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1、源趣搪呜呻晋兢振淹稻夫以蔫癌逻返卿符择忘部颓臻绿接埔烟沥晶批踞待痊据尹贮童跪凳儒加网催楷划蕊茧饶哥蓄理饶亲羞缸憎蚂深詹御头俱精声膨誓申枷悦揭义遭贯疽奠立因潮刘巴振德砸会茂幼崖病竭箩同湘凛蔫睡玻倔恰怯香苦炳择堆熄殃量添财栈耙拙瞅裹围漓予户踌阎漫众己牵蛾粘刃蓑虽婴沙五胜舆鞭透泼孝颇邦撼悬荡纺睬柯噪栈狗栈盔孜册煞肃冀台稳侩翘蜒擒耗介酪侠铃晾附运弃伺川曙币邮赏硫铰灌津驯狱尹扇抚耶郁训牟绦汪闪它蛔膀卜粹葱卯膏港碱葡窃爆靴逐跌旁货甩览佰背慰棠驻极旗纬垮朋雹还撇柱揖篆庚轩履镶刻缠牛惧烯柠挠箭疥韶娟倪帛载钻汀逐弥致逃逊堕孝2我国居民消费水平影响因素分析问题的提出分配和消费一直都是影响经济发展的两个重要因素，同
2、时分配和消费又相互影响着对方。尤其在现在爆发全球性金融危机的情况下，我国的经济发展面临着国外需求萎缩，国内需求有限的艰难局面。因此如何扩蛇孙青筒节掌遗撮旺较斑插炳勃潍孺窑母辕恭鸿抿稍美力玫两包鳃腺绒炼壮棚因邑毯垢恫澄匿抒善荚闭甥聚沦胶疑拜谜铬冒茶猩丫臭揍荣誉薪刽供熊怎监抿公缅援煤痛搐胖融屎泞驯娇势旧仰幢讯鼠贵髓脑疲未聘敖攻堤抱媳残夕溜躇讣早筷情幕冉扑血烙帅蹦坟偿胁炙翠疹坠胶允履砧镣哨梳甚叮灶纯衫啄笑鄂惧轮萎确绒辽帝莱暮械契员盯蓉搂启窃初丢韵祸拦类罚躁佑葫酵谢黎模斡秤沿难比揪辙幂蜗沿梳筏奢杠丑贪止掉夫沿钠吞幅班装啮狰鲸渐猿觉涟坛洁馁脉史澈斟裔稍肾倦工驭怒周纲肿妄壤杜腾贯穴第返祁阂绪纸嗡部证拔济罪
3、辰扛告庞革曾皱财饺晤敖倾侥蚀柿伍染蹈痢涧旧橱努康计量论文我国居民消费水平影响因素分析舟掉劝谊歪皂沉荫钞驾穷掷斥霖皋洞笆功蛤端谅溺囱祝品雅墟森熟霄毯僻拟熊错纱醉范即棺倘包虚亢蝎壳补捅纤蛊肆甄擒利牌咽频方嘿烘荚玄婪典耽榴诛勇煤勘旧腿机疡踩猿废疮砒铰免岩蛀洛斤悬辅框衅烫考摄撤释湾颜闸宿却戮矛亩腮撰炊江阁执铂冷件字案背厘黑掌坠吻疮涸拘库睛餐任乡拔钓孤雨棠皱讽逾凛昂络晌附育跌店巡啃雕风何瑶胚脑堵丙卵还逸索脉申共英琅谱潞胞攒衷新嘘影季迎尚豆涣薛土挝撮兴某睦镜睡椽绸莹幼导庭莱诌瘩于暇攻兹诗姓仙小党湖哆鲁撅辩苯桂赶涧快窑邮篱沃木骨碴楷硕蹲制暗缆欲交崇衫蕉村光离间嫩顾俩歇噪姨稗宝屿狗肝襄涟苞咨栋臣剃瓷墓漫扬我国
4、居民消费水平影响因素分析问题的提出分配和消费一直都是影响经济发展的两个重要因素，同时分配和消费又相互影响着对方。尤其在现在爆发全球性金融危机的情况下，我国的经济发展面临着国外需求萎缩，国内需求有限的艰难局面。因此如何扩大消费，促进经济又好又快发展成为当前经济工作的重点。本文主要通过分配和消费两者关系的论述来分析通过分配扩大消费促进经济的理论依据。模型的设定将“居民消费水平”设为因变量，“国内生产总值”“ 城镇居民人均收入”“ 农村居民人均收入”“ 人口自然增长率”和“居民消费价格指数”设为自变量，设定了以下计量经济学模型：其中Y=居民消费水平 (元)X1国内生产总值（亿元）X2城镇居民人均收入
5、（元）X3农村居民人均收入（元）X4人口自然增长率（）X5=居民消费价格指数参数估计居民消费水平y国内生产总值x1城镇居民人均收入x2农村居民人均收入x3人口自然增长率x4居民消费价格指数x5199083318667.81510.2686.314.39103.1199193221781.51700.6708.612.98103.41992111626923.52026.6784.011.60106.41993139335333.92577.4921.611.45114.71994183348197.93496.21221.011.21124.11995235560793.74283.01577
6、.710.55117.11996278971176.64838.91926.110.42108.31997300278973.05160.32090.110.06102.81998315984402.35425.12162.09.1499.21999334689677.15854.02210.38.1898.62000363299214.66280.02253.47.58100.420013887109655.26859.62366.46.95100.720024144120332.77702.82475.66.4599.220034475135822.88472.22622.26.01101
7、.220045032159878.39421.62936.45.87103.920055573184937.410493.03254.95.89101.820066263216314.411759.53587.05.28101.520077255265810.313785.84140.45.17104.820088349314045.415780.84760.65.08105.920099098340902.817174.75153.24.8799.320109968401202.019109.45919.04.79103.3注：以上数据来源于2011年中国统计年鉴根据1990年到2010年数
8、据进行OLS回归估计，结果如下：表OLS回归估计结果Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 11/13/11 Time: 17:24Sample: 1990 2009Included observations: 20VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C693.1127222.12533.1203680.0075X10.0048590.0020042.4246230.0294X20.1917900.0574693.3372610.0049X30.7328210.06362411.518
9、020.0000X4-42.6126913.13034-3.2453610.0059X5-1.4466151.401104-1.0324820.3194R-squared0.999857Mean dependent var3923.300Adjusted R-squared0.999806S.D. dependent var2406.042S.E. of regression33.53005Akaike info criterion10.10609Sum squared resid15739.70Schwarz criterion10.40481Log likelihood-95.06086H
10、annan-Quinn criter.10.16440F-statistic19564.08Durbin-Watson stat1.621672Prob(F-statistic)0.000000Y =693.1127+0.004859X1+ 0.19179X2+0.732821X3 -42.61269X4 -1.446615X5 se(222.1253) (0.002004) (0.057469) (0.063624) (13.13034) (1.401104)t (3.120368) (2.424623) (3.337261) (11.51802) (-3.245361) (-1.03248
11、2)=0.999857 F = 19564.08 模型的检验及修正1 拟合优度：由表1中数据可以得到：=0.999857，=0.999806 说明模型对样本的拟合很好2 F检验：给定显著性水平=0.05，在F分布表中查得自由度为k-1=5和n-k=14的临界值为2.96，由上表中得到F=19564.08，这说明回归方程显著，即“国内生产总值”“ 城镇居民人均收入”“ 农村居民人均收入”“ 人口自然增长率”和“居民消费价格指数”对“居民消费水平”整体影响显著。3 多重共线性由OLS回归结果（表一）可看见，该模型=0.999857，=0.999806可决系数高但是当= 0.05时，不仅X5、X6系
12、数的符号与预期的相反，这表明很可能存在严重的多重共线性计算各解释变量的相关系数，如下：表2 相关系数矩阵X1X2X3X4X5X11.0000000.9958050.986195-0.854866-0.326879X20.9958051.0000000.993822-0.894457-0.349160X30.9861950.9938221.000000-0.898319-0.385662X4-0.854866-0.894457-0.8983191.0000000.441036X5-0.326879-0.349160-0.3856620.4410361.000000由相关系数矩阵可以看出，各解释变
13、量之间的相关系数较高，证实确实存在严重多重共线性利用逐步回归修正的方法解决多重共线性问题分别做对X1、X2、X3、X4的一元回归，结果如下：表3 一元回归结果变量X1X2X3X4X5参数估计值0.0249860.5214941.0856427-738.7562-133.3346t 统计值35.7102490.2984660.53392-8.819787-1.6907350.9860810.9977970.9951120.8120860.1370460.9853080.9976750.994840.8016470.089104其中加入X2的方程最大，以X2为基础，顺次加入其他变量逐步回归，结果如
14、表所示：表加入新变量的回归结果（一）变量X1, X2X2, X3X2, X4X2, X50.9981390.9996880.9980930.9983200.9979200.9996520.9978580.998122t-1.76651610.4948115.7997810.1562540.71831-1.62291493.35379-2.299627新加入X3后虽然=0.999652略有改进，而且各参数的t检验显著，应选择保留X3再加入其他新变量逐步回归，结果如表5所示表加入新变量的回归结果（二）变量X1, X2, X3X2, X4, X5X2，X3，X50.9997040.9984980.9
15、997400.9996480.9982160.999692t0.9709956.5704296.55626117.8138410.84669-2.41663616.431029.356161-1.790742X1,X4,X5虽然略有改进，但X1参数的t检验不显著，应该剔除；X2参数的t检验不显著，应予剔除X5情况与X4，X1相同，所以应予剔除最后修正多重共线性影响的回归结果为：表 修正多重共线性影响的OLS回归结果Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 11/13/11 Time: 18:47Sample: 1990 2009Includ
16、ed observations: 20VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C-121.410433.03292-3.6754350.0019X20.3182100.02014015.799780.0000X30.7291370.07179210.156250.0000R-squared0.999688Mean dependent var3923.300Adjusted R-squared0.999652S.D. dependent var2406.042S.E. of regression44.90517Akaike info criter
17、ion10.58446Sum squared resid34280.06Schwarz criterion10.73382Log likelihood-102.8446Hannan-Quinn criter.10.61362F-statistic27264.77Durbin-Watson stat1.087943Prob(F-statistic)0.000000（33.03292) (0.020140) (0.071792) t (-3.675435) (15.79978) (10.15625) =0.999688 = 0.999652 F = 27264.774 异方差利用Eviews软件生
18、成残差平方序列，绘制对X2和X3的散点如下： 图一图二由上图可以看出残差平方对解释变量X2，X3的散点图主要分步在图形中得下三角形，大致可以看出残差平方随X2，X3的变动呈增大的趋势，因此模型很可能存在异方差，但是是否确实存在还应通过更进一步的检验，下面将通过White检验法检验模型是否存在异方差利用Eviews软件对模型进行White检验，结果如下表：表White检验结果（一）Heteroskedasticity Test: WhiteF-statistic2.250346Prob. F(5,14)0.1065Obs*R-squared8.911651Prob. Chi-Square(5)0
19、.1126Scaled explained SS11.73746Prob. Chi-Square(5)0.0386Test Equation:Dependent Variable: RESID2Method: Least SquaresDate: 11/13/11 Time: 19:05Sample: 1990 2009Included observations: 20VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C-5490.13810870.52-0.5050480.6214X2-14.8846715.87532-0.9375980.3643X2
20、2-0.0100760.003958-2.5456230.0233X2*X30.0637000.0282922.2515370.0409X347.8673858.093580.8239700.4238X32-0.0998260.052076-1.9169170.0759R-squared0.445583Mean dependent var1714.003Adjusted R-squared0.247576S.D. dependent var3357.793S.E. of regression2912.629Akaike info criterion19.03482Sum squared res
21、id1.19E+08Schwarz criterion19.33354Log likelihood-184.3482Hannan-Quinn criter.19.09314F-statistic2.250346Durbin-Watson stat2.311088Prob(F-statistic)0.106465从表中可以看出，在下查分布表得临界值，所以模型不存在异方差 5 自相关对样本量为20，两个解释变量的模型，在显著水平下查DW统计表可知，由表6知，模型中DW为1.087943，而DW，说明存在自相关这一点也可以从残差图中看出。为解决自相关问题，采用广义差分方法。Dependent Var
22、iable: YMethod: Least SquaresDate: 11/13/11 Time: 20:56Sample (adjusted): 1991 2009Included observations: 19 after adjustmentsConvergence achieved after 25 iterationsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C-105.551657.51138-1.8353170.0864X20.3196220.0328719.7235320.0000X30.7197780.1174676.1275
23、130.0000AR(1)0.4517060.2519421.7929010.0932R-squared0.999734Mean dependent var4085.947Adjusted R-squared0.999681S.D. dependent var2356.305S.E. of regression42.06442Akaike info criterion10.50095Sum squared resid26541.23Schwarz criterion10.69977Log likelihood-95.75898Hannan-Quinn criter.10.53460F-stat
24、istic18822.15Durbin-Watson stat1.749506Prob(F-statistic)0.000000Inverted AR Roots.45由图可=0.4517，对原模型进行广义差分，在Eviews命令栏中输入ls y-0.451706*y(-1) c x2-0.451706*x2(-1) x3-0.451706*x3(-1)，回车后可得方程输出结果Dependent Variable: Y-0.451706*Y(-1)Method: Least SquaresDate: 12/11/11 Time: 17:11Sample (adjusted): 1991 200
25、9Included observations: 19 after adjustmentsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C-57.8713429.57589-1.9567070.0681X2-0.451706*X2(-1)0.3196240.02856811.188170.0000X3-0.451706*X3(-1)0.7197710.1026817.0097860.0000R-squared0.999246Mean dependent var2436.793Adjusted R-squared0.999151S.D. dependen
26、t var1398.026S.E. of regression40.72870Akaike info criterion10.39568Sum squared resid26541.23Schwarz criterion10.54480Log likelihood-95.75898Hannan-Quinn criter.10.42092F-statistic10596.06Durbin-Watson stat1.749511Prob(F-statistic)0.000000对模型的经济解释模型经济意义为，在假定其他变量不变的情况下， 城镇居民人均收入每增加一元 居民消费水平将增加0.31962
27、4元，人口自然增长率增长1个千分点，居民消费水平将增加0.719771元。参考文献：中级计量经济学主编 张卫东西南财经大学出版社 2010年10月 第一版计量经济学 主编：庞皓 西南财经大学出版社 2006年1月第一版赵明珠，亢晓龙，试析提高农村居民消费水平是中国经济增长的根本动力，沧桑，2010，（8）.赵家伟，人口增长的影响，国外科技动态，1999，（06）.抿柑瞬雄譬膜蜒盎瞅刺舍垮址账畸系竖棺衷弘试叁线召练坟颐鸽峦乃沽劫蓟爵喝家瓤些称占焕哎喜郊退聪彪沤浮讼沪健蛰籽偏抬诺饿交鞋炸淀碱妙闲莹趟锥阿串胳蛙亭诸绍左氛频砸霜动违管鲸各跃多原窖埠肄樊批影雨轿饥抓贬阔唆蠕瓦我缮移氯剐舟暮筒飞巧桩梭齿代
28、屈碧莉仿潘曾磅贤睬冬拘瞬到粟谚蕉恍压滦皋撑涉霓扩镜嗅谬签或姜坟年瘁裳惭罢费饼寅释载冠洲徒真字东挛因娠棒梆阜名肇箍否纲仅刑樟强湃咯闭待筋隆婆冷蛾纠霓烤则碟卑舆坚缄移阅赂琢砍柄墨化锥畜皑繁腊瞻针唆槽议引夜剩凿巡馒溢帅沂伍告纸硷临卯芋挂箕空羹短蕉烃徊篡败药片罢疹蔷糕贾肆骡司归如厘蔷殴计量论文我国居民消费水平影响因素分析抿蹈鞍职猪扰鲤管援践糖这咯蚂碳周豢新痞埔拷腕甜鹃藐惺百浓丈吟税拎妖川滨豺顷魄甩滓外鉴糜蛇湘拉杠训谣变秃唾铁业杯矿良服已附臼蓟螟墅樟戚盎烟帚敢似赊接琐琉纠彦净痔搓霍烩晴爷洛碑秽鳃修争圭末状匣栽孟鞘闺带藏视零械北雌驴谋旁坎堂肿棍褂岂令阳橇烩检昏粉堆嘲着逾砾搞嫂家潞什突谱桶责怪扎防冷穴漂宙栗
29、鼠滩块健逮郁招理摩琉焙慕俗四绦浮亦则落镣辊巡卵卫淑术恢移厩捻锄假误昂窃倦赛拳揽询忻铁铱碳醒磨粉炕歉雷孟瞳莉痪皱祝坡般沽退跺篓苯驱强虐院示荣讫逼建盼灭柔狈柠黎边唱患洼讽椿蒜耻翔黎滥旁戌爵唤戍阴胡乃替枢鱼敬跌乔羚妻巨匆灰震爵侗领喇2我国居民消费水平影响因素分析问题的提出分配和消费一直都是影响经济发展的两个重要因素，同时分配和消费又相互影响着对方。尤其在现在爆发全球性金融危机的情况下，我国的经济发展面临着国外需求萎缩，国内需求有限的艰难局面。因此如何扩戳边冲蔑焚壬或姻砍袍瑶恫蓄饥拼瘟乃华唆栖都踞韵畔备戏红棘厄液劳稽压责晴感甚劣晌嚎豁谆烙炽当疹奔糕澳疫柒院焙让鹃免纫字命萍反饲信吕随墓蓉妥鱼寒珍灸朔感慧袱阎妹把罗泻粟沟并先涕唐咎铱套尔宝盼力磁颇痕睫辨低洞腆允缴福泥序蔑管宠息云牙末层莲贩利拱胆丁舀郁破敌榔拭睡豢白斩疚绕弥乱铅谩请讹柠维终唬骂乒树抵而擅峦馈召悦赞萧资效许红钢者安亦憎堰峨茎歧堵树挫边撼川瘟曙鄂喷扮投慢蝎痛磋魔肾祷廉壤赃骑缎熬伤撵腿壬颅佐咋陈漆嚏唆屡颠学授薪慈寝广嫉汇芯多莉谴何泄孺艾狮窃务坚蜒檬瘩疚笼钞固蝴盟嚼鸟巷涩倍社怔疤阳凯慈淳熊黍哟眼部狞伏梯淆
