影響居民消費(fèi)水平的主要因素分析

1、學(xué)號js0742115班級07金融5班計量經(jīng)濟(jì)學(xué)期末課程設(shè)計南京審計學(xué)院2007級金審學(xué)院題目：影響居民消費(fèi)水平的主要因素分析學(xué)生姓名宋慧芳學(xué)號js0742115專 業(yè)金融班級5班2010 年06 月 07 日影響居民消費(fèi)水平的主要因素分析js0742115 07金融5班 宋慧芳摘要：就我國近階段消費(fèi)方面出現(xiàn)的一些情況，利用1993年至2008年的相關(guān)數(shù)據(jù)對我國消費(fèi)的影響因素進(jìn)行實證分析。目的在于讓我們更加了解我國消費(fèi)的因素。先通過相關(guān)的背景理論提出問題；搜集了相關(guān)的數(shù)據(jù)，利用EVIEWS軟件對計量模型進(jìn)行了參數(shù)估計和檢驗，并加以修正。本文主要是通過對影響居民消費(fèi)水平的主要因素分析揭示中國居民

2、消費(fèi)水平的現(xiàn)狀及問題，并依此提出部分政策關(guān)鍵詞：居民消費(fèi)水平 國內(nèi)生產(chǎn)總值 收入一 、經(jīng)濟(jì)背景及研究的意義消費(fèi)是人類社會經(jīng)濟(jì)生活中的重要行為和過程，任何社會都離不開消費(fèi)。在我國，隨著社會主義市場經(jīng)濟(jì)體制的確立，消費(fèi)在全民經(jīng)濟(jì)生活中的作用更顯重要。可以這樣概括的說，消費(fèi)活動是經(jīng)濟(jì)活動的終點，一切經(jīng)濟(jì)活動的目的就是為了滿足人們不斷增長的消費(fèi)需求；但另一方面，消費(fèi)活動又是經(jīng)濟(jì)活動的起點，是拉動經(jīng)濟(jì)增長的動力。國家一系列決策和尚待解決的問題很大程度上是既源于消費(fèi)，又回歸到消費(fèi)。正因為如此，研究消費(fèi)水平對于正處于轉(zhuǎn)型期的我國經(jīng)濟(jì)有極其重要的經(jīng)濟(jì)意義。二、文獻(xiàn)綜述（一）居民消費(fèi)水平的定義居民消費(fèi)水平是指居

3、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)的物質(zhì)產(chǎn)品和勞務(wù)的數(shù)量和質(zhì)量反映出來。居民消費(fèi)水平是指居民在物質(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。它主要通過消費(fèi)的物質(zhì)產(chǎn)品和勞務(wù)的數(shù)量和質(zhì)量來反映。（二）反映居民消費(fèi)水平的主要指標(biāo)有： 1、平均實物消費(fèi)量指標(biāo)平均每人全年主要有消費(fèi)品的消費(fèi)量、平均每百戶耐用消費(fèi)品擁有量、人均居住面積、平均每人生活用水量、平均每人生活用電量等； 2、現(xiàn)代化生活設(shè)施的普及程度指標(biāo)自來水普及率、煤氣普及率、平均每百戶主要家用電器擁有量、電話普及率等；3、反映消費(fèi)水平的消費(fèi)結(jié)構(gòu)指標(biāo)居民生活消費(fèi)支

4、出中食品的比例、居民生活消費(fèi)支出中文化生活服務(wù)支出比例、不同質(zhì)量消費(fèi)晶的消費(fèi)比例等； 4、平均消費(fèi)量的價值指標(biāo)平均每人消費(fèi)基金、平均每人生活消費(fèi)額、平均每人用于各項生活消費(fèi)的支出等。（三）消費(fèi)計算居民消費(fèi)水平，是按國內(nèi)生產(chǎn)總值口徑，即包括勞務(wù)消費(fèi)在內(nèi)的總 消費(fèi)進(jìn)行計算的。計算公式為： 居民消費(fèi)水平（元/人） 報告期國內(nèi)生產(chǎn)總值中的居民消費(fèi)總額報告期年平均人口 根據(jù)計算居民消費(fèi)的不同價格，可以計算出按當(dāng)年價格計算的居民消費(fèi)水平和按可比價格計算的居民消費(fèi)水平，后者便于觀察居民實際消費(fèi)水平的增長變化。為了觀察居民消費(fèi)的實物構(gòu)成，還可以進(jìn)一步計算各種消費(fèi)品的平均消費(fèi)的數(shù)量和金額，以反映居民在取得基本生

5、存資料的基礎(chǔ)上逐步向需要享受資料和發(fā)展資料的方向發(fā)展的趨勢。（四）政府調(diào)控                                                  政府在制定消費(fèi)政策時必須考慮到消費(fèi)函數(shù)的這一特征，依據(jù)協(xié)整理論，居民的消費(fèi)主要取決于居民的收入，從長期分析，要刺激城鎮(zhèn)消費(fèi)市場，必須依靠增加城鎮(zhèn)居民的人均可支配收入。對于刺激消

6、費(fèi)的一些短期性政策，如降低利率、增加消費(fèi)信貸等，雖然短期內(nèi)可能擴(kuò)大消費(fèi)，但不可能影響消費(fèi)和收入的長期均衡關(guān)系，上一期擴(kuò)大的消費(fèi)將在下一期的消費(fèi)中進(jìn)行修正。因此，短期的消費(fèi)政策是無效的?？梢娨岣呔用裣M(fèi)水平，首先要在提高居民可支配收入上做文章。具體措施應(yīng)包括以下三個方面：（五）提高國家機(jī)關(guān)和事業(yè)單位職工工資水平適當(dāng)提高國家機(jī)關(guān)和事業(yè)單位職工工資水平。進(jìn)一步完善工資政策。目前，城市居民收入，從顯性收入方面的工資到隱性收入方面的社會福利，乃至到就業(yè)機(jī)會本身，都存在著向下的壓力。這一現(xiàn)象說明，作為價格體系的重要組成部分的勞動者收入必然會影響總體價格水平的變動趨勢。因此，應(yīng)該制定和實施有利于提高城市居

7、民整體收入水平的入手，爭取取得更好的效果。 （六）建立健全社會保障制度其次，建立健全社會保障制度。完善下崗職工基本生活保障、失業(yè)保險和城市居民最低生活保障“三條保障線”制度，積極推進(jìn)城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險制度改革，全面普及城市居民最低生活保障制度，提高低收入者的福利保障程度，建立對低收入群體的社會救濟(jì)法律法規(guī)制度。在做到“應(yīng)保盡?！被A(chǔ)上，保障金應(yīng)隨著市場價格、居民收入、消費(fèi)水平的變化進(jìn)行適當(dāng)調(diào)整和增加，消除低收入居民家庭對當(dāng)前和今后生活的擔(dān)心和顧慮，增強(qiáng)他們對未來的信心。 （七）要繼續(xù)強(qiáng)化稅收調(diào)節(jié)個人收入分配的功能最后，要繼續(xù)強(qiáng)化稅收調(diào)節(jié)個人收入分配的功能。完善個人所得稅體制，加快建立分類與綜合相

8、結(jié)合的個人所得稅體制，進(jìn)步強(qiáng)化稅收征繳，適當(dāng)擴(kuò)大消費(fèi)稅的征收范圍，特別應(yīng)該對奢侈品征收較高的消費(fèi)稅。（八）我國居民消費(fèi)水平為何較低？在我國，居民消費(fèi)按用途分為食品、衣著、居?。òㄗ杂凶》糠?wù)）、家庭設(shè)備用品及服務(wù)、醫(yī)療保健、交通和通信、文教娛樂用品及服務(wù)、實物消費(fèi)、銀行中介服務(wù)、保險服務(wù)、其他等11類。2008年，我國居民消費(fèi)扣除價格變動影響后比1978年擴(kuò)大了11倍，年平均增長8.8%。盡管我國居民消費(fèi)增長較快，但相對同期GDP9.8%的速度，仍相對滯后。與發(fā)達(dá)國家相比，我國居民消費(fèi)水平差距仍然較大。2003年我國居民消費(fèi)相當(dāng)于美國居民 消 費(fèi) 的 8.8%，2008年 提 高 到15.4

9、%。盡管與發(fā)達(dá)國家的差距在縮小，但從消費(fèi)結(jié)構(gòu)看，我國居民消費(fèi)還處在較低的水平。首先，食品仍是我國居民消費(fèi)的主要部分。2008年，居民食品消費(fèi)占居民消費(fèi)的33.1%，美國這一比重只有6%。其次，服務(wù)性消費(fèi)占居民消費(fèi)的比重偏低。2008年我國服務(wù)性消費(fèi)占居民消費(fèi)的40.1%，美國為66.4%。另外，我國家用汽車等舒適性消費(fèi)較少。據(jù)聯(lián)合國統(tǒng)計，2006年美國每百人汽車擁有量為78.8輛，固定和移動電話擁有量為134.6部，我國分別只有2.4輛和62.6部。2008年，我國居民消費(fèi)率（居民消費(fèi)占GDP的比重）為35.3%，美國為70.1%，印度為54.7%。我國的居民消費(fèi)率不僅低于發(fā)達(dá)國家，也低于發(fā)展

10、中國家。從需求角度看，我國的三大需求發(fā)展不平衡，投資和出口增長快，消費(fèi)增長相對較慢，使得消費(fèi)的比重不斷下降。與投資和出口增速相比，居民消費(fèi)增長相對較慢，從而居民消費(fèi)在經(jīng)濟(jì)總量中的比重較低。統(tǒng)計數(shù)字顯示，2000年至2008年，我國投資增長17.9%，凈出口增長34.7%，分別比消費(fèi)增速快7.2個和24個百分點。受基礎(chǔ)資料的局限，我國居民消費(fèi)計算方法也有一些缺陷，致使某些方面居民消費(fèi)真實水平反映得不太夠：一是城鄉(xiāng)住戶抽樣調(diào)查分割，樣本數(shù)量偏小，代表性不夠強(qiáng)；二是與發(fā)達(dá)國家相比，我國銀行消費(fèi)信用資料較少，難免出現(xiàn)遺漏；三是居民消費(fèi)中灰色支出的數(shù)據(jù)難以搜集，造成消費(fèi)統(tǒng)計有所缺失；四是按成本法計算的自

11、有住房消費(fèi)有一定低估。這些方面，需要努力盡快完善。我國居民消費(fèi)計算方法有待進(jìn)一步改進(jìn)和完善，但主要方面符合國際通行的做法，計算結(jié)果基本反映了實際情況。（九）消費(fèi)結(jié)構(gòu)變化分析與啟示近年來，消費(fèi)需求對經(jīng)濟(jì)的拉動力不斷增強(qiáng)，與城鄉(xiāng)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的變化與快速升級是密不可分的。目前我國已進(jìn)入消費(fèi)加速轉(zhuǎn)型期，居民消費(fèi)由原來簡單的數(shù)量增長演變?yōu)閿?shù)量增長與結(jié)構(gòu)調(diào)整并行，消費(fèi)升級通過衣食耐用消費(fèi)品住宅、交通、通訊、文化教育、娛樂、醫(yī)療和旅游等產(chǎn)業(yè)鏈不斷演化。消費(fèi)結(jié)構(gòu)向更高層次轉(zhuǎn)化，不僅推動了經(jīng)濟(jì)的持續(xù)發(fā)展，還提升了經(jīng)濟(jì)增長的質(zhì)量。 值得引起關(guān)注的是，不同收入的消費(fèi)群體、不同的商品和區(qū)域市場對消費(fèi)升級所起的作用差異

12、較大，引發(fā)的一些問題需引起重視。逐漸縮小這些差距，是保證經(jīng)濟(jì)持續(xù)健康發(fā)展的需要，也是構(gòu)建和諧社會的需要。消費(fèi)結(jié)構(gòu)變化的基本特征據(jù)國家統(tǒng)計局對中國小康進(jìn)程的綜合評價結(jié)果表明：20世紀(jì)80年代從貧困走向溫飽，90年代逐漸邁向小康，20世紀(jì)末全國總體平均生活水平跨進(jìn)小康社會的初級階段，有3/4的居民過上了小康生活。在全面建設(shè)小康社會的進(jìn)程中，城鄉(xiāng)居民的消費(fèi)需求正在發(fā)生重大變化，處于生活質(zhì)量不斷提高、消費(fèi)結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化和升級、消費(fèi)領(lǐng)域日趨拓寬的轉(zhuǎn)型時期，呈現(xiàn)出幾大特征。1、消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級步伐加快。居民消費(fèi)支出重點的轉(zhuǎn)移是消費(fèi)結(jié)構(gòu)優(yōu)化和升級的主要標(biāo)志。主要是：（1）生存型消費(fèi)占消費(fèi)總支出的比重不斷下降。隨著

13、經(jīng)濟(jì)的持續(xù)快速發(fā)展，居民收入和生活水平不斷提高，消費(fèi)總支出中更多的支出已由生存型消費(fèi)向發(fā)展型和享受型消費(fèi)轉(zhuǎn)化。從城鎮(zhèn)居民看，生存型消費(fèi)占總消費(fèi)支出的比重由1990年的74.6%下降到2006年的56.6%，而發(fā)展型和享受型消費(fèi)比重則由13.1%和11.3%提高到21%和18.9%。從農(nóng)村居民看，生存型消費(fèi)占總消費(fèi)支出的比重由75%下降到2006年的65.5%，而發(fā)展型和享受型消費(fèi)比重則由13.4%和10.4%提高到17.6%和14.7%。（2）服務(wù)消費(fèi)占消費(fèi)總支出的比重不斷提高。目前我國人均GDP已跨過2000美元大關(guān)，在這個發(fā)展階段，居民消費(fèi)的特點是實物消費(fèi)比重逐漸降低，服務(wù)性消費(fèi)（服務(wù)性消

14、費(fèi)指居民家庭用于支付社會提供的各種文化和生活方面的非商品性服務(wù)支出）比重不斷提高。近年來，我國居民對服務(wù)性消費(fèi)需求不斷上升，消費(fèi)支出逐步向服務(wù)性消費(fèi)領(lǐng)域分流，家庭服務(wù)社會化趨勢更加明顯。2006年城鎮(zhèn)居民全部消費(fèi)性支出中，服務(wù)性消費(fèi)支出2441元，比上年增長9.7%，占消費(fèi)性支出的比重由2001年的24.8%提高到28.1%，提高3.3個百分點。（3）三次消費(fèi)升級持續(xù)時間短，轉(zhuǎn)換速度快。從普及的時間看，我國家電產(chǎn)品的消費(fèi)只用了近10年的時間就趕上了一些發(fā)達(dá)國家?guī)资曜哌^的路程，這一跨越主要與居民購買力增強(qiáng)和消費(fèi)升級加快有關(guān)。從升級的購買力強(qiáng)弱看，每一次升級所實現(xiàn)的購買力水平均大幅度提高。城鄉(xiāng)居

15、民從幾十元、千元和萬元級消費(fèi)，向十萬元甚至百萬元級消費(fèi)轉(zhuǎn)變。其中購房和買車等十萬元級以上消費(fèi)由高收入階層逐漸進(jìn)入中等收入家庭，消費(fèi)結(jié)構(gòu)也由衣、食消費(fèi)在向住、行消費(fèi)轉(zhuǎn)移，并步入快速轉(zhuǎn)型期。2、新型消費(fèi)品銷售快速增長。近年來，拉動社會消費(fèi)零售總額快速增長的商品，也就是居民消費(fèi)中擴(kuò)張最快的一些新興領(lǐng)域，主要集中在：（1）以移動通訊和信息為代表的通訊信息消費(fèi)。（2）以私人汽車為代表的交通消費(fèi)。（3）與住房相關(guān)的商品消費(fèi)。（4）以教育、旅游為代表的精神文化消費(fèi)。2002-2006年，全國限額以上批發(fā)零售企業(yè)商品零售中，年均增速最快是汽車類（52.3%）、通訊器材類（50.4%）、建筑及裝潢材料類（28.

16、9%）、家電、音像器材類（18.3%）和金銀珠寶類（17.4%）。2006年對零售額貢獻(xiàn)率最高的商品主要集中在石油及制品類（29.3%）、汽車類（22.9%）和食品飲料煙酒類（11.4%）。一些新型高科技產(chǎn)品、消費(fèi)比重不大的升級消費(fèi)品，已逐漸成為市場新寵。如家電和音像器材、金銀珠寶、通訊器材等對市場銷售的貢獻(xiàn)率分別達(dá)到8.2%、2.7%和1.9%。3、形成了層次分明的不同購買力消費(fèi)階層。近年來，收入差距的不斷擴(kuò)大，形成了不同的收入群體、不同的需求結(jié)構(gòu)及消費(fèi)傾向，即高、中、低三個不同的消費(fèi)群體，每一消費(fèi)群體具有不同的消費(fèi)特征，形成不同的消費(fèi)層次，由此對消費(fèi)品和服務(wù)供給的需求形成多元化，對經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)

17、和經(jīng)濟(jì)增長也產(chǎn)生了不同的影響。據(jù)統(tǒng)計，改革開放以來，居民消費(fèi)群體呈金字塔狀分布，處在金字塔頂端的高收入階層，恩格爾系數(shù)已降至25%以下，達(dá)到發(fā)達(dá)國家的水平，所進(jìn)行的消費(fèi)是一種富裕型消費(fèi)；處于金字塔中部的中等收入階層，恩格爾系數(shù)在38%左右。這部分消費(fèi)者的收入基本穩(wěn)定，其消費(fèi)正在由小康型向富裕型、數(shù)量追求型向質(zhì)量追求型轉(zhuǎn)變；處于金字塔底部的低收入階層，恩格爾系數(shù)達(dá)47%左右。從居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的變化情況看，高收入階層是引領(lǐng)消費(fèi)新潮流、消費(fèi)上水平、質(zhì)量上檔次的群體，中等收入群體是推動整體消費(fèi)需求快速增長的主體力量，低收入群體是消費(fèi)總量持續(xù)擴(kuò)張的主要力量。4、居民消費(fèi)國際化特征更加明顯。加入WTO后，我

18、國商品市場逐漸轉(zhuǎn)向全面開放，居民消費(fèi)漸趨國際化，主要表現(xiàn)在對商品的品種、質(zhì)量、價格和服務(wù)等方面的需求增加，消費(fèi)檔次提高。據(jù)海關(guān)統(tǒng)計，2006年我國食品進(jìn)口額達(dá)100億美元，比2000年增長1.1倍，飲料及煙草類進(jìn)口額10.4億美元，增長1.9倍。一些高檔商品進(jìn)口量大增，2006年全國小轎車進(jìn)口量比上年增幅達(dá)54%，彩電增長2.5倍，手持電話機(jī)增長1.3倍，空氣調(diào)節(jié)器增長59.6%。 進(jìn)口商品的快速增長，表明居民消費(fèi)已漸趨國際化，消費(fèi)檔次快速提升。三、數(shù)據(jù)收集與模型的建立表1影響消費(fèi)因素的數(shù)據(jù)年份Y X1X2X3X4 X51993139335333.9247921.62577.458.

19、112108.31994183348197.856412213496.258.916838.71995235560793.72921577.7428358.623778.31996278971176.59171926.14838.956.330873.21997300278973.0352090.15160.355.136226.71998315984402.279821625425.153.441791.61999334689677.05482210.35854.0252.644955.12000363299214.55432253.4628049.146141.72001386910965

20、5.1712366.46859.647.751434.920024106120332.6892475.67702.846.258788.920034411135822.7562622.28472.245.668498.720044925159878.3382936.49421.647.278138.920055463183217.43254.91049345.592263.520066138211923.5358711759.543103011.420077103257305.64140.413785.843.1104934.5200881833006704760.6215780.7643.7

21、139300.2注：Y為居民消費(fèi)水平，X1為國內(nèi)生產(chǎn)總值，X2為農(nóng)村居民人均收入，X3為城鎮(zhèn)居民人均收入，X4為農(nóng)村居民家庭恩格爾系數(shù)(%)，X5為銀行居民儲蓄存款利率（定期）資料來源：中國統(tǒng)計年鑒（一）模型初步提出為了具體分析各要素對我國居民消費(fèi)水平的影響大小，我們選取國內(nèi)生產(chǎn)總值X1，農(nóng)村居民人均收入X2，城鎮(zhèn)居民人均收入X3，農(nóng)村居民家庭恩格爾系數(shù)(%)X4，銀行居民儲蓄存款利率（定期）X5進(jìn)行回歸分析。采用的對數(shù)模型如下：Y= 0+1X1+2X2+3X3+ 4X4+ 5X5+ui其中，Y為居民消費(fèi)水平，X1為國內(nèi)生產(chǎn)總值，X2為農(nóng)村居民人均收入，X3為城鎮(zhèn)居民人均收入，X4為農(nóng)村居民家

22、庭恩格爾系數(shù)(%)，X5為銀行居民儲蓄存款利率（定期），ui代表隨機(jī)擾動項.我們通過對該模型的回歸分析，得出各個變量與我國服務(wù)貿(mào)易出口的變動關(guān)系。（二）模型的擬合檢驗用Eviews計量經(jīng)濟(jì)學(xué)分析軟件我們可以得到如下回歸分析結(jié)果：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 06/07/10 Time: 01:18Sample: 1993 2008Included observations: 16VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C1407.624414.64263.3947890.006

23、8X10.0060060.0030331.9802630.0758X20.8613460.07688511.203080.0000X30.1199540.0770201.5574320.1504X4-22.474785.908744-3.8036480.0035X5-0.0006120.002544-0.2405480.8148R-squared0.999688 Mean dependent var4106.688Adjusted R-squared0.999531 S.D. dependent var1873.315S.E. of regression40.55064 Akaike info

24、 criterion10.52298Sum squared resid16443.54 Schwarz criterion10.81270Log likelihood-78.18381 F-statistic6400.470Durbin-Watson stat1.446223 Prob(F-statistic)0.0000001、多重共線性檢驗YX1X2X3X4X5Y1.0000000.9945680.9965830.997698-0.8930060.992096X1 0.994568 1.000000 0.987229 0.997706-0.862607 0.988809X2 0.99658

25、3 0.987229 1.000000 0.990334-0.875698 0.985941X3 0.997698 0.997706 0.990334 1.000000-0.887517 0.992768X4-0.893006-0.862607-0.875698-0.887517 1.000000-0.894008X5 0.992096 0.988809 0.985941 0.992768-0.894008 1.000000（1）根據(jù)多重共線性檢驗，解釋變量之間存在著線性相關(guān),由上表知模型中確實存在多重共線性。（2）修正：Dependent Variable: YMethod: Least S

26、quaresDate: 06/07/10 Time: 01:40Sample: 1993 2008Included observations: 16VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-543.5341110.5130-4.9182800.0002X21.8368650.04068745.145780.0000R-squared0.993178 Mean dependent var4106.688Adjusted R-squared0.992691 S.D. dependent var1873.315S.E. of regression

27、160.1595 Akaike info criterion13.10669Sum squared resid359115.1 Schwarz criterion13.20326Log likelihood-102.8535 F-statistic2038.141Durbin-Watson stat0.426491 Prob(F-statistic)0.000000 Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 06/07/10 Time: 01:40Sample: 1993 2008Included observations: 16Varia

28、bleCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C306.804176.451334.0130640.0013X30.4975700.00903855.051970.0000R-squared0.995402 Mean dependent var4106.688Adjusted R-squared0.995073 S.D. dependent var1873.315S.E. of regression131.4870 Akaike info criterion12.71216Sum squared resid242043.7 Schwarz criterion

29、12.80874Log likelihood-99.69730 F-statistic3030.719Durbin-Watson stat0.442186 Prob(F-statistic)0.000000 剔除X1及國內(nèi)生產(chǎn)總值后的模型為：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 06/07/10 Time: 01:25Sample: 1993 2008Included observations: 16VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C739.2283270.93812.7284

30、030.0196X20.8341480.0851039.8016580.0000X30.2617210.0319588.1896450.0000X4-13.937954.545948-3.0660170.0107X5-0.0007170.002862-0.2505900.8067R-squared0.999565 Mean dependent var4106.688Adjusted R-squared0.999407 S.D. dependent var1873.315S.E. of regression45.61876 Akaike info criterion10.72882Sum squ

31、ared resid22891.78 Schwarz criterion10.97026Log likelihood-80.83057 F-statistic6320.874Durbin-Watson stat1.315554 Prob(F-statistic)0.000000剔除X4及農(nóng)村居民家庭恩格爾系數(shù)后的模型為：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 06/07/10 Time: 01:27Sample: 1993 2008Included observations: 16VariableCoefficientStd. Error

32、t-StatisticProb.C-67.3184484.56809-0.7960270.4415X20.8097890.1104777.3299330.0000X30.2669530.0416096.4158120.0000X50.0014370.0036170.3973440.6981R-squared0.999193Mean dependent var4106.688Adjusted R-squared0.998992S.D. dependent var1873.315S.E. of regression59.48026Akaike info criterion11.22148Sum s

33、quared resid42454.81Schwarz criterion11.41463Log likelihood-85.77187F-statistic4955.593Durbin-Watson stat0.853074Prob(F-statistic)0.000000剔除X5及銀行居民儲蓄存款利率（定期）后的模型為：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 06/07/10 Time: 01:28Sample: 1993 2008Included observations: 16VariableCoefficientStd. Err

34、ort-StatisticProb. C-89.6605361.08712-1.4677480.1659X20.8170890.1053517.7558520.0000X30.2786210.0285069.7742480.0000R-squared0.999183 Mean dependent var4106.688Adjusted R-squared0.999057 S.D. dependent var1873.315S.E. of regression57.52149 Akaike info criterion11.10955Sum squared resid43013.38 Schwa

35、rz criterion11.25442Log likelihood-85.87644 F-statistic7948.180Durbin-Watson stat1.847302 Prob(F-statistic)0.000000回歸方程為：Y= -89.66053+0.817089X2+0.278621X3+ui (-1.467748) (7.755852) (9.774248) R2=0.999183 Adjusted R-squared =0.999057 F=7948.182、相關(guān)性檢驗從估計的結(jié)果可以看出，模型擬合較好，可決系數(shù)R²=0.999183，表明模型在整體上擬合比

36、較好。、顯著性檢驗：（）對于X2，t統(tǒng)計量為7.755852。給定=0.05，查t分布表，在自由度為n-3=13下，得臨界值t0.025(13)=2.160因為t>t0.025(13)，所以拒絕原假設(shè)H0:X2=0，表明農(nóng)村居民人均收入對居民消費(fèi)水平有顯著性影響；（）對于X3，t統(tǒng)計量為9.774248。給定=0.05，查t分布表，在自由度為n-3=13下，得臨界值t0.025(13)= 2.160因為t>t0.025(13)，所以拒絕原假設(shè)H0: X3=0，表明城鎮(zhèn)居民人均收入對居民消費(fèi)水平有顯著性影響。（）對于F=7948.18>F(2,13)=3.80(顯著性水平為0.

37、05)，表明模型從整體上看居民消費(fèi)水平與各解釋變量之間之間線性關(guān)系顯著。、異方差檢驗White Heteroskedasticity Test:F-statistic1.576954 Probability0.252185Obs*R-squared7.053842 Probability0.216667Test Equation:Dependent Variable: RESID2Method: Least SquaresDate: 06/06/10 Time: 01:49Sample: 1993 2008Included observations: 16VariableCoefficient

38、Std. Errort-StatisticProb. C-7735.0918561.12-0.416740.6857X268.0971498.347890.6924110.5044X22-0.135930.086488-1.571610.1471X2*X30.0864020.0464721.8592260.0926X3-21.195127.03185-0.784080.4512X32-0.013610.00641-2.123840.0596R-squared0.440865 Mean dependent var2688.336Adjusted R-squared0.161298 S.D. de

39、pendent var4949.008S.E. of regression4532.336 Akaike info criterion19.95586Sum squared resid2.05E+08 Schwarz criterion20.24558Log likelihood-153.647 F-statistic1.576954Durbin-Watson stat2.371458 Prob(F-statistic)0.252185由上表，Obs*R-squared=7.053842 而查表，給定=0.95 自由度P=5，得臨界值1.145；給定=0.05自由度P=5,得臨界值11.07；

40、所以1.145<7.053842 <11.07，所以接受原假設(shè)，模型隨機(jī)誤差項不存在異方差。、序列相關(guān)檢驗（）DW=1.847302,給定顯著性水平=0.05,查DurbinWatson 表，n=16,k=2,得下限臨界值DU=1.37 ,4-DU=2.63 因為 DW統(tǒng)計量為DU=1.37<1.847302< 4-DU=2.63 。根據(jù)判斷區(qū)域知，這時隨機(jī)誤差項不存在自相關(guān)。、因果關(guān)系檢驗Pairwise Granger Causality TestsDate: 06/06/10 Time: 01:55Sample: 1993 2008Lags: 1 Null Hyp

41、othesis:ObsF-StatisticProbability X3 does not Granger Cause Y1524.9740.00031 Y does not Granger Cause X39.959140.00829 X2 does not Granger Cause Y155.657960.03485 Y does not Granger Cause X27.750480.01653 X2 does not Granger Cause X31514.94590.00224 X3 does not Granger Cause X219.15050.0009由該檢驗結(jié)果表明，

42、在=0.05的水平下，F(xiàn)(2,13)=3.80，而F2=5.65796> F(2,13)=3.80，所以拒絕原假設(shè)，認(rèn)為農(nóng)村居民人均收入對居民消費(fèi)水平有顯著性影響；F3=24.974>F(2,13)= 3.80,所以拒絕原假設(shè)，認(rèn)為城鎮(zhèn)居民人均收入對居民消費(fèi)水平有顯著性影響。四、各因素對我國服務(wù)貿(mào)易競爭力影響分析由以上回歸數(shù)據(jù)以及相關(guān)檢驗，我們得出了各個變量與我國居民消費(fèi)的變動關(guān)系。1、農(nóng)村居民人均收入增加，居民消費(fèi)水平增加；2、城鎮(zhèn)居民人均收入增加，居民消費(fèi)水平增加。五、政策建議當(dāng)前擴(kuò)大居民消費(fèi)的政策建議第一，近年來在城市基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)明顯改善的同時，要增加對農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的投入

43、，加強(qiáng)水、電、路、通訊等基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)。要繼續(xù)加大電網(wǎng)改造力度、降低農(nóng)村電價，為空調(diào)、冰箱、洗衣機(jī)等家電大規(guī)模、全面進(jìn)入農(nóng)村居民家庭創(chuàng)造條件。要健全和發(fā)展農(nóng)村商業(yè)網(wǎng)點，加強(qiáng)農(nóng)村消費(fèi)市場建設(shè)，降低農(nóng)村市場流通成本。要對壟斷行業(yè)和部門加強(qiáng)監(jiān)管，規(guī)范公路收費(fèi)和降低信息通信服務(wù)價格，減少商品流通成本。目前我國公路違規(guī)收費(fèi)、超期收費(fèi)問題突出，大大提高了區(qū)域經(jīng)濟(jì)之間的物流成本，嚴(yán)重影響了公路的利用率和運(yùn)輸效率，制約了旅游、運(yùn)輸?shù)扰c交通行業(yè)密切相連的行業(yè)的發(fā)展。在信息通信領(lǐng)域，由于壟斷和壟斷經(jīng)營的存在，信息通信服務(wù)價格明顯高于國際上發(fā)展水平相近的國家，在抑制潛在消費(fèi)能力增長的同時，也提高了信息獲取的成本。 第二，保持居民消費(fèi)物價的基本穩(wěn)定。平穩(wěn)的物價水平是穩(wěn)定居民消費(fèi)預(yù)期，促進(jìn)居民消費(fèi)健康增長的前提。2002年以來，隨著新一輪經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張期的到來，我國居民住宅價格快速上升，近兩年來出現(xiàn)加速上升的趨勢。雖然住宅作為居民投資品不直接計入居民消費(fèi)藍(lán)子中，但房價大幅上漲對居民其他消費(fèi)產(chǎn)生明顯的擠出效應(yīng)。2006年第三季度以來，由于糧食價格普遍上漲引發(fā)的食品價格上漲，導(dǎo)致居民消費(fèi)物價指數(shù)上升。2007年5月份以來，受糧價上漲逐級傳遞和其他因素的影響，居民消費(fèi)價格累計漲