入、城鎮(zhèn)居民上年的消費(fèi)水平、儲蓄總額等解釋變量，建立城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平及其影響因素的分析模型。通過Eviews軟件對模型進(jìn)行OLS參數(shù)估計(jì)，得到合理的數(shù)學(xué)方程，分析各因素對消費(fèi)水平的影響，并進(jìn)一步分析其可能存在的原因，找出城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水

2、平變化的切實(shí)原因。【關(guān)鍵詞】 城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平 城鎮(zhèn)居民可支配收入GDP 稅收收入城鎮(zhèn)居民上年消費(fèi)水平 儲蓄總額【因素分析】選擇城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平（Y）作為被解釋變量，另外選取了五個(gè)指標(biāo)作為模型的解釋變量（X）：X1：城鎮(zhèn)居民可支配收入收入決定消費(fèi)；X2：稅收收入同等條件下，稅收的增加可以導(dǎo)致消費(fèi)水平的降低。因此，稅收對于消費(fèi)水平的提高具有反作用；X3：國民生產(chǎn)總值GDP的增長可以帶動消費(fèi)水平的提高；X4：城鎮(zhèn)居民上年消費(fèi)水平一般來說，城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)水平具有連續(xù)性，上一年的消費(fèi)水平會對下一年產(chǎn)生影響；X5：儲蓄總額儲蓄對于居民消費(fèi)水平的影響類似于稅收，同等條件下，儲蓄增加會導(dǎo)致消費(fèi)減少；附表1列

3、出了19942009年我國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平以及五個(gè)解釋變量的具體數(shù)據(jù)。（注：所有數(shù)據(jù)均來自2010年中國統(tǒng)計(jì)年鑒 ）二、 利用Eviews分別對各變量做散點(diǎn)圖，結(jié)果如下：城鎮(zhèn)居民可支配收入與消費(fèi)水平的散點(diǎn)圖稅收與消費(fèi)水平的散點(diǎn)圖GDP與消費(fèi)水平的散點(diǎn)圖城鎮(zhèn)居民上年消費(fèi)水平與消費(fèi)水平的散點(diǎn)圖儲蓄總量與消費(fèi)水平的散點(diǎn)圖從圖中可以看出，被解釋變量Y與各個(gè)解釋變量之間都存在比較好的線性關(guān)系，但這并不代表被解釋變量只是各個(gè)解釋變量的簡單相加或相減，還需要作進(jìn)一步的分析，找出各個(gè)解釋變量對被解釋變量的影響程度。設(shè)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平的基本模型為：Y=b0+b1*X1+b2*X2+b3*X3+b4*X4+b5*

4、X5+u三、對總體方程的回歸及檢驗(yàn)和修正：可以看出，總體模型的R2=0.999518，擬合優(yōu)度非常高。同時(shí)F檢驗(yàn)值4149.736也非常顯著。且解釋變量X2、X5的系數(shù)為負(fù)，也符合經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)。但由于t（設(shè)定a=0.05，下同）模型中的X2、X5均未通過t檢驗(yàn)，故需要對模型做多重共線性檢驗(yàn)。1、多重共線性的檢驗(yàn)和修正：（1）對模型做相關(guān)系數(shù)矩陣，如下圖：由矩陣中數(shù)據(jù)可以看出被解釋變量與各個(gè)解釋變量之間的相關(guān)程度都比較大，均大于50%，這說明可以用線性模型來進(jìn)行該問題的研究，但是各個(gè)變量之間是否存在嚴(yán)重的多重共線性還要經(jīng)過進(jìn)一步驗(yàn)證才能得出結(jié)論。（2）找出最符合要求的解釋變量組合：先列出所有的解

5、釋變量組合并逐個(gè)進(jìn)行回歸分析（見附表2），找出R2最大的一組解釋變量X1、X2、X3、X4，如圖盡管X1、X2、X3、X4中，R²356518，但由于t(14)=,而模型中X1、X2均未通過t檢驗(yàn)，故舍去；經(jīng)過比較，模型X3、X4符合要求，具體如圖所示:模型X3,X4不但各項(xiàng)均通過t檢驗(yàn)，且R2=0.999026比較接近0.999518，且t值比較原模型和模型X1, X2, X3, X4均有明顯變大，說明原模型中去掉X1、X2、X5后相關(guān)程度沒有發(fā)生明顯變化，因此X1、X2、X5是引起多重共線性產(chǎn)生的變量。 （3）采用逐步回歸分析法修正多重共線性a、加入城鎮(zhèn)居民可支配收入X1，做出回

6、歸模型如下圖可見，加入X1之后，R2=0.999163提高了，但是X1的t檢驗(yàn)值1.400299未通過t檢驗(yàn)，故舍去；b、加入稅收收入X2，回歸模型如下：可見，加入X2之后，R2=0.999129提高了，但是X2的t檢驗(yàn)值的絕對值未通過t檢驗(yàn)，故舍去；C、加入儲蓄總量X5，回歸模型如下：可見，加入X5之后，R2=0.999064提高了，但是X5的t檢驗(yàn)值的絕對值未通過t檢驗(yàn)，故舍去；故最終模型為：Y=b0+b1*X3+b2*X4+u2、異方差檢驗(yàn)a、利用White檢驗(yàn)法檢驗(yàn)是否存在異方差：由圖，nR2=1大于X(5)=，同時(shí)Prob.=0.035387小于，因此原模型不能通過White檢驗(yàn)，故

7、判斷存在異方差性。b、利用加權(quán)最小二乘法修正異方差，結(jié)果如下圖：可以看出運(yùn)用加權(quán)小二乘法消除異方差性后，參數(shù)的t檢驗(yàn)值均顯著并有所提高，可決系數(shù)R2大幅提高，F(xiàn)檢驗(yàn)也顯著提高，故修正成功。此時(shí)模型為X3X4 （12.47240） （19.52665）（10.98060）其中R23、自相關(guān)檢驗(yàn)利用拉格朗日檢驗(yàn)法，首先進(jìn)行一階自回歸檢驗(yàn)，如下圖所示：由圖，nR2=小于X2(1)=，Prob.值等于大于，因此通過拉格朗日一階自回歸檢驗(yàn)，不存在一階自相關(guān)，多階自相關(guān)檢驗(yàn)沒有必要進(jìn)行了。故判定模型不存在自相關(guān)。故最終模型為X3X4 （12.47240） （19.52665）（10.98060）其中R2四

8、、模型的預(yù)測1、 點(diǎn)預(yù)測：對最終模型進(jìn)行點(diǎn)預(yù)測，得出結(jié)果如下圖所示：預(yù)測值與真實(shí)值對比圖2、計(jì)算相對誤差：時(shí)間YYF相對誤差199438528%19954931-2%199655320%199758232%199861091%199964050%20006850-2%200171610%200274860%20038060-1%20048912-2%200596440%2006106820%2007122110%2008138450%2009150251%3、相對誤差分析：由相對誤差表可以看出，只有1994年的真實(shí)值與預(yù)測值之間誤差比較大，為8%，其余各年的誤差均比較小?？赡苁且?yàn)?994年宏觀經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)的“高增長、高通脹”的現(xiàn)實(shí)情況導(dǎo)致的數(shù)據(jù)偏差。五、模型的不足實(shí)際中，影響城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平的因素還有很多，比如城鎮(zhèn)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)、商品價(jià)格指數(shù)、城鎮(zhèn)總?cè)丝跀?shù)、國家對居民消費(fèi)的補(bǔ)貼、財(cái)政支出等，由于能力的局限性，本文沒有一一列出，對模型的偏差可能產(chǎn)生了一些影響。附注：影響城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平的相關(guān)因素及數(shù)據(jù)年份城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平城鎮(zhèn)居民可支配收入稅收GDP上年消費(fèi)水平儲蓄YX1X2X3X4X519943852292419954931385219965532493119975823553219986109582319996405610920006850640520017161