計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)試驗(yàn)課程論文

1、經(jīng)濟(jì)計(jì)晝學(xué)結(jié)課程論文研究恩斯消費(fèi)理論對(duì)居民消費(fèi)生活的影響析院 系：金融學(xué)院班 級(jí)：姓 名：學(xué) 號(hào)：指導(dǎo)老師：研究恩斯消費(fèi)理論對(duì)居民消費(fèi)生活的影響析摘要：中國(guó)已經(jīng)進(jìn)入經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的末期，隨著市場(chǎng)化、城市化和科學(xué)技術(shù)的不斷發(fā)展，我國(guó)經(jīng)濟(jì)獲得了飛速發(fā)展，然而在經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)的同時(shí)， 人們的消費(fèi)也在發(fā)生巨大的變化，本文將以所在城市的數(shù)據(jù)，對(duì)人口與居民消費(fèi)的關(guān)系，城鎮(zhèn)（農(nóng)村）居民各種收入與消費(fèi)之間的關(guān)系，居民（城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民）各種收入與消費(fèi)之間的關(guān)系，都進(jìn)行了理論和實(shí)證上的研究，借鑒消費(fèi)經(jīng)濟(jì)學(xué)理論中的人口指標(biāo)，構(gòu)建引入居民消費(fèi)函數(shù)模型， 構(gòu)建城鎮(zhèn)（農(nóng)村）居民消費(fèi)函數(shù)模型關(guān)系，利用我國(guó)人口年齡結(jié)構(gòu)等解釋變量

2、 的宏觀面板數(shù)據(jù)和時(shí)間序列數(shù)據(jù)對(duì)模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。關(guān)鍵字：消費(fèi)關(guān)系居民消費(fèi)率人均可支配收入.問(wèn)題的提由對(duì)消費(fèi)問(wèn)題的研究不僅是經(jīng)濟(jì)學(xué)研究的重要內(nèi)容，而且已成為國(guó)家宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控視野中的重要組成部分，而對(duì)于消費(fèi)者消費(fèi)支出水平的研究則是消費(fèi)問(wèn)題研究的核心.消費(fèi)函數(shù)正是基于對(duì)消費(fèi)支出水平的研究，反映消費(fèi)與收入之間的某種函數(shù)關(guān)系.從微觀角度來(lái)看，消費(fèi)函數(shù)是以個(gè)人為考察對(duì)象，研究個(gè)人消費(fèi)與個(gè)人可支配收入之間存在的某種量上的相關(guān)關(guān)系；而從宏觀角度來(lái)看，消費(fèi)函數(shù)則是基于整個(gè)國(guó)家（或地區(qū)）為考察對(duì)象，研究社會(huì)總消費(fèi)與社會(huì)總收入之間存在的某種量上的相關(guān)關(guān)系。自著名經(jīng)濟(jì)學(xué)家凱恩斯（Keynes, 1936）把消費(fèi)問(wèn)題

3、引入到宏觀經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域以來(lái)，消費(fèi)函數(shù)就成為研究消費(fèi)者行為的一個(gè)強(qiáng)有力的武器，消費(fèi)函數(shù)理論也成為經(jīng)濟(jì)學(xué)家們長(zhǎng)期關(guān)注和研究的熱門(mén)領(lǐng)域。中國(guó)已經(jīng)進(jìn)入經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的末期，隨著市場(chǎng)化、城市化和科學(xué)技術(shù)的不斷發(fā)展，我國(guó)經(jīng)濟(jì)獲得了飛速發(fā)展，然而伴隨著經(jīng)濟(jì)的高速增長(zhǎng)，我國(guó)居民消費(fèi)率卻呈現(xiàn)出長(zhǎng)期的下降趨勢(shì)。2000年之后，居民消費(fèi)率每年平均降幅更是達(dá)到了1. 39%.本文將以所在城市的數(shù)據(jù)， 對(duì)人口與居民消費(fèi)的關(guān)系，城鎮(zhèn)（農(nóng)村）居民各種收入與消費(fèi)之間的關(guān)系，居民（城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民）各種收入與消費(fèi)之間的關(guān)系，都進(jìn) 行了理論和實(shí)證上的研究，借鑒消費(fèi)經(jīng)濟(jì)學(xué)理論中的人口指標(biāo)，構(gòu)建引入居民消費(fèi)函數(shù)模型，構(gòu)建城鎮(zhèn)（農(nóng)村）居民消費(fèi)

4、函數(shù)模型關(guān)系，利用我國(guó)人口年齡結(jié)構(gòu)等解釋變量的宏觀面板數(shù)據(jù)和時(shí)間序列數(shù)據(jù)對(duì) 模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。經(jīng)濟(jì)學(xué)理論認(rèn)為，個(gè)人的消費(fèi)行為和儲(chǔ)蓄行為受很多因素的影響，本文將用校部分?jǐn)?shù)據(jù)對(duì)這些因素與消費(fèi)之間的關(guān)系進(jìn)行了解釋。美國(guó)經(jīng)濟(jì)學(xué)家莫迪利安尼 （Modigliani , 1954）的生命周期假說(shuō)（Life Cycle Hypothesis） 認(rèn)為，消費(fèi)者都是前瞻性的，他們將根據(jù)效用最大化原則。凱恩斯的 消費(fèi)和儲(chǔ)蓄理論（Keynes , 1936）是現(xiàn)代消費(fèi)理論的起點(diǎn)，其理論核心是儲(chǔ)蓄和消費(fèi)取決于可支配收入.這一理論是凱恩斯在就業(yè)、利息和貨幣通論中提出的，它以絕對(duì)收入假說(shuō)為基礎(chǔ)。Keynes認(rèn)為，在短期內(nèi)，

5、消費(fèi)者根據(jù)其現(xiàn)期收入水平的多少進(jìn)行消費(fèi)。隨著收入的增加，人們用于消費(fèi)的支出也會(huì)相應(yīng)增加，但消費(fèi)支出增加幅度小于收入增長(zhǎng)幅度，即邊際消費(fèi)傾。向小于1,換句話說(shuō)，就是隨著收入的增加，消費(fèi)者不是把更多的錢(qián)用于消費(fèi)而是用于儲(chǔ)蓄，從而造成投資乘數(shù)。的作用減弱，其消費(fèi)函數(shù)可以表示為：Ct= “ + 3 y1其中，Ct為現(xiàn)期消費(fèi)支出，常數(shù)項(xiàng)口為不依賴于收入的自發(fā)性消費(fèi)支出，Y1為消費(fèi)者現(xiàn)期可支配收入 3 （o 3 1）為邊際消費(fèi)傾向。凱思斯認(rèn)為，“無(wú)論從我們所知道的人類本性來(lái)看，還是從經(jīng)驗(yàn)中的具體事實(shí)來(lái)看，我們可以具有很大的信心來(lái)使用一條基本核心規(guī)律。這個(gè)規(guī)律就是邊際消費(fèi)傾向遞減規(guī)律，即模型中的3是遞減的，

6、Y越高，則3越小。凱恩斯的消費(fèi)函數(shù)理論首次從宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)角度將消費(fèi)支出與收入水 平聯(lián)系起來(lái)，為以后消費(fèi)函數(shù)的研究和發(fā)展指引了方向，但是絕對(duì)收入假說(shuō)也存在著根本性的缺陷，它僅考慮了現(xiàn)期收入對(duì)消費(fèi)支出的影響，分析的是短期消費(fèi)和即期收入的之間關(guān)系，把消費(fèi)者的消費(fèi)看作是一種“短視的”行為，追求的是現(xiàn)期預(yù)算約束下的效用最大化，而沒(méi)有考慮理性的消費(fèi)者會(huì)在其一生 時(shí)間內(nèi)的預(yù)算約束下最優(yōu)化自己的消費(fèi)路徑。更為重要的是，絕對(duì)收入假說(shuō)忽略了流動(dòng)性約束等現(xiàn)實(shí)因素的影響，因此難以對(duì)復(fù)雜的消費(fèi)問(wèn)題作出令人信服的解釋。二.變量的選擇分析通過(guò)以前的一些學(xué)者的經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，及其學(xué)過(guò)的知識(shí)我認(rèn)為居民的最終消費(fèi)支出主要與人口及人口年

7、齡、工資水平、居民儲(chǔ)蓄、可支配收入、消費(fèi)者支出、恩格爾系數(shù)、通貨膨脹率、收入分配、的影響。我國(guó)過(guò)去30年經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)的同時(shí)，居民消費(fèi)率卻呈現(xiàn)出長(zhǎng)期的下降趨勢(shì)。居民消費(fèi)率過(guò)低引起我國(guó) 有效消費(fèi)需求不足的問(wèn)題， 進(jìn)而可能影響我國(guó)經(jīng)濟(jì)持續(xù)平穩(wěn)發(fā)展。不可否認(rèn)，目前我國(guó)經(jīng)濟(jì)保持高速增長(zhǎng)的同時(shí)，也面臨著一些諸如經(jīng)濟(jì)發(fā)展可持續(xù)性等深層次結(jié)構(gòu)性問(wèn)題，我國(guó)居民消費(fèi)率過(guò)低問(wèn)題就是我國(guó)經(jīng)濟(jì)面臨的長(zhǎng)期結(jié)構(gòu)失衡問(wèn)題之一。從1978年到2009年，我國(guó)居民消費(fèi)率（當(dāng)期居民消費(fèi)占按支出法計(jì)算的當(dāng)期 GD用勺比重）不斷下降，牛I別是在 2000年之后，更是呈現(xiàn)出加速下滑的趨勢(shì)。本文將以所在城市的數(shù)據(jù)，對(duì)人口與居民消費(fèi)的關(guān)系，

8、城鎮(zhèn)（農(nóng)村）居民各種收入與消費(fèi)之間的關(guān) 系，居民（城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民）各種收入與消費(fèi)之間的關(guān)系，都進(jìn)行了理論和實(shí)證上的研究，借鑒消 費(fèi)經(jīng)濟(jì)學(xué)理論中的人口指標(biāo)，構(gòu)建引入居民消費(fèi)函數(shù)模型，構(gòu)建城鎮(zhèn)（農(nóng)村）居民消費(fèi)函數(shù)模型關(guān)系， 利用我國(guó)人口年齡結(jié)構(gòu)等解釋變量的宏觀面板數(shù)據(jù)和時(shí)間序列數(shù)據(jù)對(duì)模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。故以居民可支配收入、居民總消費(fèi)、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)、居民人口、地區(qū)居民總消費(fèi)解釋變量的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型。三.變量的設(shè)定和數(shù)據(jù)收集（一）變量的設(shè)定1.將居民可支配收入設(shè)為被解釋變量 x1;居民總消費(fèi)設(shè)為被解釋變量 y1;居民消費(fèi)指數(shù)設(shè)為被解 釋變量有y3;居民人口設(shè)為被解釋變量下 x3;農(nóng)村純收入設(shè)為被解

9、釋變量 x2;農(nóng)村總消費(fèi)設(shè)為被解釋 變量y2;農(nóng)村消費(fèi)指數(shù)設(shè)為被解釋變量 y4;農(nóng)村人口設(shè)為被解釋變量 x4;云南省人均消費(fèi)設(shè)為被解釋 變量x5（二）.數(shù)據(jù)收集城鎮(zhèn)農(nóng)村云南省人均消費(fèi)年份可支配收 入總消 費(fèi)城鎮(zhèn)人 口純收 入總消 費(fèi)農(nóng)村人 口云南省人均消費(fèi)X1Y1X3X2Y2X4X519954085.13448.3182110119812168.32414.35158762783199649784007.51857122912092184.12952.1006502536219975558.34537.11937137613182156.73354.8158444064519986042.85

10、032.71952138713122192.13579.971149910711999617949411991143875322013689.5269719015420006324.651859911479127132502610.576802490120016798525310661534133632212842.5500060642820027241582811271609138232063073.4512990699520037644602411641697140632123278.8626535789420048871683712411864157131753833.115594084

11、0720059266699713132042178931384172.95439398706200610070738013672250219631164635.35998639304200711496792214262634263730885433.65591050066200813250907714263103299130886309.467569339832009144241020214993369292530447017.379033237952010160651107415543953339830178070.55981120105201118576202251704472240002

12、9279819.5036082919520122107523000183154174561282811570.358471775120132323615156189761414744278913061.4232180965數(shù)據(jù)來(lái)源：中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒1995 2013 四.模型建立基于以上數(shù)據(jù)，建立模型Yi=C1+C2Xi+ 科科是隨機(jī)誤差項(xiàng)，i=1、2、3、4、5代表不同的解釋變量。由于經(jīng)濟(jì)中許多變量之間都有隱藏的表面看不到的相關(guān)性，經(jīng)濟(jì)中許多方面有些微妙的聯(lián)系，就如人們對(duì)某一產(chǎn)品的需求量會(huì)受到該產(chǎn)品價(jià)格，替代品價(jià)格，居民收入水平等因素影響又不能全部列入模型，就用隨即擾動(dòng)項(xiàng)表示。五.參數(shù)估計(jì)(一)

13、使用Evies軟件，運(yùn)用 OLS法估計(jì)模型：1、云南省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)估計(jì)模型Dependent Variable: Y1Method: Least SquaresDate: 06/16/15 Time: 13:05Sample: 1995 2013Included observations: 19VariableCoeffi cientStd Error t-StatisticProb.C-714.37131105.332-0.6462960.567X103733560.0925009 44164100000R-squared0.839841Mean dependeni var8532.943A

14、djusted R-squared0830420S D. dependent var5423.167S.E. of regression2233565Akaike info criterion18.35962Sum squared resid84787050Schwarz criterion18 45903Log livelihood*172,4164Hannan-Quinn enter.18.37644F-statistic89 14459Durbin-Watson stat1.709175Prob(F-statistic)0.000000(1)模型估計(jì)結(jié)果:Y1=-1878.203+1.0

15、15938X1t-Statistic (-0.646296) (9.441641)RA2=0.839841F=89.14459D.W. = 1.709175(2).經(jīng)濟(jì)意義從回歸結(jié)果看，在保持其他條件不變的條件下， 居民可支配收入每增加一個(gè)單位， 則城鎮(zhèn)居民可支配收 增加0.873356單位，當(dāng)城鎮(zhèn)居民人均可支配收入為 0時(shí)，表明城鎮(zhèn)居民的人均消費(fèi)的均 值為-714.3713單位。2、云南省城鎮(zhèn)農(nóng)村消費(fèi)估計(jì)模型Dependent Variable: Y2Method: Least SquaresDate: 06/16/15 Time: 18:19Sample: 1995 2013 includ

16、ed obser3tions: 19VariableCoefficientStd Error t-StatisticProb.C15460459B.340841.5721290.1343X20.8049510.03347024050020.0000R-squared0.971448Mean dependent var2198.929Adjusted R-sqjared0.969768S.D. dependentvar1239.714S.E. of regression215.5520Akaike info criterion13,68358Sum squared resid7E9S65.1Sc

17、hwarz criterion13,78300Log likelihood-127.9940Hannan-Quinn criter.1370041F-statistic5784032Durbin-Watson stat1.167018Pro bF-statistic)0,000000(1)模型估計(jì)結(jié)果：Y2=154.6045+0.804951X2t-Statistic (1.572129) (24.05002) RA2=0.971448F=578.4032 D.W. = 1.167018.經(jīng)濟(jì)意義從回歸結(jié)果看，在保持其他條件不變的條件下，居民可支配收入每增加一個(gè)單位，則農(nóng)村居民純收入增加0.8

18、04951單位，當(dāng)城鎮(zhèn)居民人均可支配收入為0時(shí)，表明城鎮(zhèn)居民的人均消費(fèi)的均值為154.6045單位。(二)全省居民01s法估計(jì)模型模型：X5=B1+B2X1+B3X2+B4X3+B5X4+1、回歸結(jié)果Dependent Variable; X5Method: Least SquaresDate: 06/16/15 Time: 1832Sample: 1995 2013Included observations: 19variableCoefficientStd. Eqt-StatisticProb.C44252。2976899-1.4865130.1593X1-0.0404770.123761

19、-0327D570.7435X22.0784260.3814985 4430720.0001X31 S824450 8162502 3062110.0369X40.71755207340140 9775730 3449R-squared0.999345Mean dependent jar5353683Adjusted R-squared0.999157S.D. dependentvar3170.562S.E. of regression9204037Akaike info criterion12 10328Sum squared resid1186013Schwarz criterion12

20、35181Log liKelihood-109.9811Hannan-Quinn criter.12,14534F-statistic5336,282Durbin-Wats on stat1467835Prob(F-statistic)0 OOOOQO2、模型結(jié)果X5=-4425.200-1.040477X1+2.078426X2+1.882445X3+0.717552X4t-Statistic (-1.486513) (-0.327057) (5.448072) (2.306211) (0.977573) RA2=0.999345F=5336.282 D.W. = 1.4678353、經(jīng)濟(jì)意

21、義從回歸結(jié)果看，在保持其他條件不變的條件下，居民可支配收入每增加一個(gè)單位，居民消費(fèi)支出將減少0.040477個(gè)單位；在保持其他變量不變的條件下，居民純收入每增加一個(gè)單位，居民消費(fèi)支出將 增加2.078426個(gè)單位；在其他條件不變的條件下，城鎮(zhèn)人口每增加一個(gè)單位，居民最終消費(fèi)支出將增 加1.882445個(gè)單位；在保持其他條件不變的條件下，農(nóng)村人口每變動(dòng)一個(gè)單位，消費(fèi)支出就同向變動(dòng) 0.717552個(gè)單位。3、統(tǒng)計(jì)檢測(cè)擬合優(yōu)度：由RA2=0.9993可知，方程的擬合程度很好F檢驗(yàn)：在顯著水平為 0.05上，在F分布表上查自由度為 k-1=4,n-k=14 的臨界值F (4, 14) =3.11 ,

22、 很明顯F=5336.282大于3.11 ,所以所有變量聯(lián)合起來(lái)對(duì)模型由顯著影響。T檢驗(yàn)：再顯著條件為0.05的情況下，查自由度為14的t分布表此時(shí)，t0.025 (14) =2.15,可見(jiàn)，x1, x4的t檢驗(yàn)不顯著，說(shuō)明可能存在多重共線性問(wèn)題。(三)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)1.多重共線性檢驗(yàn)第一步，選取 X1、X4即人均可支配收入作為初始回歸變量，則 X5與X1 X4的回歸方程為：Dependent Variable: X5Method: Least Squares Date: 06/16/15 Time: 18:54Sample: 1995 2013included observations: 1

23、9Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.C2948.356278 311810 57472O.OOQOX10.5781470.00759e76.095350.0000X4-1 3075730.101837-12839340.0000R*squared0.997293Mean d叩gndentva5353,633Adjusted R-squared0.99696。S.D. dependent var3170.562S.E. of regre ssion1748047Akaike info criterion13,30916Sum squ

24、aredesid4689071Schwarz criterion13,45828Log likelihood-1234370Hannan-Quinn criter.13,33439F-statistic2952796Durbin-Watson stat0.474544Prob(F-statistic)O.QOODOD第二步，在初始回歸方程中引入X2即純收入，則可以得出回歸方程:Dependent Variable: X5Method： Least SquaresDate: 06/16/15 Time: 18:56Sample 1995 2013Included observations: 19

25、VariableCoefficientStd. ErrorbStatisticProbC2429.08119T837612,662180.0000X10.2096620.0676423.0995870.0073X213583880.2487935.4599040.0001X4-0.9659200.QB7285-11.06633O.OOQOR-squared0999096Mean dependentvar53536g3Adjusted R-squared0998915S.D. dependent var3170562S.E. of regression1044535Akaike info cri

26、terion1232002Sum squared resid163658.0Schwarz citeicin12,51885Log livelihood*113,0402Hannan-Quinn criler.12,35367F-statistic5523 122Durbin-Watson stat0 810493Prob(F-statistic)0.000000可以看到擬合優(yōu)度提升，t值F值及其伴生概率都達(dá)到要求，所以該變量應(yīng)該保留。第三步，在初始回歸方程中引入X3即城鎮(zhèn)人口，則可以得出回歸方程：Dependent Variable: X5 Method: Least SquaresDate

27、: 06/16/15 Time: 18:57 Sample: 1995 2013Included aDsertions： 19VariableCoefficientStd. Errort*StatisticProb.C9088.3292808.6d93.2359580 0055X10.6293090.02428325 910330 0000X3-1.7569620800444-2 1949830.0443X4-27097930.645352-4 198947O.OOOBR-squared0997955Mean dependent var5353,683Adjusted R-squaredi0.

28、997546S D. dependentvar3170.562SE. 0fegP5s2n157.0666Akaike info criterion13 13588Sum squared resid3700487Schwarz criterion13,33471Log livelihood-120.7909Hannan-Quinn criter.13 16953statistic2439 372Durbin-Watson stat0.601830Prob (F-statistic)0000000可以看出，雖然擬合優(yōu)度稍有提升，但t值以及伴生概率都不達(dá)標(biāo)，因此因剔除 X3變量。綜上，對(duì)于該模型， X3是多余的，應(yīng)剔除。最終的居民消費(fèi)函數(shù)應(yīng)該是Y=f(X1,X2 , X4)為最優(yōu),擬合結(jié)果如下：Dependent Variable: X5Method Least SquaresDate: 06/16115 Time: 1856Sample 1995 2013Included observations: