居民消費與經(jīng)濟增長

居民消費與經(jīng)濟增長第一頁，共三十三頁，2022年，8月28日宏觀經(jīng)濟運行模擬分析綜合實訓組織策劃

第三組

組織分工實驗數(shù)據(jù)收集與整理：田婷、廖彬堰數(shù)據(jù)處理與分析：胡瑾（組長）、程文參考文獻搜集與整理：全體組員報告撰寫：周娟、周桃報告校正與PPT制作：李湛嬌（組長）、王娟第二頁，共三十三頁，2022年，8月28日一、理論回顧（一）消費理論：居民消費是指常住住戶對貨物和服務(wù)的全部最終消費支出。

另：相關(guān)學說代表：1、收入決定消費理論2、相對收入消費理論3、生命周期消費理論4、永久收入消費理論第三頁，共三十三頁，2022年，8月28日二、理論分析整個居民消費如何影響經(jīng)濟增長

居民消費與經(jīng)濟增長之間相互促進，相互影響。居民消費對經(jīng)濟增長的拉動作用直接作用間接作用提高居民消費可以直接刺激經(jīng)濟增長增加居民消費來拉動其他變量發(fā)生變化，從而拉動經(jīng)濟增長。第四頁，共三十三頁，2022年，8月28日延伸：

投資需求是一種中間需求，只有把投資建立在消費的基礎(chǔ)上，才能共同拉動內(nèi)需，為經(jīng)濟增長創(chuàng)造更好的條件。投資的擴張就等同于居民消費的擴張，可以通過增加居民消費直接或間接的拉動經(jīng)濟增長。第五頁，共三十三頁，2022年，8月28日

當經(jīng)濟處于過熱增長時，邊際消費傾向遞減使得居民消費下降，當經(jīng)濟處于蕭條時期時，居民消費下降也不是特別大，這樣消費既可以起到防止經(jīng)濟滑坡，又可以起到抑制經(jīng)濟增長過快的功能。第六頁，共三十三頁，2022年，8月28日三、居民消費對經(jīng)濟增長影響的實證分析本文的實際分析公式是：國內(nèi)生產(chǎn)總值=總投資+居民消費+政府購買，即:GDP=I+C+G（GDP—國內(nèi)生產(chǎn)總值，其中：I—總投資，C—居民消費，G—政府購買）第七頁，共三十三頁，2022年，8月28日圖一

1997-2009最終消費支出不僅呈不斷上升的趨勢，而且占據(jù)著很大的份額。

第八頁，共三十三頁，2022年，8月28日圖二圖三居民消費C和宏觀經(jīng)濟指標GDP呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，C越大越能促進國民經(jīng)濟的增長。從量化的角度來看，圖二和圖三顯示：當居民消費額每增加1億元，就會導致國內(nèi)生產(chǎn)總值平均增長2。2538億元；而當投資同樣增加1億元，GDP增加2.0742億元。

第九頁，共三十三頁，2022年，8月28日四、具體居民消費與經(jīng)濟增長的實證分析1、說明各類居民消費對經(jīng)濟增長的重要性（1）用相關(guān)系數(shù)說明重要性消費性支出食品衣著居住家庭設(shè)備用品及服務(wù)醫(yī)療保障交通和通信教育文化娛樂服務(wù)其他商品和服務(wù)農(nóng)村Pearson相關(guān)系數(shù)1.000.980.980.990.970.990.950.760.91農(nóng)村Kendall'stau_b0.940.700.730.960.621.001.000.730.83農(nóng)村Spearman'srho0.990.810.840.990.741.001.000.820.92城鎮(zhèn)Pearson相關(guān)系數(shù).995**.996**.993**.913**.937**.859**.978**.905**.943**城鎮(zhèn)Kendall'stau_b1.000**.962**.867**.829**.752**.924**.943**.886**.790**城鎮(zhèn)Spearman'srho1.000**.989**.943**.904**.904**.975**.979**.957**.896**表3-1GDP與消費性支出各項的相關(guān)系數(shù)第十頁，共三十三頁，2022年，8月28日（2）特例說明教育文化娛樂服務(wù)的重要性

GDP隨著教育文化娛樂服務(wù)的投入增加而增加，相關(guān)系數(shù)相對小一點，即教育文化娛樂服務(wù)對經(jīng)濟增長的直接影響稍微小一點，但教育文化娛樂服務(wù)對經(jīng)濟存在間接的影響，所以在分析中也不能剔除其對GDP的影響。第十一頁，共三十三頁，2022年，8月28日2、居民消費對經(jīng)濟增長的回歸模型

對國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP和居民最終消費C兩個時間序列分別取對數(shù)（見附錄一）,使之趨于平穩(wěn)。

圖21995-2009年GDP值的折線圖第十二頁，共三十三頁，2022年，8月28日GDP、城鎮(zhèn)居民消費和農(nóng)村居民消費隨著年份的增長都有明顯的上升趨勢，說明該三個時間序列數(shù)據(jù)不平穩(wěn)，不能直接運用單方程模型進行回歸分析，否則會導致“偽回歸”。

圖三1995-2009年農(nóng)村與城鎮(zhèn)消費性支出的折線圖第十三頁，共三十三頁，2022年，8月28日表1-1農(nóng)村居民消費回歸統(tǒng)計ModelSummarybModelRRSquareAdjustedRSquareStd.ErroroftheEstimateChangeStatisticsDurbin-WatsonRSquareChangeFChangedf1df2Sig.FChange1.990a.979.978.05158.979618.432113.000.544a.Predictors:(Constant),lnGDPb.DependentVariable:ln農(nóng)村第十四頁，共三十三頁，2022年，8月28日表1-2農(nóng)村居民消費系數(shù)分析CoefficientsaModelUnstandardizedCoefficientsStandardizedCoefficientstSig.BStd.ErrorBeta1(Constant).191.300.636.536lnGDP.631.025.99024.868.000第十五頁，共三十三頁，2022年，8月28日圖農(nóng)村消費性支出與GDP回歸模型的殘差圖第十六頁，共三十三頁，2022年，8月28日根據(jù)調(diào)整后的GDP與農(nóng)村消費性支出的數(shù)據(jù)，使用普通最小二乘法估計GDP模型得：

（1）第十七頁，共三十三頁，2022年，8月28日從表1-2可以看出，常熟C顯著通不過檢驗。此外，由于DW檢驗值為0.544，根據(jù)樣本容量n和解釋變量的數(shù)目k（不包括常熟項），查DW分布表，可得臨界值和，因為DW<,說明存在正相關(guān)。這一點也可以從殘差圖中也可以看出。我們通過廣義差分法來消除自相關(guān)。由模型式(1)可得殘差序列，使用進行滯后一期的自回歸，可得回歸方程：由式(2)可知，對原模型進行廣義差分，得到廣義差分方程（2）（3）第十八頁，共三十三頁，2022年，8月28日用Eview計算可得如下所示結(jié)果：表1-3修正自相關(guān)后農(nóng)村消費性支出與GDP的回歸模型DependentVariable:Y1-0.7548*Y1(-1)Method:LeastSquaresDate:11/01/11Time:15:09Sample(adjusted):19962009Includedobservations:14afteradjustmentsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C-0.2126310.197229-1.0780900.3022X-0.7548*X(-1)0.7176790.06558810.942280.0000R-squared0.908907

Meandependentvar1.943081AdjustedR-squared0.901316

S.D.dependentvar0.111316S.E.ofregression0.034969

Akaikeinfocriterion-3.737156Sumsquaredresid0.014674

Schwarzcriterion-3.645862Loglikelihood28.16009

F-statistic119.7335Durbin-Watsonstat1.252521

Prob(F-statistic)0.000000第十九頁，共三十三頁，2022年，8月28日從上表可以看出，常數(shù)C在70%的置信水平下基本可以通過檢驗，DW也不存在明顯的相關(guān)性，此時模型可用。具體模型如下：第二十頁，共三十三頁，2022年，8月28日表2-1城鎮(zhèn)居民消費回歸統(tǒng)計ModelSummarybModelRRSquareAdjustedRSquareStd.ErroroftheEstimateChangeStatisticsDurbin-WatsonRSquareChangeFChangedf1df2Sig.FChange1.998a.996.996.02648.9963143.64113.000.767a.Predictors:(Constant),lnGDPb.DependentVariable:ln城鎮(zhèn)第二十一頁，共三十三頁，2022年，8月28日表2-2城鎮(zhèn)居民消費系數(shù)分析CoefficientsaModelUnstandardizedCoefficientsStandardizedCoefficientstSig.BStd.ErrorBeta1(Constant).107.154.696.499lnGDP.730.013.99856.068.000a.DependentVariable:ln城鎮(zhèn)第二十二頁，共三十三頁，2022年，8月28日圖2城鎮(zhèn)消費性支出與GDP回歸模型的殘差圖第二十三頁，共三十三頁，2022年，8月28日根據(jù)調(diào)整后的GDP與城鎮(zhèn)消費性支出的數(shù)據(jù)，使用普通最小二乘法估計GDP模型得：(4)由于DW檢驗值為0.767，通過查DW分布表，可得臨界值和，因為DW<,說明存在正相關(guān)。這一點也可以從殘差圖中也可以看出。我們通過廣義差分法來消除自相關(guān)。由模型式(4)可得殘差序列，使用進行滯后一期的自回歸，可得回歸方程：第二十四頁，共三十三頁，2022年，8月28日(5)由式(5)可知,對原模型進行廣義差分，得到廣義差分方程用Eviews計算可得如下所示結(jié)果：表2-3修正自相關(guān)后城鎮(zhèn)消費性支出與GDP的回歸模型第二十五頁，共三十三頁，2022年，8月28日DependentVariable:Y2-0.6148*Y2(-1)Method:LeastSquaresDate:11/01/11Time:15:13Sample(adjusted):19962009Includedobservations:14afteradjustmentsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C0.0892550.1289480.6921790.5020X-0.6148*X(-1)0.7197410.02770625.978020.0000R-squared0.982529

Meandependentvar3.435714AdjustedR-squared0.981073

S.D.dependentvar0.156682S.E.ofregression0.021556

Akaikeinfocriterion-4.704805Sumsquaredresid0.005576

Schwarzcriterion-4.613511Loglikelihood34.93363

F-statistic674.8576Durbin-Watsonstat1.852556

Prob(F-statistic)0.000000第二十六頁，共三十三頁，2022年，8月28日從上表可以看出，常數(shù)C能通過的置信水平很低，不能通過t值顯著性檢，所以剔除常數(shù)因素再做回歸分析。剔除常后用Eviews計算可得如下所示結(jié)果：DependentVariable:Y2-0.6148*Y2(-1)Method:LeastSquaresDate:11/01/11Time:15:24Sample(adjusted):19962009Includedobservations:14afteradjustmentsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

X-0.6148*X(-1)0.7388990.001213609.27510.0000R-squared0.981832

Meandependentvar3.435714AdjustedR-squared0.981832

S.D.dependentvar0.156682S.E.ofregression0.021119

Akaikeinfocriterion-4.808512Sumsquaredresid0.005798

Schwarzcriterion-4.762865Loglikelihood34.65959

Durbin-Watsonstat1.801779表2-4修正自相關(guān)后城鎮(zhèn)消費性支出與GDP的回歸模型第二十七頁，共三十三頁，2022年，8月28日從上表的可決系數(shù)可以看出，回歸模型的模擬效果很好，從，，說明模型通