1、1影響吉林省城鎮居民收入因素的分析姓名：李威專業：項目管理學號：【摘要】【摘要】隨著改革開放的進行，吉林省在經濟發展中顯示出了極強的經濟活力，省綜合實力得到了極大地增強，人們的物質生活的極大豐富。這些發展為城鎮居民收入、消費水平的提高奠定了堅實的基礎。居民的消費理念從過去的單純追求數量到如今的更加側重于追求質量。根據經濟學原理中的一般消費理論，收入和價格是決定消費的兩要素。因此采用1980-2008年吉林省城鎮居民人均消費支出、城鎮居民人均可支配收入、城鎮居民消費價格指數，運用計量經濟模型對影響吉林省城鎮居民人均消費支出的因素進行相關性分析。在相關性分析的過程中我們不難發現確實隨著經濟結構的優

2、化，經濟體制的發展，人們的收入增加了，消費能力與消費理念也發生了極大地變化。【關鍵字】【關鍵字】城鎮居民可支配收入；經濟計量模型；人均生活消費支出；一、問題的提出一、問題的提出經濟增長的三要素分別是投資、消費、出口。自改革開放以來，我國的經濟得到了突飛猛進的發展，人們的生活水平得到了極大的提高，生活幸福，安居樂業。雖然在經濟建設方面取得了舉世矚目的成績，但是經濟的過速發展的背后卻有著很大的我們平時不可見的經濟危機。所以，對居民消費能力的研究在這里就顯得尤為重要了。1980 年到 2008 年的這 28 年間，吉林省城鎮居民的消費水平從 358 元攀升到 11447.8 元， 消費結構也經歷了從

3、貧困型向溫飽型和小康型消費的轉變， 居民消費經歷了三次大的消費結構升級。一是 20 世紀 80 年代初，人們只是單純的追求一些簡單的生活用品，以滿足溫飽為目標的消費結構升級；二是 20 世紀 80 年代中期到 90 年代中期，以家電的普及為標志的發展型消費結構升級；三是 20 世紀 90 年代末至今的以多元化的消費為主導的享受型消費結構升級。到 2008 年全省城鎮人均可支配收入突破 16447.8 元，居民消費結構繼續多樣化，向著發展型升級的趨勢越來越明顯。二、數據與模型二、數據與模型（一）數據的選取吉林省統計局所提供的吉林省統計年鑒得到吉林省 1980-2008 年城鎮居民人均消費支出、人

4、均可支配收入數據和消費價格指數，其中表中數據以 1980 年為基數。從從 1980-20081980-2008 年吉林省城鎮居民人均消費模型樣本觀測數據年吉林省城鎮居民人均消費模型樣本觀測數據年份城鎮居民人均消費支出（B）元城鎮居民人均可只配收入（I）元城鎮居民消費價格指數（P）%年份城鎮居民人均消費支出（B）元城鎮居民人均可支配收入（I）元城鎮居民消費價格指數（P）%1980358.9744412.087910019953783.8834444.139440.01831981370.8791413.9194103.937719964183.155104.396470.32971982426.

5、7399476.1905107.234419974520.1475626.374482.05131983461.5385524.7253109.340719984744.5055939.56482.05131984452.381532.967112.362619994823.266282.051475.82421985618.1319671.2454128.113620005136.9196805.861491.02561986723.4432850.7326136.996320015508.2427612.637482.692321987817.7656934.9817151.4652200

6、26073.268414.835478.84621988986.26371131.868192.399320036736.2649157.509482.234419891277.1061423.993228.754620047473.44310233.52500.549519901310.441601.648229.029320058053.11411282.97510.073319911519.2311788.462239.560420068981.68512594.32515.659319921778.3882152.93258.6996200710123.6314198.72541.94

7、1419932214.2862676.74302.1062200811447.816447.8566.300419943068.6813603.48378.022（二）建立模型在宏觀經濟學原理的消費決定論中，對于居民消費的影響，可支配收入占據主導地位，而物價水平，收入分配的公平性，即時得存貸款利率以及消費預期都是重要的影響因素，但是因為實際情況的限制，在本次的試驗中，我們只引入居民人均可支配收入和消費價格指數兩個作為解釋變量，即消費模型設定為：B=B1+B2I+B3P+U其中，B 為吉林省城鎮居民人均消費支出，I 為城鎮人均居民可支配收入，P 為城鎮人均居民消費價格指數，u 為隨機誤差項。三、

8、參數估計三、參數估計DepEnJen:/araol:DK/phnd1Dale12TOTirie7.23Sample:19002008Ireuitdob5tiAa:icn=:VariableCoefficientStdHr-n-t-StatisticSih匚38.6O2E0-3.20U060.0C3GI629750D.0067B493.0094O.OCOOF2102SS2D.1S50DG11.85305O.OCOOR-squared0.999477Meandependemtvar3722.433AdjustedR-squared93943ES.D.dependentvar32557353.E.o

9、fregression77.29983Akaikeinfocriterion1133C9CSumsquaredresid1653EG.SSchwar2criterion11.77d0LogIkelhood-165.6439F-stetistic24622.28Durbin-V/atsonstat1OD032SProb(F-statistic)OJOCOO根據圖中的數據，模型估計的結果為B=-123.5828+0.629750I+2.192882P+U(1)se=(38.6027)(0.0068)(0.1850)t=(-3.2014)(93.1009)(11.8531)R2=0.9995R2=0

10、.9994F=24822.28df=26DW=1.0003四、模型檢驗四、模型檢驗(一)計量經濟學檢驗31、異方差檢驗（1）White 檢驗根據White檢驗中輔助函數的構造，最后一項為變量的交叉乘積項，輔助函數為:經估計出現了經估計出現了White檢驗結果檢驗結果:WhiteHeteroskedasticityTest:F-slstistic1.BG57G3Probability.27B47EObsR-quargd6.E39J73ProbabilityQ.24B096TestEquation:DependentVariable:RESID2Method:LeastSquaresDate:12

11、/12/IHTime:19:45Sample:19E02OT8Iri匚ludsdbservaiians:23VariableCoefficientK1-inr1l：ll!Il:-lll-lC-U9B6912210462S.E23253.5393I-10.151953J.363030.5976310.5553lA2-HIZOE42.0009530.603561.3061-r006361200902810.7046020.4881p253.1B77595.1575D.E4CE75.52B1p吃-.EG4GO1.917331-.ES8728.E16GR-squared.220934Meandepen

12、dentvarE357.133Adjusted口-squared0T61310S.D.dependentvar10213235.E.cfregressionSO35.I00Akaikeinfocrrterion21.41949Sumsquaredresid2.25E-HD9Schwarzcriterion217D236Loglikelihood-304S324F-statistic1.365763Durbin-WatsonstatI.E4470BProh(F-statistic).27347E從表中可以看出，nR2=6.639093，由White檢驗知，在a=0.05下，查X2分布表，得臨界值

13、X2QQ5（3）=7.81743,比較計算的X2的統計量與臨界值，雖然nR2=6.639093X2QQ5（3）=7.81743，但X和X2的t檢驗值不顯著，表明模型存在異方差。（2）異方差性的修正用權數用權數w2t的結果的結果Mirt0HeteroskedasticitjTesi.1-=lri=1ir.1.ES5763Probability0.273476Ob5*R-squaredG.E33073Probability0.20396TBEI:Equation:DependentVariable-RESIDEMethod:LeastSquaresDate:12/12/09Time.19.6Sam

14、ple:19E02CO0Includedb&5rv3tron&:23VariableCoefficientT-Fimrrrr；-n-Hrn-c1498E.9124D46.2S0.623253063931-.-JTZJJJ.b.L3-L4JU.I.山丄-0DOOB42.aOD9E3-D.Ba35E103BE1lKP0C63E120.0902810.70450204801P253.1677335.15750.64C6760.5201P遽O.B046010.917331-0.6587280.5156R-squaredQZ99Q4Meand&pendentvar357.133A

15、djustedR-squared0C61310S.Ddependentw10213.23S匸ofregression9095183Akaikeinfocriterion21.41948Sumsquansdresid2.25E+O3Schwarzcrilerian21.7C236Loglikelihood-3D4.5624F-sta1istic1.3E57B3Durbin-Wilson1E447D3PrDb(F-ElatiEi:iEj0.273476B=-105.5092+0.6331I+2.0841P+u(2)4t=(-5.7359)(86.1791)(13.1814)R2=0.9986R2=

16、0.9984F=8960.421DW=1.001可以看出運用加權最小二乘法消除了異方差性后，參數的t檢驗均顯著，可決系數大幅提高，F檢驗也顯著，并說明城鎮居民人均可支配收入每增加一元，人均消費支出將增加0.6331元。(二)統計檢驗1、F 檢驗：針對 H0：B2=B3=0,給定顯著性水平 a=0.05，在 F 分布表中查出自由度為 k-1=2 和n-k=26 的臨界值 Fn(2,26)=3.37。由表中得到 F=24822.28，由于 F=24822.28Fa(2,26)=3.37,應拒絕原假設 H0：B2=B3=0,說明回歸方程顯著，即“吉林省城鎮人均年可支配收入(1)”、“吉林省城鎮居民消

17、費價格指數(P)”等變量聯合起來確實對“吉林省城鎮居民人均年消費支出(B)”有顯著影響。2、擬合優度：由表中數據可以得到：R2=0.9995，修正的可決系數 R2=0.9994，這說明模型對樣本的擬合很好。(二)經濟意義檢驗模型估計結果說明，在假定其他變量不變的情況下，當吉林省城鎮居民人均年可支配收入每增長一元，城鎮居民人均年消費支出就會增長 0.6298 元；在假定其他變量不變的情況下，當吉林省城鎮居民消費價格指數上漲一個百分點， 城鎮居民人均年消費支出就會增長 2.1929 元。 這與理論分析和經驗判斷相一致。(四)自相關問題的處理為解決自相關的問題，采用廣義差分方法。由式可得殘差序列在E

18、View中，每次回歸的殘差存放在resid序列中，為了對殘差進行回歸分析，需生成命名為e的殘差序列。DependentVariaEMethod:LeastSquaresDate:12/13I9Time:17:34Sanriple(adjusted):19612006Includedobservations:28afteradjustingendpointsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.EH)0.4993900.1678E52.9749540.0061R-squared0.246371Meandependentvar1.929209Adj

19、ustedR-squared0.246371S.D.dependentvar76.35080S.E.ofregression66.23153Akaikeinfocriterion11.26076Sunnsquaredresid118617.5Schwar;criterion11.30B345Loglikelihood-156.6506Durbin-Watsonstat1.6746406e=0.499390由(2)式可知P=0.499789,對原模型進行廣義差分，得到廣義差分方程 B-0.4994B=BttT1(l-0.4994)+B(I-0.4994I)+B(P-0.4994P)+u(4)2t

20、t-13tt-1對式的廣義差分方程進行回歸，如下：廣義差分方程輸出結果DependentVariable:B-0.4994*B(-1)Method:LeastSquaresDate:12/13AJ9Time:17:38Sample(adjusted):19812008Includedobservations:28afteradjustingendpointsVariableC已ffi匚ientStd.Errort-StatisticPrab.G-72.2884036.13642-2.0004310.05641-04994*1(-10.625900.01009062.034770.0000P-0

21、.4994*P(-1)2.3080270.3070207.5175190.0000R-squared0.998646Meandependentvar2121.361AdjustedR-squared0.99853S.D.dependentvar1781.29S.E.ofregression68.1214Akaikeinfacriterio11.3814Sumsquaredresid116013.Schwarzcriterion11.5241Laglikelihood-156.339F-statist9218.28Durbin-Watsonstat1.662399Prob(F-statistic

22、)0.000000可得回歸方程為B*=-72.2884+0.62591+2.3080Ptttse=(36.1364)(0.0101)(0.3070)t=(-2.0004)(62.0348)(7.5175)R2=0.9986F=9218.288df=25DW=1.6624(5)其中，B*=B-0.4994B,I*=I-0.4994I,P*=P-0.4994P。ttt-1ttt-1ttt-1由于使用了廣義差分數據，樣本容量減少了一個，為 28 個。查 5%顯著水平的 DW 統計表可知0=1.255,0=1.560， 模型中 DW=1.6624 說明廣義差分模型中已無自相關， 不必再進行迭代。 同時可見，可決系數 R2、t、F 統計量也均達到理想水平。可得回歸方程:(3)7五、結論分析五、結論分析結果表明吉林省城鎮居民人均可支配收入與城鎮居民人均消費支出成正比，消費價格指數與城8鎮居民消費支出成正比，但城鎮居民消費價格指數的提高只是增加城鎮居民消費金額，并不增加消費品數量。從對 1980-2008 年吉林省人均消費水平的計量分析可知：1吉林省城鎮居民人均消費水平主要