1、计量经济学课程论文班级：10经经济一班学号：201011121032姓名：谢冰2013年5月一、引 言发展经济就应该紧紧抓住消费,而消费水平的高低受多种因素的制约, 根据西方经济学中凯恩斯消费理论可以得知消费水平受到居民收入水平等多种因素的影响,而这些因素究竟都是如何影响着消费水平呢?只有正确捕捉到影响我国居民消费水平的主要因素,才能从根本上改善不足,促进我国经济的持续稳定健康发展。按 支 出 法 测 算 的 国 内 生 产 总 值 分 为 最 终 消 费 、 资 本 形 成 总 额 、 货 物和 服 务 净 出 口 三 大 项 。 最 终 消 费 分 为 居 民 消 费 和 政 府 消 费
2、两 项 。 居 民 消费 又 分 为 农 村 居 民 消 费 和 城 镇 居 民 消 费 。 按 全 国 人 口 平 均 计 算 的 居 民 消费 额 ， 称 为 “全 国 居 民 消 费 水 平 ”;按 农 村 人 口 平 均 计 算 的 农 村 居 民 消费 额 ， 称 为 “农 村 居 民 消 费 水 平 ”;按 城 镇 人 口 平 均 计 算 的 城 镇 居 民 消费 额 ， 称 为 “城 镇 居 民 消 费 水 平 ”。 为 此 本 文 结 合 居 民 消 费 水 平 的 影 响 因 素 和 国 务 院 所 确 定 的 十 项 措 施 列 出了 四 个 相 关 因 素 进 行 计 量
3、 分 析 ,得 到 相 关 模 型 并 结 合 相 关 政 策 进 行 分 析 ,提 出 相 关 建 议 。表1 我国七年来居民消费支出一览表年份 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011居民消费支出（亿元）71217.5 80120.5 95609.8 110594.5 121129.9 133290.9 164945.2二、理论基础居民消费支出 指常住住户在一定时期内对于货物和服务的全部最终消费支出。居民消费支出除了直接以货币形式购买的货物和服务的消费支出外，还包括以其他方式获得的货物和服务的消费支出，即所谓的虚拟消费支出。居民虚拟消费支出包括如下几种类型：单位
4、以实物报酬及实物转移的形式提供给劳动者的货物和服务；住户生产并由本住户消费了的货物和服务，其中的服务仅指住户的自有住房服务和付酬的家庭雇员提供的家庭和个人服务；金融机构提供的金融媒介服务。国内生产总值(GDP) 指按市场价格计算的一个国家( 或地区) 所有常住单位在一定时期内生产活动的最终成果。国内生产总值有三种表现形态，即价值形态、收入形态和产品形态。从价值形态看，它是所有常住单位在一定时期内生产的全部货物和服务价值超过同期投入的全部非固定资产货物和服务价值的差额，即所有常住单位的增加值之和；从收入形态看，它是所有常住单位在一定时期内创造并分配给常住单位和非常住单位的初次收入之和；从产品形态
5、看，它是所有常住单位在一定时期内最终使用的货物和服务价值与货物和服务净出口价值之和。在实际核算中，国内生产总值有三种计算方法，即生产法、收入法和支出法。三种方法分别从不同的方面反映国内生产总值及其构成。 对于一个地区来说，称为地区生产总值或地区GDP。职工工资总额，指各单位或组织在一定时期内直接支付给本单位全部职工的劳动报酬总额。财政支出，是指在市场经济条件下，政府为提供公共产品和服务，满足社会共同需要而进行的财政资金的支付。而公共产品和服务的好坏直接影响居民的消费支出，因此可以看出财政支出对居民消费支出有着重要的影响。商品零售价格指数，指反映一定时期内商品零售价格变动趋势和程度的相对数。税收
6、收入是一定量的货币收入，它是在一定的价格体系下形成的。价格的变动直接影响居民是否购买该物品。我们研究价格对消费的影响是通过价格指数来实现的。因此从商品零售价格指数的变动可以看出居民消费支出的变动。三、计量模型中国统计年鉴2012为资料来源，使用了2011年各地区的职工工资总额、生产总值、商品零售价格指数、财政支出（数据见表2），对我国各地区居民消费支出影响因素做实证分析。建立以下模型: Yi= 0+ 1 X1+ 2X2+ 3X3+ 4X4+表 2 全 国 各 地 区 居 民 消 费 支 出 及 影 响 因 素 单 位 ： 亿 元地 区居民消费支出 Y国内生产总值X1职工工资总额X2商品价格指数
7、X3财政支出X4北 京 4648.2 14113.58 4136.1 100.4 2717.32天 津 2247.5 9224.46 1051.2 103.4 1376.84河 北 5731.4 20394.26 1629.6 103.1 2820.24山 西 2855.2 9200.86 1286.5 102.3 1931.36内蒙古 2710.6 11672.00 888.2 103.0 2273.50辽 宁 5622.1 18457.27 1787.2 103.2 3195.82吉 林 2510.6 8667.58 776.3 104.1 1787.25黑龙江 3409.6 10368.
8、60 1277.6 103.1 2253.27上 海 7281.9 17165.98 2611.2 101.7 3302.89江 苏 10942.8 41425.48 2998.8 103.2 4914.06浙 江 9701.8 27722.31 3517.5 103.9 3207.88安 徽 4873.4 12359.33 1225.1 103.2 2587.61福 建 4710.8 14737.12 1602.3 103.4 1695.09江 西 3545.5 9451.26 836.7 102.7 1923.26山 东 11059.0 39169.92 3166.7 102.7 4145
9、.03河 南 7402.6 23092.36 2213.6 103.7 3416.14湖 北 5136.8 15967.61 1601.3 103.1 2501.40湖 南 5788.9 16037.96 1479.9 103.1 2702.48广 东 16722.3 46013.06 4484.3 103.3 5421.54广 西 3657.1 9569.85 952.7 103.0 2007.59海 南 654.3 2064.50 250.0 104.6 581.34重 庆 2792.3 7925.58 897.7 101.7 1709.04四 川 6638.5 17185.48 1840
10、.5 103.0 4257.98贵 州 2137.4 4602.16 669.1 103.0 1631.48云 南 3082.1 7224.18 930.5 103.6 2285.72西 藏 133.2 507.46 108.9 101.0 551.04陕 西 3105.8 10123.48 1215.0 103.6 2218.83甘 肃 1567.7 4120.75 568.9 104.6 1468.58青 海 405.1 1350.43 189.6 104.3 743.40宁 夏 565.7 1689.65 225.9 103.2 557.53新 疆 1578.9 5437.47 850.
11、8 104.6 1698.91四、参数估计用Eviews软件，对此模型进行回归，结果见表3。表3 居民消费支出的影响因素回归分析结果Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -13471.82 17128.46 -0.786517 0.4387X1 0.203399 0.036109 5.632848 0.0000X2 0.568603 0.276214 2.058556 0.0497X3 124.8914 165.4228 0.754983 0.4570X4 0.620175 0.306666 2.022316 0.0535R-squared 0.
12、961755 Mean dependent var 4619.971Adjusted R-squared 0.955872 S.D. dependent var 3650.346S.E. of regression 766.8200 Akaike info criterion 16.26907Sum squared resid 15288334 Schwarz criterion 16.50036Log likelihood -247.1706 Hannan-Quinn criter. 16.34447F-statistic 163.4583 Durbin-Watson stat 1.6002
13、48Prob(F-statistic) 0.000000从表3实证分析结果中我们可以得到:该模型R2=0.9618，调整的R2=0.9559，F=163.4583，整体拟合优度高，明显显著。但是当=0.05时，X2、X3、x4系数的T检验不显著，这表明很可能存在严重的多重中线性。（一）多重共线性检验计算解释变量与被解释变量的相关系数，得其相关系数矩阵，见表4。表4 各变量的相关系数表Y X1 X2 X3 X4Y 1.000000 0.972702 0.882613 -0.077947 0.932965X1 0.972702 1.000000 0.857338 -0.058169 0.92031
14、7X2 0.882613 0.857338 1.000000 -0.288636 0.836737X3 -0.077947 -0.058169 -0.288636 1.000000 -0.111824X4 0.932965 0.920317 0.836737 -0.111824 1.000000采用逐步回归法，来检验并解决多重共线性问题。分别作y对x1、x2、x3、x4的一元回归，结果如表5所示:表5 逐步回归结果（1）变量 X1 X2 X3 X4参数估计0.3114 2.8438 -296.894 2.8321T统计22.5725 10.1107 -0.4210 13.9573可绝系数0.9
15、461 0.7790 0.0061 0.8704调整后的可绝系数 0.9443 0.7713 -0.0282 0.8660其中，以加入x1的方程可绝系数最大，以x1为基础，顺次加入x2、x3、x4。结果如表6。表6 逐步回归结果（2）X2 X3 X4 可绝系数0.5919X1 X22.36140.9550-81.6588X1 x3-0.49010.94660.7493X1 x42.42130.9555查表得t0.025（31）=2.042 经比较，加入x3的方程可绝系数有所改进，但t检验不显著，因此应剔除x2、x3、x4只保留x1。X1的方程的回归结果为：表7 居民消费支出对国内生产总值回归结
16、果Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/02/12 Time: 17:36Sample: 1 31Included observations: 31Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 229.4198 248.5545 0.923016 0.3636X1 0.311428 0.013797 22.57251 0.0000R-squared 0.946149 Mean dependent var 4619.971Adjusted R-squared 0.944292 S.D. dep
17、endent var 3650.346S.E. of regression 861.5777 Akaike info criterion 16.41775Sum squared resid 21527167 Schwarz criterion 16.51026Log likelihood -252.4751 Hannan-Quinn criter. 16.44791F-statistic 509.5182 Durbin-Watson stat 2.078795Prob(F-statistic) 0.000000回归模型为：Y = 229.4 + 0.311X1（二）异方差检验绘制e2对x的散点
18、图010,020,030,040,050,060,070,080,090,010,020,030,040,050,0X1E2由图可看出e2对x1的散点图主要分布在图中的大部分地方。大致可看出e2随x1的变动而呈增大的趋势，应此，模型可能存在异方差。White 检验Heteroskedasticity Test: WhiteF-statistic 35.68169 Prob. F(2,28) 0.0000Obs*R-squared 22.26439 Prob. Chi-Square(2) 0.0000Scaled explained SS 30.78471 Prob. Chi-Square(2)
19、 0.0000Test Equation:Dependent Variable: RESID2Method: Least SquaresDate: 12/03/12 Time: 18:57Sample: 1 31Included observations: 31Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 241235.4 305881.1 0.788658 0.4369X1 -27.92443 36.57025 -0.763583 0.4515X12 0.002609 0.000798 3.268018 0.0029R-squared 0.718206
20、 Mean dependent var 694424.7Adjusted R-squared 0.698078 S.D. dependent var 1254834.S.E. of regression 689499.1 Akaike info criterion 29.81708Sum squared resid 1.33E+13 Schwarz criterion 29.95586Log likelihood -459.1648 Hannan-Quinn criter. 29.86232F-statistic 35.68169 Durbin-Watson stat 1.757590Prob
21、(F-statistic) 0.000000由表作White 检验，得结果如下，nR2 =22.264，而查表得临界值 2（5）=5.99。因为nR2 =22.264 2（ 5）=5.99,所以，表明模型存在异方差。异方差性的修正加权最小二乘法Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/03/12 Time: 22:12Sample: 1 31Included observations: 31Weighting series: 1/X12Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -44.348
22、97 5.097560 -8.700038 0.0000X1 0.349353 0.008721 40.05649 0.0000Weighted StatisticsR-squared 0.982247 Mean dependent var 365.0592Adjusted R-squared 0.981635 S.D. dependent var 581.6186S.E. of regression 44.22837 Akaike info criterion 10.47895Sum squared resid 56728.31 Schwarz criterion 10.57147Log l
23、ikelihood -160.4237 Hannan-Quinn criter. 10.50911F-statistic 1604.522 Durbin-Watson stat 1.755111Prob(F-statistic) 0.000000Unweighted StatisticsR-squared 0.926839 Mean dependent var 4619.971Adjusted R-squared 0.924316 S.D. dependent var 3650.346S.E. of regression 1004.235 Sum squared resid 29246138D
24、urbin-Watson stat 1.958867Y = -44.349 + 0.349X1T =(-8.700) (40.056)R2=0.982， DW=1.755 F=1604.522对模型再次进行white检验结果为Heteroskedasticity Test: WhiteF-statistic 0.469508 Prob. F(2,28) 0.6301Obs*R-squared 1.005891 Prob. Chi-Square(2) 0.6047Scaled explained SS 2.631347 Prob. Chi-Square(2) 0.2683取现在水平a=0.05,
25、由于nR 2=1.006dU，说明不存在自相关。最终模型表明，国内生产总值每增加一单位居民消费支出就会相应增加0.349个单位。五、政策建议综合以上分析，我们知道GDP总量对各地区的消费水平有着很重要的影响。由此也对我国东中西部地区消费水平的差异造成显著影响，既而导致我国东中西部经济发展水平失衡，使我国地区贫富差距悬殊。改革开放之初，由于东部沿海地区的各方面的优势，我国采取了重点发展东部沿海地区的政策战略，经过近三十年的发展，东部沿海地区经济发展迅速，取得辉煌成就，而在此期间，中西部地区经济发展缓慢，地区之间差距越来越大。而在当前改革发展的关键时期，东西部之间的差距造成的内需不足已严重阻碍我国经济继续向前健康良好的发展。所以，鉴于此，建议政府应该国家建设的重点由由东部沿海地区逐渐向内地转移，在投资重点、项目安排、财政金融、外经外贸、物资以及劳动工资等方面，实行一系列优惠政策，并在财政、税收方面加大向内地的倾斜力度，使中西部地区加快经济发展，增强自己的经济竞争实力，促进地区GDP绝对数量的显著提高，以缩小和地区之间的经济差距，改善中西地区人口的生活条件和居住环境，在提高本地区人口的收入水平的同时也吸引更多的外来移民到本地区生活就业，从而促进内地消费水平的提高，也进一步促进了我国经济健康均衡发展，实现社会和谐，政通人和，为我国全面建设小康社会和中华民族的伟大复兴打下坚实的基础。
