北京市城鎮(zhèn)居民消費模型

1、北京市城鎮(zhèn)居民消費模型北京市城鎮(zhèn)居民消費模型一切經(jīng)濟活動的目的都是為了滿足人們不斷增長的消費需求，消費活動是經(jīng)濟活動的起點，也是經(jīng)濟活動的終點， 是推動經(jīng)濟增長的真正和持久的拉動力， 這里僅從一個側面來說明我國居民的消費行為。1 模型變量的選擇經(jīng)濟社會中，影響消費的因素有很多，如：收入水平、收入分配情況、家庭財產情況、商品價格等等。 在我國， 國內生產總值是居民消費的重要影響因素， 而且居民消費的多少很大程度上取決于居民收入情況，居民的儲蓄也直接影響到消費支出。2 樣本數(shù)據(jù)的及理論模型以 t 代表年份， c 代表北京市城鎮(zhèn)居民年人均消費額，y 代表市年人均國內生產總值，I 代表市城鎮(zhèn)人均可支配

2、收入，s 代表市城鎮(zhèn)居民年人均儲蓄余額。（數(shù)據(jù)來源：北京統(tǒng)計年鑒 ）消費模型樣本數(shù)據(jù)元年份 t居民消費 c國內生產總值 y可支配收入 I儲蓄余額 s1978359.861290365.4185.81979408.661391414.95204.711980490.441582501.36255.851981511.431558514.14295.311982534.821704561.05352.761983574.061977590.47450.811984666.752308693.7563.861985923.322704907.72720.8219861067.3829551067.5

3、2895.6519871147.633381181.871180.3819881455.5541251436.971393.0819891520.4144991787.082014.3119901646.0548811787.082793.9119911860.1757812040.433658.5719922134.6668052363.684742.9219932939.682403296.046824.33119944134.12102654731.241028819955019.76130735868.3613638.0419965729.45150446885.4818436.791

4、9976531.81167357813.1121439.47利用以上觀測值，由此可得該模型的理論方程：C= 0+ 1Y+ 2I+ 3S+（ 1）其中， i為待估參數(shù)，i=0 ， 1，2， 3； 為隨機變量 。3. 計量經(jīng)濟模型的參數(shù)估計與和檢驗：A 首先，對（ 1）由 OLS法估計得：Dependent Variable:cMethod: Least SquaresDate: 5/3/04Time: 19:27Sample: 1978 1997Included observations: 20VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C 0-6.

5、32739933.77952-0.1873150.8538Y0.0539610.0312841.7248970.1038I0.8579750.0919149.3345240.0000S-0.0510410.015858-3.2185600.0054R-squared0.999433Mean dependent var1982.795Adjusted R-squared0.999327S.D. dependent var1893.425S.E. of regression49.12271Akaike info criterion10.80338Sum squared resid38608.65S

6、chwarz criterion11.00252Log likelihood-104.0338F-statistic9404.109Durbin-Watson stat2.375901Prob(F-statistic)0.000000查表知 t 0.01 （ 16） =2.583 ， F0.01 （ 3， 16）=5.29 ，常數(shù)項與變量y 的系數(shù)不能通過t 檢驗。去掉變量 Y ，修正模型如下：C= 0+2I+ 3S+（ 2）再次用 OLS估計得：Dependent Variable: CMethod: Least SquaresDate: 5/3/04Time: 19:31Sample: 1

7、978 1997Included observations: 20VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C 021.5087031.352010.6860390.5019I0.9998670.04332123.080570.0000S-0.0617250.015424-4.0019460.0009R-squared0.999328Mean dependent var1982.7952Adjusted R-squared0.999249S.D. dependent var1893.425S.E. of regression51.89814Aka

8、ike info criterion10.87392Sum squared resid45788.10Schwarz criterion11.02328Log likelihood-105.7392F-statistic12636.42Durbin-Watson stat2.321029Prob(F-statistic)0.000000查表得： t 0.01（ 17） =2.567 ， F0.01 （ 2， 17） =6.11 ，對模型進行統(tǒng)計檢驗，只有常數(shù)項不能通過 t 檢驗，暫時先不做處理，從經(jīng)濟意義上檢驗，參數(shù)2 在經(jīng)濟理論中表示邊際消費傾向，預期值在0， 1 之間， 2 的估計值 =0

9、.9999 是符合理論預期的。 3 的估計值 =-0.0617 ，符號為負，表明居民儲蓄增加，會使居民消費額下降，這符合實際生活情況。B隨機誤差項 的序列相關性檢驗：利用 DW檢驗，樣本容量n=20，解釋變量個數(shù)k=2，可查表得 dl =1.2 ，du=1.41 ，從而（ du=1.41 ） <（ DW=2.32） <（ 4-du=2.59 ），說明模型不存在一階自相關性。C 異方差性檢驗：做三期滯后的ARCH檢驗：ARCH Test:F-statistic0.149239Probability0.928330Obs*R-squared0.565983Probability0.90

10、4174Test Equation:Dependent Variable: RESID2Method: Least SquaresDate: 5/3/04Time: 19:40Sample(adjusted): 1981 1997Included observations: 17 after adjusting endpointsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C2594.9292062.3701.2582270.2304RESID2(-1)0.1416980.2772480.5110900.6179RESID2(-2)-0.13673

11、10.276914-0.4937650.6297RESID2(-3)0.0124170.2760580.0449800.9648R-squared0.033293Mean dependent var2649.652Adjusted R-squared-0.189793S.D. dependent var6421.104S.E. of regression7003.989Akaike info criterion20.74867Sum squared resid6.38E+08Schwarz criterion20.94472Log likelihood-172.3637F-statistic0

12、.149239Durbin-Watson stat2.000002Prob(F-statistic)0.928330由 X2 0.05 （3）=7.81 ，（ n-p ）*r 2 =0.565983 ，故不存在異方差性。D 模型的共線性檢驗：居民的可支配收入I 與居民儲蓄余額S 間存在相關關系的可能性不能被排除。下面采用一階差分法消除共線性 。將模型化為差分模型：Ct= 2It+ 3St（ 3）進行 OLS估計得到3Dependent Variable: DCMethod: Least SquaresDate: 5/3/04Time: 20:36Sample(adjusted): 1979 1

13、997Included observations: 19 after adjusting endpointsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.DI0.8846330.0968219.1367920.0000DS-0.0274690.031363-0.8758250.3933R-squared0.958312Mean dependent var324.8395Adjusted R-squared0.955860S.D. dependent var361.3966S.E. of regression75.92787Akaike info cr

14、iterion11.59675Sum squared resid98005.70Schwarz criterion11.69616Log likelihood-108.1691Durbin-Watson stat3.042976St 的系數(shù)不能通過t 檢驗，所以將模型（2）中的儲蓄變量s 刪除，得到：C= + I（ 4）02進行 OLS估計得到：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 5/3/04Time: 20:38Sample: 1978 1997Included observations: 20VariableCoefficient

15、Std. Errort-StatisticProb.C128.302322.288345.7564730.0000I0.8277570.007054117.34540.0000R-squared0.998695Mean dependent var1982.795Adjusted R-squared0.998622S.D. dependent var1893.425S.E. of regression70.28700Akaike info criterion11.43769Sum squared resid88924.72Schwarz criterion11.53726Log likeliho

16、od-112.3769F-statistic13769.95Durbin-Watson stat1.193999Prob(F-statistic)0.000000這便是西方經(jīng)濟學中絕對收入假說下的消費函數(shù)模型。該模型的各項檢測指標都顯著，故該模型也可行。4聯(lián)系實際但若考慮到 1989 年前后，我國的經(jīng)濟發(fā)生了很大的變化，會影響居民消費行為，仍可將模型進一步改進。1989 年以前，我國經(jīng)濟處于低產出、低消費的狀態(tài)，市場上商品極為短缺，居民消費普遍不足， 1989 年以后，人們的可支配收入大幅度提高，消費水平也有所提高。所以考慮將19781997 年分為兩個時期：19781988 ， 198919

17、97，分階段建模：（?。?19781988 年：C= 2I做 OLS估計得到：Dependent Variable: CMethod: Least Squares4Date: 5/3/04Time: 20:41Sample: 1978 1988Included observations: 11VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.I0.9926400.006624149.85440.0000R-squared0.997432Mean dependent var739.9882Adjusted R-squared0.997432S.D. dep

18、endent var355.3521S.E. of regression18.00874Akaike info criterion8.706099Sum squared resid3243.146Schwarz criterion8.742272Log likelihood-46.88355Durbin-Watson stat2.183329（2） 19891997 年：C= + I做 OLS估計得到：02Method: Least SquaresCDate: 5/3/04Time: 20:48Sample: 1989 1997Included observations: 9VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C186.527750.252463.7118120.0075I0.8158390.01087275.039720.0000R-squared0.998758Mean dependent var3501.781Adjusted R-squared0.998581S.D. dependent var1907.132S.E. of regression71.83974Akaike info c