我國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出結(jié)構(gòu)的研究

計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)論文論文題目：我國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出結(jié)構(gòu)的研究論文題目：我國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出結(jié)構(gòu)的研究學(xué)號：姓名學(xué)科專業(yè)指導(dǎo)教師我國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出結(jié)構(gòu)的研究一、問題的提出改革開放以來，中國經(jīng)濟(jì)高漲，,對城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出影響最大的當(dāng)屬交通通信，住房、醫(yī)療保健和教育文化的支出。其中被稱為“三高”的教育、醫(yī)療、住房支出占居民總消費(fèi)支出的比重不斷擴(kuò)大，導(dǎo)致居民用于其他方面的消費(fèi)受到一定抑制。同時，隨著人們生活水平的日漸提高以及各項(xiàng)交通通信技術(shù)的進(jìn)步，城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)重點(diǎn)已從基本生活消費(fèi)品轉(zhuǎn)向了以住、行為代表的新型消費(fèi)領(lǐng)域，而交通通信費(fèi)用的增長速度尤為突出！在科技的不斷進(jìn)步下，隨著居民收入水平的提高及電子通訊、家用汽車價格的下調(diào)，移動電話及家用汽車己成為我國近幾年形成的新消費(fèi)熱點(diǎn)之一。從趨勢上看，這方面的消費(fèi)需求將會持續(xù)旺盛。近年來，很多學(xué)者在分別對教育、住房、醫(yī)療對消費(fèi)的擠出方面做出了深入的研究。李培林指出，今年國家針對房地產(chǎn)行業(yè)的宏觀調(diào)控力度加大，但是全國居住價格水平仍然上漲5.6%，遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于通貨膨脹率；家庭教育支出的平均增長也幾倍于收入的平均增長；百姓對醫(yī)療領(lǐng)域向盈利方面的轉(zhuǎn)化開始強(qiáng)烈不滿。教育、醫(yī)療和住房三方面支出的過快增長，完全打亂了正常的家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)。在本文站在前人的基礎(chǔ)上，引用計(jì)量的方法，將三者綜合起來對消費(fèi)的擠出效應(yīng)進(jìn)行探討，作者認(rèn)為，在我國經(jīng)濟(jì)飛速發(fā)展的過程中，交通通信的消費(fèi)增長速度，并不亞于其他三者，因而本文將交通通信引入該項(xiàng)目的實(shí)證研究分析。二、理論綜述消費(fèi)的擠出效應(yīng)，就是指在消費(fèi)收入一定的情況下，某項(xiàng)消費(fèi)支出的增加必然會導(dǎo)致其他消費(fèi)支出下降。居民的家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)是指居民用于消費(fèi)的各個組成部分，如住房消費(fèi)支出、子女教育消費(fèi)支出、家庭人口醫(yī)療消費(fèi)支出、日常生活用品消費(fèi)支出、旅游娛樂消費(fèi)支出、交通消費(fèi)支出，等等。住戶調(diào)查資料顯示，在八大類消費(fèi)支出中，城鄉(xiāng)居民用于教育、醫(yī)療、住房，交通通信等項(xiàng)目的支出增長很快，而用于衣著、家庭設(shè)備、雜項(xiàng)商品等輕紡工業(yè)品的支出大幅度下降。其主要原因就是因?yàn)榻逃⒆》?、醫(yī)療和交通通信等費(fèi)用支出過高，擠占了居民對其他方面的消費(fèi)支出。在這里，為研究方便，把中國當(dāng)前的消費(fèi)結(jié)構(gòu)分為住房消費(fèi)支出，醫(yī)療消費(fèi)支出，教育消費(fèi)支出，交通通信消費(fèi)支出和其他消費(fèi)支出五大部分。由于我國消費(fèi)結(jié)構(gòu)的快速轉(zhuǎn)變，隨著住房，醫(yī)療，教育，交通通信商品或服務(wù)的價格的提高，會大大增加居民在這些商品或服務(wù)上的消費(fèi)費(fèi)用，而在短時期內(nèi)，居民的收人水平相對不變，這必然迫使居民減少對這三種商品或服務(wù)以外的商品或服務(wù)的消費(fèi)。在這里提取1991年和2006年城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出結(jié)構(gòu)的數(shù)據(jù)簡單進(jìn)行比較：消費(fèi)支出結(jié)家庭設(shè)備醫(yī)療保健交通通信教育構(gòu)（％）艮口口衣著文化居住雜項(xiàng)1991年53.8213.739.622.211.353.875.984.922006年35.7810.375.737.1413.1913.8310.403.56數(shù)據(jù)來源:1991年和2006年的統(tǒng)計(jì)年鑒）可以看出，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的急劇轉(zhuǎn)型。其食品消費(fèi)顯著下降，由原來91年全部消費(fèi)比例的53.82%下降到06年的35.78。而醫(yī)療，教育，居住，交通通信所占的比例顯著上升，其中交通通信上升的比例最為迅速，因而將其列入消費(fèi)的擠出效應(yīng)研究。三、模型設(shè)定研究教育，醫(yī)療，住房和交通通信對其他消費(fèi)的擠出效應(yīng)的關(guān)系，需要考慮以下幾個方面：（1）影響因素的分析首先，高速增長的教育消費(fèi)。主要表現(xiàn)在居民教育支出猛增，教育占消費(fèi)支出的比重迅速擴(kuò)大；各種擇校費(fèi)、贊助費(fèi)早已司空見慣；不合理收費(fèi)屢禁不止，“高價教育”越來越高；教育費(fèi)用與居民承受能力矛盾突出。其次，高價住房。城鎮(zhèn)居民在住房消費(fèi)方面的支出也在不斷增大，居住質(zhì)量、居住條件改善在居民提高生活消費(fèi)水平的目標(biāo)中始終占有重要的地位。目前住房正逐步向樓層更高和面積更大的防線發(fā)展，少數(shù)富裕戶的住房已向別墅式發(fā)展。由于預(yù)期房地產(chǎn)價格將會繼續(xù)大幅上升，許多家庭抑制其他消費(fèi)，以積攢首付款和支付月供款。過高的首付款和月供支出明顯擠出了工薪階層的消費(fèi)需求，絕大多數(shù)購房者紛紛削減了其他消費(fèi)。因此，住房價格居高不下，已成為擠占我國城鎮(zhèn)居民其他消費(fèi)的重要原因。再次，高價的醫(yī)療費(fèi)用。這個主要表現(xiàn)按在醫(yī)療亂收費(fèi)問題屢禁不止；藥價仍居高不下；醫(yī)療收費(fèi)超過多數(shù)市民的承受能力；不少城鎮(zhèn)居民無醫(yī)療保障。因而，高醫(yī)療也是對居民其他消費(fèi)的一種擠出效應(yīng)。最后，交通通信費(fèi)用的急速增長。在交通通訊消費(fèi)支出中,包括固定電話費(fèi)、移動電話費(fèi)和上網(wǎng)費(fèi)在內(nèi)的通訊費(fèi)用開支比例迅速上升。隨著交通通訊設(shè)施的快速發(fā)展和交通、通訊工具的大幅降價，我國城鎮(zhèn)居民交通、通訊費(fèi)用支出呈現(xiàn)增加態(tài)勢。這表明交通、通訊消費(fèi)快速增長已成為今年居民生活消費(fèi)的熱點(diǎn)，它的增長使人們與外界的交流更加密切、方便、及時。（2）數(shù)據(jù)的選擇由于本篇考察的目的是研究“三高”與交通通訊的消費(fèi)支出增長對其他項(xiàng)目消費(fèi)的擠出效應(yīng)?？紤]到截面數(shù)據(jù)不能很好地反應(yīng)近些年消費(fèi)增長的變化以及結(jié)構(gòu)消費(fèi)的轉(zhuǎn)型情況，本項(xiàng)目采用的是時間序列數(shù)據(jù)來進(jìn)行實(shí)證研究分析的?？紤]到時間采集的困難，本項(xiàng)目選擇的數(shù)據(jù)為1995年到2006年的中國統(tǒng)計(jì)年鑒數(shù)據(jù)。四、數(shù)據(jù)的搜集由于數(shù)據(jù)采集的困難，本文搜集了1995年到2006年的數(shù)據(jù)如下表t=(49.79285)t=(49.79285)(52.53952YXIX2X3X419953537.56171.01110.11312.71250.1819963919?46199?12143?28374?95300?8519974158.64232.9179.68448.38358.6419984331?62257?15205?16499?39408?3919994615.92310.55245.59567.05453.9920004997.99395.01318.07627.82500.4920015303.99457.02343.23690547.9620026030626.04430.08902.28S24.3S20036510.97721.13475.98934.38699.3920047182.1843.62528.151032.8733.5320057942?86996?72600?851097?46808?6620068696.551147.12620.541203.03904.19資料來源：1996年-2007年中國統(tǒng)計(jì)年鑒）Y為1995年-2006年城鎮(zhèn)居民總平均消費(fèi)支出XI,X2,X3,X4分別為各年的交通通信，醫(yī)療保健，教育文化,居住的消費(fèi)支出情況。五、模型的估計(jì)與調(diào)整由于本文在很大程度上是對交通通信對消費(fèi)支出假設(shè)進(jìn)行實(shí)證分析，所以先將Y對交通通信X1進(jìn)行回歸，判斷是否有設(shè)定誤差。VariableCoefficientStd.Err&rt-StatisticPr&b.C2941.S4659.0S17049.Z&2850.0000X15.022581009559G52.539520.0000R.-sqLiare<j0.9&&390Meandependentvar6602.722Adjust&dR-squared0996029S.□.dependentvar1672.542S.E.ofregr&SEic-n105.3969Akaike-infocriterion12.30436Sumsquaredresid111085.1Schwarz-criterio-n12.38517Loglikelihood-71.?2613F-statistic2760.402Durbin-Watsonstat0.783173Prob(F-statisti-G}oaoooooY=2941.846+5.022581X1+se=(59.08170)(0.095596)22R=0.996390DW=0.783173F=2760.402由DW的統(tǒng)計(jì)量表明，存在正的自相關(guān)，對n=12,k=1,5%的德賓一沃森d統(tǒng)計(jì)量的臨界值為dL=0.971,du=l?331,DW〈dL,表明存在顯著的遺漏變量,校正如下。1，總消費(fèi)支出對交通通信，醫(yī)療保健，教育文化，居住的回歸于是將X1—X4均列入模型進(jìn)行回歸分析，并將方程式設(shè)定為：Y=C+C1X1+C2X2+C3X3+C4X4+UEviews的最小二乘計(jì)算結(jié)果見下表。Variable-CoefficientStd.Erro-rt-StatisticProb.C24G1.G121S7.0S1&13.157960.0000X14.007780□4027499.&S10G10.0000X2-0.44&3971.576799-02831030.7S63X3-07&364S□.9631S0-07920370.4-539X43.1447341.1574772.71688S0.0299R-squar&d0.99SG75Meande-pendentvar5602.722AdjlistedR-squared0.997917S.D.dependentvar1&72.642SEofregression7&.33035Akaikeinfo■criterion11.S0236Sumsquaredresid40784.26Schwarr-Griterion12.00440Loglike-lihocwd-65.81413F-statistic1316.767Durbin-Watsonstat1.7974-31Prot>[F-statisti匚）0.000000由圖表看出，可決系數(shù)非常高，而C2,X3的t值不顯著，可以推測出現(xiàn)該模型出現(xiàn)了嚴(yán)重的多重共線性。對所有變量進(jìn)行相關(guān)性檢測，得到下圖：CorrelationF.lstrix.X1X2X3X4X11.000000098404609834130982615X209840461.00000309969210994031X30.9334130.9959211.0000000.994501X40982615099403109945011000000證明的確出現(xiàn)了嚴(yán)重的相關(guān)性。采用逐步回歸的方法來解決多重共線性的問題。先對變量逐個進(jìn)行回歸，可得XI的可決系數(shù)最大，于是，在保留交通通信X1變量的情況下，依次加入其他變量，同時，在保持t值顯著的情況下，可決系數(shù)均有所提高，其中加入X4的可決系數(shù)最大，將其保留。而加入的其他變量，雖然可決系數(shù)有所提高，但是其相應(yīng)的t值卻不顯著。因此得到回歸如下圖Variab-leCoelficientStd.Erro-rt-StatisticProb.C2507.419136.684&18.344520.0000X13.8327380.362880105620000000X41.93S72B0.S8099&33369C300007R-squared0.99S387Meandependent^ar5602.722AdjustedR-squared0.99S028S.D.d&pendentvar1E-72.642S.E.ofregression74.27&Z5Akaikeinfocriterion11.&&579Sumsquar&dresid49&53.33SchwarzcriteriQii11.70702Loglikelihood?99+75F-statistic2784.591Durbin-Watsonstat1.174749Prob[F-statistic)0000000可以看出，可決系數(shù)很高，t值也很顯著。這也證實(shí)了作者先前的假設(shè)，說明交通通信在居民消費(fèi)中所占的比重是很大的。于是得出如下回歸模型：Y=2507.419+3.832738X1+1.938726X4---(1)t=(18.34452)(10.56200)(3.336903)R2=0.998387F=2784.591DW=1.174749說明居民消費(fèi)支出受交通通信和住房的影響。2，異方差YA7HitYA7HitaI~Qtnriz3=l-cQ4zla=tii=it^'"T"o=±F-EitlSitISitic■Ofcis"F-EitlSitISitic■Ofcis"R-=匸|LJE3i~uid10300Z-IJ2!527!TaS-1BZKSaL廠口b-C：Hi-Si=|u=3ri=（.5>k>le-HE0匸…2日l_lZ3「=-=Timm厲□-N21Tee=t=三<qustIok>le-HE0匸…2日l_lZ3「=-=Timm厲□-N21IVI=tHqcdl_c=3=tSOstee/O7Ssm|z?lEa1935.2O□SInoIljdeot>e=er^stlone.1WXXari=3l=rlu匸口ufflujuli七StXXari=3l=rlu匸口ufflujuli七StcdSrrart-Stzati=tiuLrattUX1?2-X-4>：4叫：2-i57"SSS3-TO.63^1S3一匸I-420339口曰夕曰孑刁（S-13&9SSS-O1931as3丁―3S18SBO.OZSBO-4A72-S-4T3^-35S!a39&4974O93-11丘經(jīng)巧自曰1-O.-2I51BT-d-□&S77O&□&3SHIS-o3^-s^es--□iagassR.-eciu9redcdjlj=tc1=1R.-=i=|ljar=cdSEofr&-grm9sionSljm=cqljsamizlra=idI—o^l11l<e11HioodDljrlo-in-Wsteonstst0711口-4B3^1233306-r1O_^113S2&O9-47aIVlegin-d■=■p?en-c^■=■ntveirSOidupuncd=nt70rAksiil-c&iofo-oriterion曰匸Lii~nritnriorrR-et曰11e：tIcF1rok>CF-mtatiM13T-4saags3G1e日石2TO1a53^1-55q65SO3□10300Z因?yàn)橛薪徊骓?xiàng)，所以有5個變量在此處用white檢驗(yàn)，得出n*Rj=8.618768,查自由在a=0.05下，查xJ卡方分布表，得出x（5）=11.0705〉n*Rj，不能拒絕原假設(shè)，說明模型不存在異方差。3，自相關(guān)檢驗(yàn)：由回歸模型（1）可知DW=1.174749.對樣本量為12，兩個解釋變量的模型，5%顯著水平，查DW統(tǒng)計(jì)表課知，DL=0.812,DU=1.579.可以看出該模型不存在自相關(guān)。4，協(xié)整檢驗(yàn)由于所用數(shù)據(jù)為時間序列數(shù)據(jù)，需要檢驗(yàn)其平穩(wěn)性，并用EG兩步法考察它們之間是否存在協(xié)整關(guān)系。對序列Y，X1,X4分別進(jìn)行單位根檢驗(yàn)如下圖：t~S電whimi:ic：Prota"Aupm召口1日TDickey-Fk?il^risiic；-jooooTestcriticalvaluer1歸levelE^4lev^TO%Tol■42S7O73-3-27^7^76D（Y,1）t-Sta；tisticFTpkh."-AucamieniSedDickev-Fullerteststatistic：42S3S1S10000Testcriticalvalues1-K>tevel-4?00056-3175352D(X1,1)t-StatisticProb*Auame-ntedDickev-Fullerteststatistic3142937Q9&99Testcriticalvalues1%levelEsv^I2%levelY42D595-3-2.771129D(X4,l)從回歸的結(jié)果看。在1%,5%,10%三個顯著性水平下，觀察單位根檢驗(yàn)的Mackinnon臨界值與相應(yīng)的t統(tǒng)計(jì)量化，可以看到Y(jié),X1,X4的t統(tǒng)計(jì)值均大于各自相應(yīng)的相應(yīng)根臨界值，所以Y,X1,X4均為非平穩(wěn)序列。協(xié)整檢驗(yàn)：分別對Y,X1,X4進(jìn)行一階差分，二階差分檢驗(yàn)。可知3個序列在一階差分時仍然都存在單位根。二階差分如下圖所示：t-StatisticProb"Ajj口mente-dDickev-Fullerte-ststatistices-tcriticalvalues:H懾level-45S26435%level-332056&10%level-28013&4D(Y,2)t-&tatisticProb'Au口mentedDiekey-^ullersialistie424113SOO1S3Testcriticalvalues：13SI&vel自％level10*Xflevel-A502648-3320969-28C138J-D(X1,2)t-StatisticProt>*Auomente-dCickey-Fullertaststatistic-4.7549840.0082Testcritics1values:1%level5%level10%fevel-4.682648-3.320969-2.801384D(X4,2)觀察各自的t檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)值，Y,X1,X4在5%,10%的顯著性水平下均能通過檢驗(yàn)，