影響安徽省農(nóng)村居民人均消費(fèi)因素的計(jì)量分析

1、影響安徽省農(nóng)村居民人均消費(fèi)因素的計(jì)量分析摘要：文章基于歷年安徽省農(nóng)村居民的消費(fèi)情況，選取農(nóng)民的貨幣收入，農(nóng)民居民消費(fèi)恩格爾系數(shù)，居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)三項(xiàng)主要指標(biāo)，利用 Eviews 軟件進(jìn)行多元線性回歸模型的實(shí)證分析，導(dǎo)出適合安徽省農(nóng)村居民的消費(fèi)函數(shù)，以期找出對(duì)安徽省農(nóng)村居民消費(fèi)有決定性作用的因素，從而為擴(kuò)大內(nèi)需提供一些參考意見。關(guān)鍵詞： 農(nóng)村居民； 消費(fèi)函數(shù)； 線性回歸模型；Eviews一、研究背景消費(fèi)是拉動(dòng)國(guó)家經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的三駕馬車之一，而對(duì)于半數(shù)以上國(guó)民都是農(nóng)村居民的中國(guó)來講，能否擴(kuò)大農(nóng)村居民消費(fèi)就直接關(guān)系著中國(guó)經(jīng)濟(jì)能否保持快速增長(zhǎng)。構(gòu)成和影響農(nóng)村居民消費(fèi)的因素很多，主要有農(nóng)民的貨幣收入，農(nóng)民居

2、民消費(fèi)恩格爾系數(shù)，農(nóng)民的非商品支出，儲(chǔ)蓄存款，流動(dòng)購(gòu)買情況，社會(huì)保障和醫(yī)療體系，人口老齡化等。 二、實(shí)證分析由于影響因素過多，現(xiàn)選取三項(xiàng)主要因素作為解釋變量，進(jìn)行計(jì)量分析。最終選定模型變量如下：被解釋變量：安徽省農(nóng)村居民人均消費(fèi)水平解釋變量：農(nóng)民的貨幣收入，農(nóng)民居民消費(fèi)恩格爾系數(shù)，居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（一）數(shù)據(jù)的采集與初步分析從統(tǒng)計(jì)年鑒中搜集到了 1993 年2007 年安徽省農(nóng)村居民的生活消費(fèi)支出（Y），貨幣收入（X2），恩格爾系數(shù)(X3)，居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（X4）的數(shù)據(jù)。表1 年份生活消費(fèi)支出（Y）/元純收入（X2）/元恩格爾系數(shù)(X3)/%居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（X4）/%199361072506

3、3992.81994934973063093.5199510711303058493.2199613091608057096.1199713371809056597.0199813331863054998.6199913021900054498.8200013221935052596.1200114122020049896.1200214762118047595.92003159621270460101.22004181424990475103.92005219626410455101.82006242129700432101.52007275435560432104.8（二）模型的建立根據(jù)樣

4、本數(shù)據(jù)作出被解釋變量Y 和解釋變量X1、X2 之間散點(diǎn)圖：由上圖可看出 Yi 、X2 都是逐年增長(zhǎng)的，而呈水平波動(dòng)，說明變量間不一定是線性關(guān)系，根據(jù)上述信息建立多元線性回歸模型，lnYi= ß1+ ß2lnX2i+ ß3X3i+ß4X4i+ui，（三）模型參數(shù)的估計(jì)利用Eviews 軟件進(jìn)行檢驗(yàn)，得到結(jié)果：根據(jù)表中數(shù)據(jù)，模型估計(jì)的結(jié)果為lnYi =0.5709+0.7352lnX2-0.3247X3+0.0135X4（1.9698）（0.1917）（1.0624）（0.0127） t=(0.2898) (3.8345) (-0.3057) (1.0650

5、) R2=0.9528R2=0.9400F=74.0560df=11（四）模型檢驗(yàn) 1、經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)?zāi)Ｐ凸烙?jì)結(jié)果說明，在假定其他變量不變的情況下，人均純收入每增加 1 元，消費(fèi)增加 0.7352 元；在假定其他變量不變的情況下，恩格爾系數(shù)每增長(zhǎng) 1%，消費(fèi)減少 0.3247%;在假定其他變量不變的情況下，居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)每增加 1%，消費(fèi)增加 0.0135%。 2、統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)1）擬合優(yōu)度：由回歸結(jié)果可知回歸系數(shù)和修正可決系數(shù)均大于 94%,說明模型對(duì)樣本的擬合很好。2)F 檢驗(yàn):針對(duì)H0：2=ß3=ß4=0，給定顯著性水平=0.05，在分布表中查 出 自 由 度 為 k-1=

6、3 和 n-k=11 的臨界值為 1.58 。 由 于 F=74.0560>1.58，應(yīng)拒絕原假設(shè)，說明回歸方程顯著，即三個(gè)解釋變量聯(lián)合起來對(duì)被解釋變量有顯著影響。3)t 檢驗(yàn)：分別針對(duì) H0：j=0（j=1,2,3,4），給定顯著性水平=0.05，在分布表中查出自由度為 n-k=11 的臨界值為 2.201。由表中數(shù)據(jù)可得，與 ß1、ß2、ß3、ß4 對(duì)應(yīng)的 t 統(tǒng)計(jì)量分布為 0.2898、3.8345、-0.3057、 1.0650，只有 3.8345>2.201，應(yīng)拒絕原假設(shè)。這說明在假定其他變量不變的情況下，只有貨幣收入對(duì)消費(fèi)有顯著影

7、響。（五）多重共線性檢驗(yàn) 1、判斷多重共線性由上述結(jié)果可知R2=0.9528 ，R2=0.9400 可決系數(shù)很高，F(xiàn)=74.0560，明顯顯著。但當(dāng)=0.05 時(shí)，X3、X4 的系數(shù) t 檢驗(yàn)不顯著，這表明很可能存在嚴(yán)重多重共線性。（六）異方差檢驗(yàn)1、繪制e2 對(duì)Xi 的散點(diǎn)圖，結(jié)果如下：由散點(diǎn)圖并不能準(zhǔn)確判定異方差的存在 2、White 檢驗(yàn)從表中可以看出，nR²=12.9762，由White 檢驗(yàn)知，在=0.05 下，查²分布表，得臨界值 7.9147，因?yàn)閚R²=12.97627.9147，所以拒絕原假設(shè)，表明模型存在異方差。（七）自相關(guān)檢驗(yàn)對(duì)樣本量為 15，三個(gè)解釋變量的模型，10%的顯著水平，查DW 統(tǒng)計(jì)表可知，dL=0.591, du=1.464,模型中 4-du DW=2.61324-dL，不能判定是否存在自相