居民消費水平指數(shù)與人均可支配收入的計量分析實踐報告

1、中國居民消費水平指數(shù)與人均可支配收入的計量分析摘要：改革開放以來，我國經(jīng)濟飛速發(fā)展，人民生活水平不斷提高，居民消費水平也不斷增長。消費水平是一定時期內(nèi)整個社會用于生活消費和服務(wù)的規(guī)模和水平，消費水平在一定程度上反映了居民的生活質(zhì)量。研究影響居民消費的因素具有較強的經(jīng)濟意義。本文基于計量經(jīng)濟學(xué)的實證分析，選取了國內(nèi)2003-2017年居民消費水平及人均可支配收入的年度數(shù)據(jù)作為統(tǒng)計分析的樣本，通過“對數(shù)消除異方差”、“單位根檢驗”、“協(xié)整檢驗”、“格蘭杰因果檢驗”及建立“誤差修正模型”，對中國居民消費水平與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系進行分析。結(jié)果表明在居民消費水平中，人均可支配收入的貢獻較大，且二者之間，

2、存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。本文結(jié)合實證分析給出相關(guān)結(jié)論。關(guān)鍵詞:居民消費水平指數(shù)；人均可支配收入；計量模型一、問題的提出近年來，人均消費性支出增長迅速，消費結(jié)構(gòu)從商品性消費向服務(wù)性消費轉(zhuǎn)變：城鎮(zhèn)居民人均消費性支出由2008年的8707元增長至2017年22935元。中產(chǎn)階級群體規(guī)模擴大，或?qū)⒅厮車鴥?nèi)消費市場：2015年，我國中產(chǎn)階級人數(shù)達1.09億，占全國成年人口的11%中產(chǎn)階級家庭年收入一般介于10.6-22.9萬元，其消費行為更成熟，更愿意為產(chǎn)品品質(zhì)支付溢價，非必需品消費占比擴大，將成為今后十年帶動消費支出上漲的重要引擎之一。在這期間，國民居民消費水平和人均可支配收入之間的關(guān)系如何？是消費那

3、么是對這兩者刺激了收入的增長，還是收入的增長帶動了消費？如果存在這樣的關(guān)系,刺激了多少？帶動的幅度有多大？本文運用時間序列的計量經(jīng)濟模型，關(guān)系做實證分析研究。二、模型的設(shè)定與數(shù)據(jù)說明1、人均可支配收入X人均可支配收入在實際生活中，常用來代指人均居民可支配收入，嚴(yán)格來說這么使用不夠準(zhǔn)確。居民可支配收入是居民可用于最終消費支出和儲蓄的總和，即居民可用于自由支配的收入。既包括現(xiàn)金收入，也包括實物收入。按照收入的來源，可支配收入包含四項，分別為：工資性收入、經(jīng)營性凈收入、財產(chǎn)性凈收入和轉(zhuǎn)移性凈收入。2、居民消費水平指數(shù)Y消費水平指數(shù)是反映不同時期每戶（每人）消費水平變動程度的指標(biāo)。消費水平指數(shù)等于基期

4、消費水平指數(shù)乘以t期消費水平，再除以基期居民消費水平所得的數(shù)值。本文收集的數(shù)據(jù)如下：表1:中國人均可支配收入與消費水平指數(shù)的數(shù)據(jù)年份人均可支配收入居民消費水平指數(shù)20089956.513934.3200910977.4981026.1201012519.5051124.5201114550.7491248.6201216509.5481362.2201318310.7571462.0201420167.1241574.6201521966.1851692.6201623820.9751820.5201725973.7871930.0初始模型設(shè)為：丫=01X三、計量模型的估計1、繪制散點圖8,0

5、0012,00016,00020,00024,00028,0002、利用最小二乘法做回歸DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:05/25/19Time:18:02Sample:20082017Includedobservations:10VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C344.745913.2700825.979190.0000X0.0613890.00072784.384350.0000R-squared0.998878Meandependentvar1417.540AdjustedR-

6、squared0.998738S.D.dependentvar338.5453S.E.ofregression12.02908Akaikeinfocriterion7.989387Sumsquaredresid1157.590Schwarzcriterion8.049904Loglikelihood-37.94694Hannan-Quinncriter.7.923000F-statistic7120.718Durbin-Watsonstat1.548193Prob(F-statistic)0.000000回歸方程=344.7459+0.0614X(25.9792)(84.3844)R2=0.9

7、989DW=1.5482F=7120.7180P=0.0000從上述的回歸結(jié)果看，在5%的置信度下，各參數(shù)的p值小于5%,說明T檢驗顯著不為0即參數(shù)顯著的不為0.判定系數(shù)=0.9989,樣本回歸線對樣本值的擬合優(yōu)度較好。3、異方差檢驗采用white檢驗HeteroskedasticityTest:Breusch-Pagan-GodfreyF-statistic1.641096Prob.F(1,8)0.2361Obs*R-squared1.702189Prob.Chi-Square(1)0.1920ScaledexplainedSS0.668131Prob.Chi-Square(1)0.4137

8、TestEquation:DependentVariable:RESIDA2Method:LeastSquaresDate:05/25/19Time:18:06Sample:20082017Includedobservations:10VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C292.5387144.04052.0309480.0767X-0.0101160.007897-1.2810530.2361R-squared0.170219Meandependentvar115.7590AdjustedR-squared0.066496S.D.depe

9、ndentvar135.1404S.E.ofregression130.5700Akaikeinfocriterion12.75855Sumsquaredresid136388.1Schwarzcriterion12.81907Loglikelihood-61.79276Hannan-Quinncriter.12.69217F-statistic1.641096Durbin-Watsonstat1.663612Prob(F-statistic)0.236060從上述檢驗結(jié)果可知：Obs*R-squared=1.702189<丁口Prob.Chi-Square(1)=0.1920>5

10、%所以不存在異方差。4、自相關(guān)檢驗采用DW檢驗DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:05/25/19Time:18:02Sample:20082017Includedobservations:10VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C344.745913.2700825.979190.0000X0.0613890.00072784.384350.0000R-squared0.998878Meandependentvar1417.540AdjustedR-squared0.998738S.D.de

11、pendentvar338.5453S.E.ofregression12.02908Akaikeinfocriterion7.989387Sumsquaredresid1157.590Schwarzcriterion8.049904Loglikelihood-37.94694Hannan-Quinncriter.7.923000F-statistic7120.718Durbin-Watsonstat1.548193Prob(F-statistic)0.000000拒絕耳：無法做出不拒絕乩;無法做出拒篦凡：正自相關(guān)1結(jié)論1_沒有自相關(guān)的證據(jù)姑淪_負(fù)自相關(guān).1_.1"d*24dLr4一44從上述檢驗結(jié)果可知，DW=1.54193因為dL=1.10,du=1.37,4-,du&