我國城市居民消費(fèi)水平影響因素的計(jì)量分析

我國城市居民消費(fèi)水平影響因素的計(jì)量分析

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1、我國城市居民消費(fèi)水平影響因素的計(jì)量分析一、研究背景改革開放以來我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展迅速,城鄉(xiāng)居民生活狀況發(fā)生了巨大的變化,人民生活水平顯著提高。消費(fèi)是實(shí)現(xiàn)國民經(jīng)濟(jì)良性循環(huán)的重要因素。居民消費(fèi)水平對(duì)一國經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有顯著的影響,因而,擴(kuò)大居民消費(fèi)需求是目前我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要任務(wù)。本文從實(shí)證的角度分析了近幾年影響我國城市居民消費(fèi)水平的幾個(gè)主要因素。二、理論分析城市居民消費(fèi)水平受諸多因素的影響,本文主要從城市居民人均可支配收入、稅收、國內(nèi)生產(chǎn)總值、居民儲(chǔ)蓄總額和城市居民上年消費(fèi)水平這幾個(gè)方面,選取1995年至2013年的數(shù)據(jù),運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)Eviews軟件分析以上因素對(duì)城市居民消費(fèi)水平的具體影響。居民的可支

2、配收入直接影響其消費(fèi)能力,在其他條件不變的情況下,可支配收入的增加會(huì)導(dǎo)致居民消費(fèi)水平的提高。因此,預(yù)期城市居民消費(fèi)水平與城市居民可支配收入成正相關(guān)。對(duì)于稅收,在同等條件下,稅收的增加可以導(dǎo)致消費(fèi)水平的降低。因此,預(yù)期城市居民消費(fèi)水平與稅收成負(fù)相關(guān)。國民生產(chǎn)總值,即GDP的增長(zhǎng)可以帶動(dòng)消費(fèi)水平的提高。因此,預(yù)期城市居民消費(fèi)水平與GDP成正相關(guān)。居民儲(chǔ)蓄總額是居民可支配收入除去消費(fèi)支出的部分,因而在可支配收入一定的情況下,儲(chǔ)蓄總額的增加會(huì)降低消費(fèi)支出。因此,預(yù)期城市居民消費(fèi)水平與居民儲(chǔ)蓄總額成負(fù)相關(guān)。城市居民上年消費(fèi)水平。般來說,城市居民的消費(fèi)水平具有連續(xù)性,上一年的消費(fèi)水平會(huì)對(duì)下一年產(chǎn)生影響。

3、下表是從中國統(tǒng)計(jì)年鑒選取的具體數(shù)據(jù)。三、模型假定用Y表示城市居民消費(fèi)水平,X1、X2、X3、X4、X5依次表示城市居民人均可支配收入、稅收、國內(nèi)生產(chǎn)總值、居民儲(chǔ)蓄總額、城市居民上一年消費(fèi)水平。利用Eviews分別對(duì)各解散變量同被解釋變量做散點(diǎn)圖,結(jié)果如下:城市居民可支配收入與城市居民消費(fèi)水平的散點(diǎn)圖稅收與城市居民消費(fèi)水平的散點(diǎn)圖GDP與城市居民消費(fèi)水平的散點(diǎn)圖居民儲(chǔ)蓄總量與城市居民消費(fèi)水平的散點(diǎn)圖上年消費(fèi)水平與城市消費(fèi)水平的散點(diǎn)圖從圖中可以看出,被解釋變量Y與各個(gè)解釋變量之間都存在比較好的線性關(guān)系,初步假設(shè)城市居民消費(fèi)水平的基本模型為:Y=β0+β1×X1+β2×X2+β3×X3+β4×X4

4、+β5×X5+μ四、對(duì)模型的回歸分析和統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)用Eviews軟件對(duì)被解釋變量與這五個(gè)解釋變量做初步回歸,所得結(jié)果如下:取顯著水平α=0.05,從圖中可以看出,部分解釋變量的系數(shù)違背了經(jīng)濟(jì)意義,且不是所有的解釋變量都能通過顯著性檢驗(yàn)。從可決系數(shù)R-squared和F統(tǒng)計(jì)量值可以看出,模型整體的顯著性較好,因此可以初步判定模型存在多重共線性。1、多重共線性的檢驗(yàn)與修正用Eviews計(jì)算出解釋變量間的相關(guān)系數(shù),如下:從圖中的數(shù)據(jù)可以看出存在多重共線性,因此,用逐步回歸法修正模型的多重共線性。運(yùn)用OLS方法逐一求Y對(duì)各個(gè)解釋變量的回歸。結(jié)合經(jīng)濟(jì)意義和統(tǒng)計(jì)意義選出擬合效果最好的一元線性回歸方程。結(jié)果如

5、下:解釋變量X1X2X3X4X5參數(shù)估計(jì)值0.7837420.1650250.0339630.0430701.117007T統(tǒng)計(jì)量103.913889.61535111.149975.2480566.93355擬合優(yōu)度0.9984280.9978880.9986260.9970070.996220加入X3的方程R2最大,以X3為基礎(chǔ),順次加入其他變量逐步回歸。解釋變量X1X2X3X4X5R2X3、X10.361523(3.209232)0.018318(3.752794)0.999164X3、X20.039654(1.007189)0.025811(3.186640)0.998708X3、X

6、40.022187(7.015859)0.014986(3.733830)0.999266X3、X50.021777(14.61582)0.402999(8.214024)0.999737經(jīng)比較,新加入的X5方程R2=0.999737,改進(jìn)最大,而且各參數(shù)的t檢驗(yàn)顯著,選擇保留X5,再加入其他新變量逐步回歸。解釋變量X1X2X3X4X5R2X3X5X10.088802(1.152415)0.019149(7.051400)0.362813(6.068210)0.999758X3X5X20.016428(0.906900)0.018622(4.916145)0.395652(7.913444)

7、0.999750X3X5X40.021844(11.16177)-0.000213(-0.055453)0.406320(5.179308)0.999737在X3、X5的基礎(chǔ)上加入X1或X2后的方程R2均增大,但是X1、X2的t檢驗(yàn)不通過。因此剔除X1、X2、X4。最后修正多重共線性影響的模型為:Y=β0+β1×X3+β3×X5+μ其回歸結(jié)果為:1、異方差性檢驗(yàn)圖示法:從上圖可看出,殘差隨Y的變動(dòng)趨勢(shì)不明顯,

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