計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)課程論文論文題目安徽省農(nóng)村居民消費(fèi)主要影響因素分析年月日目錄1引言32數(shù)據(jù)的收集43模型的估計(jì)54模型的檢驗(yàn)及修正5模型的參數(shù)估計(jì)及經(jīng)濟(jì)意義及檢驗(yàn)5計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)6異方差檢驗(yàn)6多重共線性檢驗(yàn)7自相關(guān)問題的檢驗(yàn)95提高農(nóng)村居民消費(fèi)政策建議9一、引言多年來，受收入水平的限制，安徽省農(nóng)村居民消費(fèi)需求發(fā)展相對(duì)緩慢，農(nóng)民消費(fèi)還存在巨大潛力。要擴(kuò)大內(nèi)需，不僅從市場(chǎng)需求和消費(fèi)結(jié)構(gòu)、消費(fèi)價(jià)格這個(gè)角度來考慮，更要解決如何使農(nóng)民收入持續(xù)快速增長(zhǎng)，提高農(nóng)民總體購買力，推動(dòng)農(nóng)村消費(fèi)不斷擴(kuò)大。由于數(shù)據(jù)的可獲性及影響的重要性，對(duì)于安徽省農(nóng)村居民的消費(fèi)水平主要選取了以下兩個(gè)影響因素農(nóng)村居民家庭人均純收入及商品零售價(jià)格指數(shù)。二、數(shù)據(jù)的收集農(nóng)民收入低下，限制了其購買力。雖然近幾年我省農(nóng)民人均純收入處于快速增長(zhǎng)階段，但相比較之下，我省城鎮(zhèn)居民人均可支配收入增速更快，10年間城鎮(zhèn)人均可支配收入增速172，而農(nóng)民人均純收入年均增速僅126。農(nóng)民人均純收入與城鎮(zhèn)居民人均可支配收入間的差距較大，并有擴(kuò)大趨勢(shì)，從1998年的1256上升到2008年的1309。在安徽省,居民消費(fèi)是在省內(nèi)生產(chǎn)總值經(jīng)過初次分配和再次分配后形成的,由此選擇了人均GDP儲(chǔ)蓄是指可支配收入中未被消費(fèi)掉的部分,兩者之間是此消彼長(zhǎng)的關(guān)系,過度儲(chǔ)蓄會(huì)直接減少市場(chǎng)上的有效需求,并在貨幣市場(chǎng)上產(chǎn)生收縮效應(yīng),使商品市場(chǎng)長(zhǎng)期低迷,可見儲(chǔ)蓄和消費(fèi)息息相關(guān)；根據(jù)日常觀察和統(tǒng)計(jì)研究都表明,當(dāng)前可支配收入水平是決定安徽省消費(fèi)的核心因素,因此人均可支配收入的入選毫無疑問商品的價(jià)格在很大程度上也是促成居民消費(fèi)心理的因素。1989年到2008年農(nóng)村居民的消費(fèi)水平及其影響因素的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)（表1）年份農(nóng)村居民消費(fèi)水平Y(jié)農(nóng)村居民家庭人均純收入X1商品零售價(jià)格指數(shù)X21991550603512881992561687310211993612708610291994698784108419958099216113219961048122512171997132715677114819981626193611061199917322090110282000173321629742001176622103972002186522534965200319692366499220042062247569872005210326222989200623014038610282007256146312100820082847502511012009326557911103820103768670071067注數(shù)據(jù)來源安徽統(tǒng)計(jì)年鑒整理三、模型的估計(jì)可以看出YX1都是逐年增長(zhǎng)的，但增長(zhǎng)速率有所變動(dòng)，而X2在多數(shù)年份呈現(xiàn)水平波動(dòng)。說明變量之間不一定是線性關(guān)系。初步建立模型YB0B1X1B2X2UIB0表示在沒有任何因素影響下的農(nóng)村居民消費(fèi)水平B1表示農(nóng)村居民家庭人均純收入對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)水平的影響；B2表示商品零售價(jià)格指數(shù)對(duì)農(nóng)村居民的消費(fèi)水平的影響；UI為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。四、模型的檢驗(yàn)及修正（一）模型的參數(shù)估計(jì)及經(jīng)濟(jì)意義及檢驗(yàn)利用EVIEWS軟件，做Y對(duì)X1、X2的回歸，EVIEWS的最小二乘估計(jì)的回歸結(jié)果如下表1DEPENDENTVARIABLEYMETHODLEASTSQUARESDATE12/02/11TIME2323SAMPLE19912010INCLUDEDOBSERVATIONS20VARIABLECOEFFICIENTSTDERRORTSTATISTICPROBC19022146212436306194600071X104735290026988175458100000X212786085640545226681600367RSQUARED0957489MEANDEPENDENTVAR1760150ADJUSTEDRSQUARED0952487SDDEPENDENTVAR9073468SEOFREGRESSION1977781AKAIKEINFOCRITERION1354965SUMSQUAREDRESID6649750SCHWARZCRITERION1369901LOGLIKELIHOOD1324965FSTATISTIC1914465DURBINWATSONSTAT0668705PROBFSTATISTIC00000001、經(jīng)濟(jì)意義上的檢驗(yàn)該模型可初步通過經(jīng)濟(jì)意義上的檢驗(yàn)，系數(shù)符號(hào)均符合經(jīng)濟(jì)意義，農(nóng)村居民家庭人均純收入及商品零售價(jià)格指數(shù)均能在數(shù)量上增加居民消費(fèi)。統(tǒng)計(jì)意義上的檢驗(yàn)2、當(dāng)N20,005時(shí)，T檢驗(yàn)值為1740。由數(shù)據(jù)可以看出，X1、X2的T檢驗(yàn)值得絕對(duì)值大于1740，符合T檢驗(yàn)。F1914465符合F檢驗(yàn)。RSQUARED0957489ADJUSTEDRSQUARED0952487,模型的擬合度較好。因此這些因素對(duì)農(nóng)村居民的消費(fèi)水平有較大的影響。（二）計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)1、異方差檢驗(yàn)樣本數(shù)為20，且模型為二元線性回歸模型，利用懷特檢驗(yàn)對(duì)異方差性進(jìn)行檢驗(yàn)，利用OLS課的殘差EI,求殘差平方和EI2并將其對(duì)X1/、X2、X12、X22和X1X2作回歸?？傻媒Y(jié)果如下表2且XII為XI2,XI為XIXJ表2WHITEHETEROSKEDASTICITYTESTFSTATISTIC1695609PROBABILITY0200342OBSRSQUARED7543399PROBABILITY0183260TESTEQUATIONDEPENDENTVARIABLERESID2METHODLEASTSQUARESDATE12/04/11TIME1233SAMPLE19912010INCLUDEDOBSERVATIONS20VARIABLECOEFFICIENTSTDERRORTSTATISTICPROBC11951061723183069354504993X173971011789977041325106857X1200043620003326131148602108X1X210874281807275060169505570X224499232983847082106204254X2211610381274675091085003778RSQUARED0377170MEANDEPENDENTVAR3324875ADJUSTEDRSQUARED0154731SDDEPENDENTVAR3398590SEOFREGRESSION3124613AKAIKEINFOCRITERION2378050SUMSQUAREDRESID137E10SCHWARZCRITERION2407922LOGLIKELIHOOD2318050FSTATISTIC1695609DURBINWATSONSTAT1075356PROBFSTATISTIC0200342可知RSQUARED0377170，查表可得樣本數(shù)為20，自由度為5的2分布的值為110705，因?yàn)镹R2936332DU，說明在1顯著性水平下廣義差分模型中已無自相關(guān)，不必再進(jìn)行迭代。同時(shí)可見，可決系數(shù)R2、T、F統(tǒng)計(jì)量也達(dá)到了理想水平。由上述差分方程有B12127979/10666463789由此，我們得到最終安徽省農(nóng)村居民消費(fèi)模型為YT637890439991X10785376X2由式的安徽省農(nóng)村居民消費(fèi)模型可知，安徽省農(nóng)村居民的消費(fèi)邊際為0439991和0785376。即其他解釋變量不變，農(nóng)村居民家庭人均純收入每增加一元，平均來說人均消費(fèi)支出將增加0439991。其他解釋變量保持不變，商品零售價(jià)格指數(shù)每增加一元，平均來說人均消費(fèi)支出將增加0785376。五、提高農(nóng)村居民消費(fèi)政策建議當(dāng)前制約我國經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的因素很多，靠擴(kuò)大投資拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不是長(zhǎng)久之計(jì)，靠擴(kuò)大出口拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也面臨居多難題，因此，擴(kuò)大內(nèi)需、提升居民消費(fèi)水平來拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)應(yīng)是長(zhǎng)久之策，根據(jù)以上分析，提升居民消費(fèi)水平可從以下幾方面著手大力發(fā)展生產(chǎn)力，增加科技投入，把國民經(jīng)濟(jì)蛋糕做大做強(qiáng)，提升國內(nèi)生產(chǎn)總值整體水平。當(dāng)前，要發(fā)展低碳與生態(tài)經(jīng)濟(jì)，增加國內(nèi)生產(chǎn)總值的綠色含量，提高居民整體收入水平，特別是農(nóng)村居民收入水平。中國是一個(gè)農(nóng)業(yè)大國，農(nóng)村居民收入水平低是居民消費(fèi)水平難以提高的重要原因。切實(shí)提高農(nóng)民收入，不僅是農(nóng)民由溫飽進(jìn)入小康、改善農(nóng)民生活質(zhì)量的關(guān)鍵，也是刺激消費(fèi)、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)健康快速協(xié)調(diào)發(fā)展的重要著