居民消费水平模型及分析

1、题目：中国居民消费水平模型及分析姓名：钱增兴学号：200710901109专业：信息管理与信息技术中国居民论文消提交费时间：水2010平年6模月17型日及分析【摘要】：消费作为社会再生产的终点和起点，对于实现社会再生产的良性循环促进国民经济的持续发展具有决定性作用。要刺激消费、扩大内需，必须找出影响居民消费水平的关键因素，才能对症下药。文章采取经验回归法，根据经验实验性的给出影响居民消费水平的关键因素，然后采用经济计量学计算出各个解释变量系数。建立了中国居民消费水平计量模型对此进行分析。【关键词】：居民消费水平居民可支配收入恩格尔系数消费物价指数一、综述宏观经济学中对居民消费行为的研究主要传统

2、理论有凯恩斯的绝对收入假说，杜森贝利相对收入假说，莫迪里安尼的生命周期假说等。这些消费理论从不同角度论证了收入对消费的影响。我赞同收入的确是影响消费水平的最重要因素这个观点，但是其他因素（比如物价水平、收入分配的公平性、利率、人口结构等）也从不同的方面影响着居民消费水平。本文在构建居民消费水平模型时除选取常规因素外还综合考虑了农村居民收入和物价水平对居民消费水平的影响。二、影响因素的选择在现实生活中,影响消费的因素很多,如收入水平、商品价格水平、利率水平、收入分配状况、消费者偏好、家庭财产状况、消费信贷状况、消费者年龄构成、制度、风俗习惯等等。但考虑到样本数据的可收集性和我国经济的实际情况,选

3、择以下因素决定消费。日常观察和统计研究都表明,当前可支配收入水平是决定一个国家消费的核心因素,因此人均可支配收入的入选毫无疑问;人均GDP是衡量一个国家经济实力,也是世界银行划分高收入、中等收入、低收入国家的主要标志，一般来说，人均GDP高的国家,表明该国经济实力强，人民消费水平高，由此选择了人均GDP。物价水平当全社会的消费品和劳务的价格水平上升或下降，消费者可以将其收入在物品和劳务上用得多些或少些，来对物价水平的变动做出反应。两者之间是根据各方面的资料表明，中国居民消费水平与国内生产总值、城镇居民家庭人均可支配收入、农村居民家庭人均可支配收入、消费物价指数这7个指标有关,故以下工作主要从这

4、几方面入手。并初步建立多元线性回归模型，Y=P+PX+PX+PX+PX+PX+PX+PX+卩，其中：011223344556677Y:居民消费水平（元）X1:国内生产总值（亿元）X2:城镇居民家庭人均可支配收入（元）X3:城镇居民家庭恩格尔系数（%）X4:农村居民家庭人均可支配收入（元）X5:农村居民家庭恩格尔系数（元）X6:物价水平表1：数据年份居民消费水平（元）国内生产总值（亿元）城镇居民家庭人均可支配收入（元）城镇居民家庭恩格尔系数（%）农村居民家庭人均可支配收入（元）农村居民家庭恩格尔系数（元）基尼系数社会保障基金支出（亿元）YX1X2X3X4X5X6X71995年2355607944

5、28350.11577.758.60.3794877.11996年278971177483848.81926.156.30.37281082.41997年300278973516046.62090.155.10.35981339.21998年315984402542544.72162.053.40.39181636.91999年334689677585442.12210.352.60.40432108.12000年363299215628039.42253.449.10.40112385.62001年3869109655685938.22366.447.70.43372748.02002年41

6、06120333770237.72475.646.20.45123471.52003年4411135823847237.12622.245.60.4584016.420044925159878942137.72936.447.20.474627.4年2005年54631832171049336.73254.945.50.4835400.82006年61382119231175935.83587.043.00.4966477.4三、数据的搜集数据均来自中国统计年鉴，真实可靠。四、模型的初步建立建立多元线性回归模型Y=p+PX+PX+PX+PX+PX+PX+PX+p011223344556677参

7、数估计表2：初步LOS估计DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:10/15/09Time:15:42Sample:19952006Includedobservations:12VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C2761.624697.08733.9616620.0167X10.0173020.0046583.7144380.0206X2-0.0116560.121732-0.0957500.9283X3-17.1222211.59346-1.4768860.2138X40.4515570.1

8、570162.8758600.0452X5-18.4121513.09339-1.4062170.2324X6-398.98641150.337-0.3468430.7462X7-0.0273370.133054-0.2054540.8472R-squared0.999783Meandependentvar3932.917AdjustedR-squared0.999404S.D.dependentvar1134.153S.E.ofregression27.68841Akaikeinfocriterion9.714626Sumsquaredresid3066.591Schwarzcriterio

9、n10.03790Loglikelihood-50.28775F-statistic2636.014Durbin-Watsonstat2.579752Prob(F-statistic)0.000000用最小二乘法估计结果模型为Y=2761-624+0-0173O2X1-0-011656X2-17-12222X3+0-451557X4-18-41215X5+-3989864X6-0.027337X7五、模型的检验1经济意义检验:模型初步估计结果显示，居民消费水平（Y）受国内生产总值（XI）的正向影响，且影响较为显著，符合经济意义。而参数估计结果中，城镇居民家庭人均可支配收入（X2）,社会保障基金

10、支出（X7）的系数估计结果为负，不符合经济意义，并且受城镇居民家庭人均可支配收入（X2）以及城镇居民家庭恩格尔系数（X3）农村居民家庭恩格尔系数（X5）,基尼系数（X6）,社会保障基金支出（X7）的影响不显著，可能是多重共线影响所致因而有待进一步分析和检验.2统计检验:从估计的结果可以看出，模型的可决系数为0.999783，模型拟合情况看起来很理想，但是很可能是由于多重共线性导致。在给定显著水平a=0.05的情况下，解释变量XI和X4的t统计量的值分别为大于t统计量的临界值，说明X1对应变量的影响是显著的.其他变量均未通过t检验，分析可能是由于变量之间的多重共线性所致，有待进一步分析模型F统计

11、量的值为2636.014非常显著，说明回归方程非常显著,整体模型效果比较好。3.模型修正:多重共线性检验表3：相关系数矩阵X1X2X3X4X5X6X7X11.0000000.997469-0.8325040.989900-0.8837480.9460020.994994X20.9974691.000000-0.8567240.985256-0.9050860.9616520.998826X3-0.832504-0.8567241.000000-0.8386030.983394-0.894998-0.868227X40.9899000.985256-0.8386031.000000-0.8846

12、440.9167170.980587X5-0.883748-0.9050860.983394-0.8846441.000000-0.924723-0.913231X60.9460020.961652-0.8949980.916717-0.9247231.0000000.968024X70.9949940.998826-0.8682270.980587-0.9132310.9680241.000000由表3相关系数矩阵可以看出，解释变量相互之间的相关系数较高，证实解释变量之间存在多重共线性。多重共线性模型的修正运用0LS方法分别求Y对个解释变量XI、X2、X3、X4、X5、X6、X7进行一元回归

13、。在X2,X3,X4的回归模型中，R2显著提高，各个参数t检验显著。在X2,X3,X4的基础上加入X1，X5，X6，X7后，R2没有显著提高，但其他参数的t检验变得不显著，甚至符号与其经济意义完全不符合。故修正后的方程不应该包括XI,X5,X6,X7，保留X2，X3，X4作为修正后方程的变量。异方差检验对修正方程进行异方差检验结果如表27表27White检验结果DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:10/15/09Time:16:46Sample:19952006Includedobservations:12VariableCoefficient

14、Std.Errort-StatisticProb.C7483.6023225.7982.3199230.0681X20.2368220.3259230.7266190.5000X2A2-8.67E-062.51E-05-0.3460260.7434X3-282.9818159.0298-1.7794260.1353X3A22.8901161.8348041.5751630.1760X40.3013211.1698520.2575720.8070X4A20.0001870.0002860.6544490.5417R-squared0.999664Meandependentvar3932.917A

15、djustedR-squared0.999261S.D.dependentvar1134.153S.E.ofregression30.83171Akaikeinfocriterion9.986162Sumsquaredresid4752.972Schwarzcriterion10.26902Loglikelihood-52.91697F-statistic2479.952Durbin-Watsonstat2.812212Prob(F-statistic)0.000000nR2=11.995968，在95%的水平下，X2(6)=12.5916,nR2X2(12)，所以接受原假设,aa表明模型中随

16、机误差不存在异方差。自相关检验DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:10/15/09Time:16:23Sample:19952006Includedobservations:12VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C846.0674291.77002.8997750.0199X20.2525390.0343187.3588750.0001X40.8071340.1362935.9220430.0004X3-17.366025.077149-3.4204270.0091R-squared0.99

17、8910Meandependentvar3932.917AdjustedR-squared0.998502S.D.dependentvar1134.153S.E.ofregression43.89981Akaikeinfocriterion10.66290Sumsquaredresid15417.54Schwarzcriterion10.82453Loglikelihood-59.97739F-statistic2444.645Durbin-Watsonstat1.504001Prob(F-statistic)0.000000由表27可知，DW=1.504001,查表得d=0.658,d=1.

18、864，因为dDWd，说明广义差分模型中已经无自相关。同时可决系数，t,Fu统计量也均达到理想水平。Y844.4809+0.174421X226.44499X3+1.108368X4t=(3.025821)(2.686639)(-3.112884)(4.463009)se=(279.0915)(0.064922)(8.495334)(0.248345)R2=0.998586,R2=0.997980,F=1648.221，df=11对方程进行经济意义解释城镇居民家庭人均可支配收入增加一千元，居民消费水平就提高174.421元，城镇居民家庭恩格尔系数增加1%,居民消费水平就减少26.44499元,

19、农村居民家庭人均可支配收入增加一千元,居民消费水平就增加1188.368元.这只是理论上的解释，现实可能与解释有出入。六、对回归方程结果的分析以及原因探讨由多元回归模型分析可知,居民消费水平与城镇居民人均可支配收入、城镇居民恩格尔系数、农村居民人均可支配收入有很大关系，而与基尼系数、社会保障基金支出关系不大分析得出以下几点:其一,对中国居民消费水平影响最大的因素是居民的可支配收入。要提高中国居民的消费水平首要任务就是要想方设法增加居民的可支配收入。其二,对于收入差距的扩大对居民消费水平的影响，通过基尼系数和居民消费水平的ols回归分析（见表10）可以看到，确实对消费有一定程度的影响。另外城镇居民家庭恩格尔系数对居民消费水平有较大影响，而农村居民家庭恩格尔系数迪对居民消费水平影响不大，城镇居民消费对中国居民消费水平的影响大于农村居民的。这又侧面反映出了收入差距对消费水平确实有影响。但是，总的来说，对于影响消费的因素而言，居民人均可支配收入更为重要，影响大的多其三，当前中国社会保障系统不健全对于居民消费有一定的制约作用，但是作用十分有限。可能是中国人崇尚节约和未雨绸缪的传统和习惯仍在。即使参加了社保，依然不敢去消费