導(dǎo)語：如何才能寫好一篇居民消費(fèi)統(tǒng)計(jì)分析，這就需要搜集整理更多的資料和文獻(xiàn)，歡迎閱讀由公文云整理的十篇范文，供你借鑒。

篇1

關(guān)鍵詞：居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)；統(tǒng)計(jì)分析；理論知識(shí)；預(yù)測

一、引言

近幾年，隨著我國經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展，我國居民的物質(zhì)消費(fèi)水平也越來越高，居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)也越來越得到人們的重視。居民價(jià)格消費(fèi)指數(shù)是反應(yīng)人們消費(fèi)水平狀況的重要指標(biāo)，注重對(duì)居民的消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的研究可以增加政府對(duì)我國居民消費(fèi)狀況的了解，對(duì)我國政府的政策制定、經(jīng)濟(jì)宏觀調(diào)控等都有重要的參考價(jià)值。

二、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的理論知識(shí)

居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)英文全稱為Consumer Price Index，縮寫為CPI，它是度量消費(fèi)商品及服務(wù)項(xiàng)目價(jià)格水平隨著時(shí)間變動(dòng)的相對(duì)數(shù)，反映居民購買的商品及服務(wù)項(xiàng)目價(jià)格水平的變動(dòng)趨勢和變動(dòng)程度。居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)在整個(gè)國民經(jīng)濟(jì)價(jià)格體系中占有重要的地位，對(duì)于我國經(jīng)濟(jì)宏觀調(diào)控具有正要的指導(dǎo)作用。

另外，CPI的計(jì)算采用的是是固定權(quán)數(shù)按加權(quán)算術(shù)平均指數(shù)公式計(jì)算，CPI=（一組固定商品按當(dāng)期價(jià)格計(jì)算的價(jià)值/一組固定商品按基期價(jià)格計(jì)算的價(jià)值）×100%。同時(shí)，居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)還與經(jīng)濟(jì)通貨膨脹有關(guān)，加深對(duì)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的研究可以一定程度上抑制經(jīng)濟(jì)通貨膨脹。有學(xué)者認(rèn)為，當(dāng)居民價(jià)格指數(shù)>3%就表示本地區(qū)已經(jīng)發(fā)生了通貨膨脹。

三、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的統(tǒng)計(jì)分析

下面我們以我國今年來的居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)為例從總體、結(jié)構(gòu)、影響因素、以及動(dòng)態(tài)預(yù)測四個(gè)方面進(jìn)行深入分析。

1.居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的總體分析

近幾年，我國居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)一直處速上漲的狀態(tài)，據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局的數(shù)據(jù)顯示，單2012年12月份全國居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)同比上漲2.5%，漲幅比上月擴(kuò)大0.5個(gè)百分點(diǎn)。下圖是節(jié)選我國2008年—2012年我國統(tǒng)計(jì)局統(tǒng)計(jì)的CPI的增長率：

總體分析，我國居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)上漲有以下三個(gè)明顯的特征：（1）我國物價(jià)漲幅逐步的擴(kuò)大；我國近幾年居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的運(yùn)行軌跡一般都呈現(xiàn)前低后高的態(tài)勢。以肉類為代表，我國豬肉價(jià)格一直處于穩(wěn)步上漲的狀態(tài)。（2）全國居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)結(jié)構(gòu)性上漲明顯；（3）促進(jìn)我國居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)上漲的因素變多。

2.居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的結(jié)構(gòu)分析

我國居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)在結(jié)構(gòu)上包括食品、飲酒、居住、醫(yī)療保健個(gè)人用品等。近幾年我國居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)結(jié)構(gòu)性漲幅很大，并且結(jié)構(gòu)性漲幅不平衡。例如2011年全國居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)個(gè)部分構(gòu)成與所占比重是：食品31.79%，煙酒及用品3.49%，居住17.22%，交通通訊9.95%，醫(yī)療保健個(gè)人用品9.64%，衣著8.52%，家庭設(shè)備及維修服務(wù)5.64%，娛樂教育文化用品及服務(wù)13.75%。2012年5月份，全國居民消費(fèi)價(jià)格總水平同比上漲3.0%。其中，城市上漲3.0%，農(nóng)村上漲2.9%；食品價(jià)格上漲6.4%，非食品價(jià)格上漲1.4%；消費(fèi)品價(jià)格上漲3.6%，服務(wù)項(xiàng)目價(jià)格上漲1.7%.1-5月平均，全國居民消費(fèi)價(jià)格總水平比去年同期上漲3.5%。

3.居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的影響因素分析

影響我國居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)增長的因素有很多，總結(jié)概括起來，我認(rèn)為主要由以下幾點(diǎn)：

（1）近幾年經(jīng)濟(jì)發(fā)展的推動(dòng)是居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)增長的重要因素之一；經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，我國制造業(yè)飛速發(fā)展，對(duì)于原材料需求量很大，這就促進(jìn)了人們對(duì)于資源的需求和消費(fèi)。

（2）國際市場價(jià)格的導(dǎo)向作用；我國加入世貿(mào)組織之后，我國經(jīng)濟(jì)進(jìn)一步融入了世界市場，國際市場物價(jià)的波動(dòng)同樣會(huì)帶動(dòng)我國物價(jià)的浮動(dòng)。近幾年，世界糧食和石油價(jià)格一直處于持續(xù)上漲的狀態(tài)，這也帶動(dòng)了我國國內(nèi)相關(guān)產(chǎn)業(yè)物價(jià)的上漲。

（3）受我國國內(nèi)供需不平衡的影響；受近幾年我國自然災(zāi)害的影響，以及國際市場的影響，我國很多地方市場都總體呈現(xiàn)出供求失衡的狀況。例如像生豬養(yǎng)殖業(yè)，近幾年瘟疫發(fā)生，養(yǎng)殖戶減少，導(dǎo)致豬肉市場供低于求，豬肉價(jià)格持續(xù)上漲。

4.居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的動(dòng)態(tài)預(yù)測分析

從以上推動(dòng)價(jià)格上漲的因素來看，我國在最近的一段時(shí)間里，物價(jià)還是會(huì)持續(xù)上漲，尤其是資源類的產(chǎn)品。從物價(jià)穩(wěn)定的因素來具體分析，近幾年我國政府在經(jīng)濟(jì)調(diào)控方面也出臺(tái)了一系列的政策，繼續(xù)實(shí)施適度從緊的財(cái)政和貨幣政策，像2008年央行連續(xù)多次上調(diào)存款準(zhǔn)備金率和存貸款利率，運(yùn)用特別國債等財(cái)政政策，這些宏觀調(diào)控“組合拳”。這些政策都將有利于緩解貨幣流動(dòng)性過剩問題，避免經(jīng)濟(jì)過熱，同時(shí)對(duì)穩(wěn)定我國市場的物價(jià)水平起到舉足輕重的作用。

總而言之，要想從根本上控制我國物價(jià)水平，我國應(yīng)該對(duì)目前的企業(yè)經(jīng)濟(jì)制度做更深一層次的改革。否則，在未來的時(shí)間內(nèi)我國物價(jià)還將處速增長的狀態(tài)，像房地產(chǎn)，雖然國家多次出臺(tái)控價(jià)規(guī)定，但是依舊飛速增長。

四、總結(jié)

總之，我國統(tǒng)計(jì)部門應(yīng)該注重對(duì)CPI的研究分析工作，并且根據(jù)CPI反映的居民消費(fèi)狀況，研究、制定并調(diào)整我國的消費(fèi)政策、居民工資政策、物品價(jià)格政策以及我國貨幣政策等，這才是CPI研究的真正意義所在。

參考文獻(xiàn)：

篇2

關(guān)鍵詞：農(nóng)村居民；生活消費(fèi)；因子分析；聚類分析

中圖分類號(hào)：F126.1 文獻(xiàn)識(shí)別碼：A 文章編號(hào)：1001-828X（2016）033-0000-01

一、緒論

1.研究農(nóng)村居民消費(fèi)的現(xiàn)狀

作為農(nóng)業(yè)大國，我國如今的農(nóng)村人口達(dá)到了全國總?cè)丝诘?6%，接近一半?？梢?，農(nóng)業(yè)在我國占有比較重要的基礎(chǔ)作用，“三農(nóng)”問題始終得到黨和政府的高度重視。然而我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平很不平衡，比較偏遠(yuǎn)的山區(qū)以及鄉(xiāng)村地區(qū)的居民甚至解決不了溫飽[1]。

本文通過從《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》上下載關(guān)于我國農(nóng)村居民各方面生活消費(fèi)的數(shù)據(jù)，運(yùn)用spss的統(tǒng)計(jì)分析方法，比較我國各地區(qū)農(nóng)村居民生活消費(fèi)差距，希望能夠找出解決辦法，解決這種不平衡的問題。

2.符號(hào)說明

選取八個(gè)指標(biāo)作為分析我國農(nóng)村居民生活消費(fèi)支出的變量：X1（食品煙酒）、X2（衣著）、X3（居住）、X4（生活用品及服務(wù)）、X5（交通通信）、X6（教育文化娛樂）、X7（醫(yī)療保?。?、X8（其他用品及保?。2]。

二、基于因子分析的我國農(nóng)村居民消費(fèi)情況研究

1.因子分析

采用SPSS22對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，原有變量的KMO值為0.85，比較接近1，所以適合做因子分析。由總方差解釋和碎石圖看出提取兩個(gè)因子是合適的，也就是農(nóng)村居民生活消費(fèi)支出的情況與這兩個(gè)因子的支出基本一致。

對(duì)兩個(gè)因子正交旋轉(zhuǎn)得出：X1、X2、X3、X4、X5、X8在第一因子上有較高的載荷，均為生存所必須的相關(guān)支出。X6和X7在第二個(gè)因子上載荷較高，均為享受型支出。因此，這兩個(gè)因子更能說明中國農(nóng)村居民家庭生活消費(fèi)支出體系中的主要方面。

根據(jù)綜合因子得分對(duì)我國各省市農(nóng)村居民家庭生活消費(fèi)水平排序如下（截取前15個(gè)地區(qū)以做分析說明）：

2.總結(jié)與建議

（1）總結(jié)

第一，綜合因子得分排在第一的是上海，8個(gè)地區(qū)綜合因子得分大于0，其他地區(qū)的綜合因子得分小于0，說明我國大部分地區(qū)農(nóng)村居民消費(fèi)水平處于平均水平之下，表明我國農(nóng)村居民生活消費(fèi)水平差距較大且水平不高。

第二，各省市所處的地理位置不同，消費(fèi)支出也不同。綜合排名前7位的是上海、天津、北京、浙江、江蘇、福建、廣東處于東部及沿海地帶。得出生活在東部及沿海發(fā)達(dá)地區(qū)的居民家庭生活消費(fèi)較高，而生活在中西部偏僻地區(qū)如、青海、陜西等地農(nóng)村居民受當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)水平的限制，家庭消費(fèi)支出較低[7]。

第三，第二因子排在最后5位的是貴州、四川、廣西、海南、地區(qū)，這些地區(qū)的農(nóng)村比較偏遠(yuǎn)，生活質(zhì)量很低，所以在醫(yī)療保健和教育文化娛樂上消費(fèi)更是非常低。第二因子排在前五位的是內(nèi)蒙古、浙江、遼寧、吉林和黑龍江，浙江經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高，消費(fèi)結(jié)構(gòu)合理，在教育和醫(yī)療保健上消費(fèi)較大，注重物質(zhì)和精神享受。而內(nèi)蒙古、遼寧、吉林和黑龍江第二因子排名靠前，主要是在醫(yī)療保健上花費(fèi)較大，這主要和當(dāng)?shù)氐牡乩砦恢?、氣候有關(guān)，常年氣溫較低，多注重醫(yī)療保健來保證身體健康，增強(qiáng)抵抗力[3]。

（2）建議

第一，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平需要平衡發(fā)展；轉(zhuǎn)變消費(fèi)觀念，平衡消費(fèi)支出，提高消費(fèi)水平，進(jìn)而推動(dòng)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

第二，經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的地區(qū)要幫助落后的山區(qū)農(nóng)村，最終實(shí)現(xiàn)共同富裕，全國人民一起奔小康。

三、基于聚類分析的各地區(qū)農(nóng)村居民消費(fèi)差異分析

聚類實(shí)證分析：對(duì)31個(gè)省市的農(nóng)村居民家庭生活消費(fèi)支出情況進(jìn)行聚類分析，結(jié)果如下：

第一類為北京、上海、天津、浙江，沿海地方經(jīng)濟(jì)比較發(fā)達(dá)，農(nóng)村居民家庭生活消費(fèi)支出比較多；第一因子得分第一是上海，說明上海地區(qū)的農(nóng)村居民生活質(zhì)量較高；而且北京、天津、上海三地的第一、二因子得分差距較大，在第一因子上消費(fèi)較多，比較注重物質(zhì)享受。浙江的兩個(gè)主因子得分差距較小，說明浙江的農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)較合理[1]。

第二類為內(nèi)蒙古、江蘇、福建、湖南、廣東、重慶、四川，這些地方的農(nóng)村居民生活消費(fèi)支出中等；第一因子的得分都大于0，說明在第一因子消費(fèi)上位于平均水平之上，生活質(zhì)量較好。

第三類為河北、山西、遼寧、吉林、黑龍江、安徽、江西、山東、河南、湖北、廣西、四川、貴州、云南、、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆，這些地方的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平一般，農(nóng)村的家庭生活消費(fèi)支出較少。第一、二因子的得分大部分都接近于0或者小于0，由此看出我國各地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距很大，導(dǎo)致農(nóng)村居民生活消費(fèi)支出差距也很大，必需采取措施縮小差距，全面提高我國農(nóng)村居民的生活消費(fèi)水平。

四、結(jié)論

我國農(nóng)村居民生活消費(fèi)不平衡，如何促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展，顯得尤為重要。對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)進(jìn)行排名比較能比較直觀的分析出各變量的差距，有利于各種惠農(nóng)政策的制定與實(shí)施。本文運(yùn)用因子分析和聚類分析得出我國東西部居民消費(fèi)差距很大，在農(nóng)村居民中食品、居住等占主要地位，而醫(yī)療和教育方面支出相對(duì)較少，所以提高農(nóng)民收入是第一位的。政府方面要加強(qiáng)農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、健全農(nóng)村消費(fèi)市場、普及提高消費(fèi)信貸這是，刺激居民消費(fèi)，是農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)不斷完善！

參考文獻(xiàn)：

[1]澹瑞霞.中國農(nóng)村居民家庭平均每人的生活消費(fèi)情況的多元統(tǒng)計(jì)分析[D].河南師范大學(xué)，2013：02，31.

[2]國家統(tǒng)計(jì)局.中國統(tǒng)計(jì)年鑒-2014[M].北京：中國統(tǒng)計(jì)出版社，2015.

[3]石夏星.因子分析在居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)分析中的應(yīng)用[J].商業(yè)文化，2011.

[4]李雪，王莉華.基于聚類和因子分析的農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)實(shí)證研究[J].遼寧石油化工大學(xué)學(xué)報(bào)，2008.

篇3

內(nèi)容摘要:本文通過實(shí)證研究,利用Granger因果分析法,對(duì)我國通貨膨脹率和實(shí)際有效匯率之間關(guān)系進(jìn)行了分析,并且建立了擬合方程。通過分析發(fā)現(xiàn)我國實(shí)際有效匯率的提高,并不能抑制我國的通貨膨脹率,而反過來,通貨膨脹率的提高則對(duì)實(shí)際有效匯率有著負(fù)面的影響。最后,本文對(duì)通貨膨脹率的主要指標(biāo)CPI進(jìn)行了AR模型的擬合。

關(guān)鍵詞:通貨膨脹 匯率 ADF檢驗(yàn) AR模型

傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)學(xué)認(rèn)為,通貨膨脹是貨幣發(fā)行量超過商品流通中實(shí)際所需的貨幣量所造成的貨幣貶值、物價(jià)上漲的現(xiàn)象。通貨膨脹在現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)學(xué)中意指整體物價(jià)水平上升。一般性通貨膨脹為貨幣的市值或購買力下降,而貨幣貶值為兩經(jīng)濟(jì)體間之幣值相對(duì)性降低。前者用于形容全國性的幣值,而后者用于形容國際市場上的附加價(jià)值。兩者之相關(guān)性為經(jīng)濟(jì)學(xué)上的爭議之一。

本文擬應(yīng)用時(shí)間序列的相關(guān)知識(shí)對(duì)最新的數(shù)據(jù)進(jìn)行進(jìn)一步的擬合,以期找到匯率和通貨膨脹之間的內(nèi)在作用原理。

數(shù)據(jù)選擇及描述性統(tǒng)計(jì)分析

本文選取國際上廣泛認(rèn)可的居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(CPI)的月度數(shù)據(jù)作為衡量通貨膨脹的主要指標(biāo)進(jìn)行分析。另外,本文的匯率數(shù)據(jù)來自BIS網(wǎng)站的統(tǒng)計(jì)資料,使用的人民幣實(shí)際有效匯率(REER)的月度數(shù)據(jù)。這是消除了本國以及外國的通貨膨脹因素的實(shí)際兌換率,也是在國際貿(mào)易中起決定作用的匯率。本文選取的是來源于wind金融數(shù)據(jù)庫及省略,兩個(gè)數(shù)據(jù)的跨度都是從1994年1月到2007年11月。

首先,為了探討匯率與通貨膨脹之間的關(guān)系,本文先進(jìn)行了描述性的統(tǒng)計(jì)分析。居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)從1994、1995年的高峰開始下降,維持了幾年的低水平,2003、2004年有所上升后又趨于緩和,近幾年以來又有了抬頭的趨勢。而人民幣的實(shí)際有效匯率一直在上升,到2001年開始下降,后面基本處于振蕩狀態(tài),特別是2007年10月以來實(shí)際匯率有所下降,這與大家通常認(rèn)為的人民幣升值現(xiàn)象并不一樣?，F(xiàn)在,由于美元的貶值,造成了人民幣名義匯率的上升,而在國際市場上,考慮到歐元的強(qiáng)勢,人民幣的實(shí)際有效匯率并沒有大幅上漲。而就兩者的關(guān)系而言,本文發(fā)現(xiàn)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)和人民幣實(shí)際有效匯率之間存在著一定程度上的負(fù)相關(guān)性,尤其是在1999年以前,而2000年之后,實(shí)際有效匯率的變動(dòng)幅度要更高于居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的變動(dòng)情況。

更進(jìn)一步,本文計(jì)算了居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)和實(shí)際有效匯率的相關(guān)系數(shù)以及繪出散點(diǎn)圖,得到的結(jié)果見表1、圖1。從圖1中不難發(fā)現(xiàn),實(shí)際有效匯率同居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)之間存在可能的負(fù)相關(guān)性。

模型的建立與檢驗(yàn)

(一)ADF單位根檢驗(yàn)

關(guān)于時(shí)間序列數(shù)據(jù)的單整性檢驗(yàn)主要有ACF、PACF函數(shù)檢驗(yàn)法,ADF特征根檢驗(yàn)法,ARIMA模型檢驗(yàn)法等幾種。本文使用E-views5.1對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行了基于SIC標(biāo)準(zhǔn)的ADF的特征根檢驗(yàn)。具體結(jié)果如表2、表3、表4所示。

此時(shí)在0.05的檢驗(yàn)水平下,不能認(rèn)為居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的數(shù)據(jù)存在著單位根。即中國的居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)是0階平穩(wěn)的。

從表3中,我們接受序列存在單位根的假設(shè)。于是本研究對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行了一階差分,繼續(xù)進(jìn)行ADF檢驗(yàn),得到結(jié)果如表4所示。從表4中可以明顯看出,經(jīng)過一階差分,序列不存在著單位根,可以認(rèn)為序列已經(jīng)平穩(wěn)。即人民幣實(shí)際有效匯率是1階平穩(wěn)的。

(二)Granger因果分析

本文認(rèn)為居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)和人民幣實(shí)際有效匯率一個(gè)是I(0),一個(gè)是I(1)。所以并不能用協(xié)整分析來判斷其是否存在著穩(wěn)定的數(shù)量關(guān)系,應(yīng)該采用Granger因果分析的方法。

Granger因果分析的思路是對(duì)于序列Xt,Yt,如果用Yt和Xt的滯后項(xiàng)一起對(duì)Xt進(jìn)行擬合的效果比單獨(dú)使用Xt的滯后項(xiàng)擬合的效果好。那么我們就認(rèn)為Yt是Xt的Granger因。具體分析結(jié)果如表5所示。

從表5中發(fā)現(xiàn),人民幣實(shí)際有效匯率并不是居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的Granger因,而居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)一定程度上是人民幣實(shí)際有效匯率的Granger因。也就是說,人民幣升值并不能很好地解釋我國的通貨膨脹現(xiàn)象,而通貨膨脹率的變化,一定程度上影響著人民幣在國際市場中的力量。

(三)模型的擬合及檢驗(yàn)

由于發(fā)現(xiàn)居民消費(fèi)指數(shù)對(duì)人民幣實(shí)際有效匯率的作用,于是我們對(duì)模型進(jìn)行了擬合(見表6),參考AIC、SIC標(biāo)準(zhǔn)對(duì)模型的滯后階進(jìn)行選擇,最后得出的方程如下:

REER=11.238-0.057CPI+1.24REER(-1)+REER(-2)

(3.157) (-2.747)(16.482) (-4.066) Adj-Rsq=0.987

根據(jù)以上建立的模型,本文認(rèn)為我國的居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)對(duì)人民幣實(shí)際有效匯率有著負(fù)相關(guān)的關(guān)系,這也印證了本文第二章描述性統(tǒng)計(jì)分析的猜測。從理論上講,通貨膨脹率上升,使得持有人民幣國內(nèi)市場貶值的預(yù)期增加,在國際市場上體現(xiàn)為實(shí)際有效匯率的下降。這是符合情理的。

本文對(duì)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)建立了AR模型,對(duì)其的變化趨勢進(jìn)行了分析。得到結(jié)果,建立的是一個(gè)AR(2)模型。

CPI=1.352CPI(-1)-0.373CPI(-2)+2.118

(19.436) (-5.443) (2.92) Adj-Rsq=0.992

模型的擬合程度是比較理想的,各項(xiàng)系數(shù)也比較顯著(見表7)。并且本文用該模型對(duì)2007年12月以及2008年1月的數(shù)據(jù)進(jìn)行預(yù)測。得到的結(jié)果分別為106.9和106.9與真實(shí)值相差-0.4和-0.2。誤差不是很大,起到了一定的預(yù)測作用。

結(jié)論

本文發(fā)現(xiàn)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)是I(0)單整,而I(1)階單整,考慮到兩個(gè)變量平穩(wěn)性的不同,所以并不能進(jìn)行協(xié)整分析。本文用Granger因果分析的方法考察了兩個(gè)變量之間的關(guān)系,發(fā)現(xiàn)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)對(duì)實(shí)際有效匯率存在著負(fù)的影響。然后,本文對(duì)兩個(gè)變量之間的關(guān)系進(jìn)行了擬合,證實(shí)了居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)與實(shí)際有效匯率之間的負(fù)相關(guān)性。最后,文章對(duì)通貨膨脹的主要指標(biāo)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)建立了一個(gè)AR(2)的模型,并對(duì)其數(shù)據(jù)進(jìn)行預(yù)測。

參考文獻(xiàn):

1.李力,楊柳.1996-2005年間我國通貨膨脹成因的實(shí)證研究.理論月刊,2006

篇4

關(guān)鍵詞：因子分析；農(nóng)村居民；消費(fèi)性支出

1.引言

改革開放以來，山東省的經(jīng)濟(jì)發(fā)展迅速，尤其是幾個(gè)沿海城市，但是中部和南部部分城市發(fā)展緩慢，從而導(dǎo)致各個(gè)城市的消費(fèi)水平也不一樣。本文主要是研究一下山東省各個(gè)城市的農(nóng)村居民的消費(fèi)水平。要了解各個(gè)城市的農(nóng)村居民的消費(fèi)水平，就要明確與消費(fèi)水平相關(guān)的不同指標(biāo)。本文主要是用幾個(gè)綜合指標(biāo)來反映原始指標(biāo)包含的信息，這就是我們通常所說的“降維”。本文主要運(yùn)用的是因子分析法來進(jìn)行降維處理。

2.消費(fèi)結(jié)構(gòu)

消費(fèi)結(jié)構(gòu)按照一定的分類標(biāo)準(zhǔn)可以分為：不同社會(huì)集團(tuán)的消費(fèi)結(jié)構(gòu)、宏觀消費(fèi)與微觀消費(fèi)結(jié)構(gòu)、實(shí)物消費(fèi)與價(jià)值消費(fèi)結(jié)構(gòu)。我們通常狹義的認(rèn)為主要包括宏觀和微觀消費(fèi)結(jié)構(gòu)。前者是宏觀層面（總體）的消費(fèi)結(jié)構(gòu)，表明宏觀的消費(fèi)數(shù)量多少和不同的比例關(guān)系，從整體水平上反映出不同國家或地區(qū)的消費(fèi)水平。后者是微觀（家庭或個(gè)人）消費(fèi)結(jié)構(gòu)，它從很小的個(gè)體消費(fèi)單元上反映出消費(fèi)水平狀況，并成為前者的基礎(chǔ)。

3.降維處理

因子分析是降維處理的一種方法，運(yùn)用因子分析法能夠簡化數(shù)據(jù)的處理過程，主要是分析多個(gè)不同變量之間存在的關(guān)系，然后建立不同變量之間的相關(guān)系數(shù)矩陣，進(jìn)行研究分析，從而得出公共因子，公共因子能夠反映出大部分原始數(shù)據(jù)的信息。

4.不同指標(biāo)

5.模型建立

5.1相關(guān)系數(shù)

計(jì)算八項(xiàng)指標(biāo)變量彼此之間的相關(guān)系數(shù)，可以看出大部分相關(guān)系數(shù)都較大，滿足分析要求，數(shù)據(jù)適合做因子分析。

5.2指標(biāo)分析

根據(jù)KMO和Bartlett檢驗(yàn)，得出KMO數(shù)值離1越近，說明能夠進(jìn)行因子分析，根據(jù)結(jié)果，KMO的數(shù)值是0.70，能夠進(jìn)行因子分析。Bartlett的數(shù)值是81.9，Sig的數(shù)值值為0.00，小于顯著性水平的數(shù)值0.05，因此拒絕原假設(shè)表示變量之間存在相關(guān)關(guān)系，能夠進(jìn)行因子分析。

通過對(duì)各個(gè)因子貢獻(xiàn)率的分析，得出前面兩個(gè)因子的特征值是大于1的，同時(shí)前面兩個(gè)因子的特征值之和占總特征值的85.31%，所以選擇前面兩個(gè)因子作為因子分析的主因子。

6、結(jié)果分析

根據(jù)第一個(gè)公共因子的分?jǐn)?shù)，把山東省劃分為3個(gè)區(qū)域： 處在第一位的是青島， 緊隨其次的是威海、淄博、棗莊、東營、煙臺(tái)、濰坊、日照、臨沂。這幾個(gè)城市不是沿海城市，就是重工業(yè)發(fā)展水平較高的城市，共同特點(diǎn)是居民生存性消費(fèi)支出較高， 所以這幾個(gè)城市在農(nóng)村基本生活支出方面比較多。但是濟(jì)寧、濟(jì)南、泰安、萊蕪、德州、聊城、濱州、菏澤分?jǐn)?shù)較低， 分布在靠后一區(qū)域， 這幾個(gè)市的農(nóng)村還有很多貧困人口， 解決溫飽問題仍是突出的重點(diǎn)，所以省、市政府要大力的扶持。根據(jù)公共因子 2得分， 我省也可以劃分 3類：第一類是濟(jì)南， 它的基礎(chǔ)消費(fèi)因子得分較差，但作為省會(huì)，其發(fā)展享受支出因子上卻領(lǐng)先于其他地區(qū)，可能是地理位置優(yōu)越， 但是農(nóng)村地區(qū)進(jìn)行消費(fèi)支出主要在精神娛樂方面。從而得出， 省會(huì)濟(jì)南的消費(fèi)支出結(jié)構(gòu)是平衡，政府進(jìn)行應(yīng)該進(jìn)行調(diào)控。棗莊、日照、臨沂在精神娛樂因子在靠后一區(qū)域。得出這3市，當(dāng)?shù)叵M(fèi)習(xí)慣導(dǎo)致不重視農(nóng)村文化娛樂，這幾個(gè)地方政府應(yīng)適當(dāng)?shù)刂笇?dǎo)， 豐富農(nóng)村文化娛樂生活，增加農(nóng)村文化娛樂設(shè)施投入，剩下的幾個(gè)時(shí)則處于中間區(qū)域。

綜合因子1和因子2，分析得出，排在前面的大都是東部城市，在后的大多是西部城市，中部各市處于中間水平，原因是沒有充分利用各市的豐富資源，發(fā)展沒有特色，所處地理位置對(duì)各省份經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平影響很大。

7.意見建議

1、山東省政府以及各地市政府，應(yīng)該增加對(duì)發(fā)展水平高的城市的稅收政策的落實(shí)，以及分配制度的管理，增加財(cái)政支出，不斷對(duì)落后地區(qū)的進(jìn)行扶持，提高政府的轉(zhuǎn)移支付能力和宏觀調(diào)控的水平。

2、在不斷地對(duì)發(fā)展水平靠后的地區(qū)的進(jìn)行固定資產(chǎn)投入同時(shí)，也要把握好投入資金的方向，并且提高投入資金質(zhì)量，增加投入資金績效水平。

3、省政府和各地區(qū)加快發(fā)展水平落后的城市的改革，對(duì)發(fā)展水平落后的地區(qū)提供的優(yōu)惠政策，實(shí)施先“富”帶動(dòng)后“富”、最終實(shí)現(xiàn)共同富裕。通過政策杠桿，讓發(fā)展水平較快的地區(qū)扶持較慢城市 ，使經(jīng)濟(jì)綜合發(fā)展環(huán)境得到不斷的改善。（作者單位：西安財(cái)經(jīng)學(xué)院）

參考文獻(xiàn)：

[1]劉振，吳廣，丁維岱，張召明.SPSS統(tǒng)計(jì)分析與應(yīng)用[J].北京：電子工業(yè)出版社，2011：266-270.

[2]米紅，張文璋.使用現(xiàn)代統(tǒng)計(jì)分析方法與SPSS應(yīng)用[J].北京：當(dāng)代中國出版社，2000：270-275.

[3]李雪，王莉華.基于聚類和因子分析的農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)實(shí)證研究[J].遼寧石油化工大學(xué)學(xué)報(bào).2008，28（2）：93-95.

篇5

1、選擇兩個(gè)或兩個(gè)以上的標(biāo)志，對(duì)同一總體進(jìn)行的重疊分組，稱為復(fù)合分組。(　)

2、平均指標(biāo)是把一個(gè)總體內(nèi)各單位在某個(gè)數(shù)量標(biāo)志上的差異抽象化，以反映總體的一般水平的綜合指標(biāo)。(　)

3、保證時(shí)間數(shù)列中各個(gè)指標(biāo)數(shù)值具有可比性是編制時(shí)間數(shù)列應(yīng)遵守的基本原則。(　)

4、同度量因素的作用是把不能直接相加或?qū)Ρ鹊囊蛩剡^渡到能夠相加和比較。(　)

5、統(tǒng)計(jì)分析是由數(shù)字形成概念，從概念形成判斷，由判斷進(jìn)行推理，并由此得出結(jié)論，所以說準(zhǔn)確的數(shù)據(jù)是統(tǒng)計(jì)分析的基礎(chǔ)。(　)

6、全國經(jīng)濟(jì)普查每10年進(jìn)行兩次，分別在逢3、8的年份實(shí)施。(　)

7、統(tǒng)計(jì)分類標(biāo)準(zhǔn)只適用于周期性普查和經(jīng)常性統(tǒng)計(jì)調(diào)查。(　)

8、單位代碼是由統(tǒng)計(jì)部門頒發(fā)的、在全國范圍內(nèi)唯一的法定代碼。(　)

9、能源消費(fèi)量是指能源使用單位在報(bào)告期內(nèi)實(shí)際消費(fèi)的一次能源或二次能源的數(shù)量。(　)

10、城鎮(zhèn)失業(yè)率是城鎮(zhèn)失業(yè)人員數(shù)與城鎮(zhèn)就業(yè)人員數(shù)的百分比。(　)

四、計(jì)算題(請(qǐng)寫出公式及必要的解題步驟，得出答案。計(jì)算結(jié)果保留2位小數(shù)；5道題，每題8分，共40分)

1、某企業(yè)2008年上半年總產(chǎn)出及工人人均產(chǎn)值資料如下表所示：

試計(jì)算該企業(yè)2008年上半年平均月勞動(dòng)生產(chǎn)率。

2、某商場某季度三種商品銷售量和零售價(jià)格資料如下表所示：

要求根據(jù)以上資料編制：(1)銷售量綜合指數(shù)。(2)商品零售價(jià)格指數(shù)。

3、現(xiàn)有某地區(qū)相關(guān)統(tǒng)計(jì)資料如下：

①農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出為120億元，其中間投入為40億元；

②工業(yè)總產(chǎn)出為350億元，其中間投入為250億元；

⑤建筑業(yè)總產(chǎn)出為150億元，其中間投入為90億元；

④運(yùn)輸郵電業(yè)總產(chǎn)出為110億元，其中間投入為70億元；

⑤貿(mào)易、餐飲業(yè)總產(chǎn)出為100億元，其中間投入為50億元；

⑥盈利業(yè)營業(yè)收入為90億元，其中間投入為50億元；

⑦非盈利業(yè)經(jīng)常性費(fèi)用支出35億元，固定資產(chǎn)價(jià)值100億元，虛擬折舊費(fèi)按固定資產(chǎn)價(jià)值的5％計(jì)算；

⑧全地區(qū)勞動(dòng)者報(bào)酬320億元，固定資產(chǎn)折舊40億元，生產(chǎn)稅收入100億元，生產(chǎn)補(bǔ)貼為60億元，營業(yè)盈余30億元。試分別用生產(chǎn)法、收入法計(jì)算該地區(qū)的地區(qū)生產(chǎn)總值(GDP)。

4、某運(yùn)輸企業(yè)在報(bào)告期完成了四批貨物運(yùn)轉(zhuǎn)：第一批450噸，運(yùn)距400公里；第二批500噸，運(yùn)距300公里；第三批350噸，運(yùn)距520公里；第四批90噸，運(yùn)距450公里。試計(jì)算該企業(yè)報(bào)告期完成的貨運(yùn)量、貨物周轉(zhuǎn)量。

5、某地區(qū)2006年在崗職工平均工資為28990元，2007年在崗職工平均工資為51744元，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)為103.5％。

試計(jì)算該地區(qū)2007年在崗職工平均實(shí)際工資和平均實(shí)際工資指數(shù)。

參考答案

三，判斷題(每題2分，共20分)

1、√　2、√　3、√　4、√　5、√　6、√　7、√　8、×　9、√　10、×

四、計(jì)算題(每題8分。共40分)

1、解：

5、解：

(1)該地區(qū)2007年在崗職工平均實(shí)際工資

=報(bào)告期平均工資÷報(bào)告期城鎮(zhèn)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)

=31744÷103.5％

≈30670.53(元)

(2)該地區(qū)2007年在崗職工平均實(shí)際工資指數(shù)

=報(bào)告期平均工資指數(shù)÷報(bào)告期城鎮(zhèn)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)×100％

篇6

關(guān)鍵詞：消費(fèi)性支出;可支配收入;擬合優(yōu)度

中圖分類號(hào)：F062.5 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1005-913X（2015）10-0096-01

一、引言

近年來黑龍江省經(jīng)濟(jì)取得了重大的進(jìn)步，伴隨著居民可支配收入的逐年增加，消費(fèi)性支出也隨之增加。眾所周知，消費(fèi)既是社會(huì)再生產(chǎn)的起點(diǎn)，同時(shí)也是終點(diǎn)，其對(duì)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整具有重要的引導(dǎo)作用。線性回歸分析理論的研究結(jié)果表明，可支配收入是影響居民消費(fèi)支出最直接、最具決定性的因素。

根據(jù)2004年至2013年黑龍江省城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和人均消費(fèi)性支出的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，運(yùn)用線性回歸分析方法研究城鎮(zhèn)居民消費(fèi)性支出與可支配收入之間數(shù)量關(guān)系的規(guī)律，并通過得到的回歸方程用2013年的實(shí)際人均可支配收入估計(jì)出2013年的城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)性支出，與2013年實(shí)際的消費(fèi)性支出相比偏差很小，證明了方程的高度擬合，揭示了近年來城鎮(zhèn)居民消費(fèi)性支出與收入的特點(diǎn)和變化趨勢，有助于有關(guān)部門和經(jīng)營者制定切實(shí)可行的經(jīng)濟(jì)政策并進(jìn)行有效的宏觀調(diào)控，這對(duì)保持經(jīng)濟(jì)持續(xù)、健康發(fā)展具有重要意義。

取2004年至2013年黑龍江省城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和人均消費(fèi)性支出作為回歸分析的研究對(duì)象。數(shù)據(jù)來源于《黑龍江省統(tǒng)計(jì)年鑒2014》，如表1所示。

二、實(shí)證分析

依據(jù)表1的數(shù)據(jù)，我們可以繪制出人均年可支配收入和人均年消費(fèi)性支出這兩個(gè)變量的散點(diǎn)圖（如圖1所示），我們可以看出，二者之間存在明顯的線性關(guān)系。

就此，我們利用表1所提供的數(shù)據(jù)，運(yùn)用Eviews統(tǒng)計(jì)分析軟件進(jìn)行分析，輸出結(jié)果如圖2所示。從而得到回歸方程：

Y=165.7214+0.732gX

（0.558035） （32.54560）

R2=0.993，F(xiàn)=1059.216，DgWg=0.854860

（一）相關(guān)性檢驗(yàn)

由圖2可知，相關(guān)系數(shù)R=0.996，給定顯著水平α=0.05，在自由度n-2=8下查相關(guān)系數(shù)表知Rα=0.632.由R>Rα知，顯然消費(fèi)性支出與可支配收入線性關(guān)系顯著，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)與收入高度正相關(guān)。

（二）擬合優(yōu)度檢驗(yàn)

<E：＼無PDF＼北方經(jīng)貿(mào)201510＼劉根梅3.tif>

可決系數(shù)高度接近于1，說明回歸方程與樣本觀察值擬合優(yōu)度非常好，充分反映了因變量的波動(dòng)中能用自變量解釋的比例是非常大的。

（三）變量的顯著性檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)解釋變量是否是被解釋變量的一個(gè)顯著性的影響因素，我們對(duì)估計(jì)量進(jìn)行t檢驗(yàn)。如果t大于或等于2，就說明解釋變量對(duì)被解釋變量的影響是顯著的。在本回歸分析中t=32.54560>2，說明，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入對(duì)人均消費(fèi)性支出的線性影響顯著?？梢姡擎?zhèn)居民人均可支配收入是決定人均消費(fèi)性支出水平的主要因素。

（四）經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)

由于<E：＼無PDF＼北方經(jīng)貿(mào)201510＼劉根梅4.tif>=0.732，從估計(jì)量的符號(hào)與大小分析，符合經(jīng)濟(jì)意義，即居民消費(fèi)支出按小于1的正比例隨居民可支配收入同步增長。表明黑龍江省城鎮(zhèn)居民年人均可支配收入每增加1元，居民年人均生活費(fèi)支出平均增加0.732元。

（五）利用模型進(jìn)行預(yù)測

1.點(diǎn)預(yù)測：將2013年的實(shí)際人均居民可支配收入19597元代入上述回歸方程可預(yù)測得到2013年消費(fèi)性支出的估計(jì)值：

Y2013=165.7214+0.732×19597=14510.73

2013年實(shí)際的人均居民消費(fèi)性支出為14161.7元，可見相對(duì)誤差僅為2.4%，模型擬合的非常好，以消費(fèi)性支出建立線性回歸預(yù)測模型是比較成功的。

三、結(jié)論

通過實(shí)證分析我們發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)居民的人均可支配收入與消費(fèi)性支出之間存在形如Y=165.7214+0.732gX的簡單線性回歸關(guān)系。居民收入每增加100元，消費(fèi)性支出將相應(yīng)增加大約73.2元。可見，影響居民消費(fèi)性支出最直接、最具決定性的因素為可支配收入。通過增加居民收入來刺激消費(fèi)，增加消費(fèi)性支出是必要且可行的。同時(shí)該方程的擬合優(yōu)度很高，可用于預(yù)測。

參考文獻(xiàn)：

[1] 張宇輝，蔡穎琦.城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出與收入的典型相關(guān)分析[J].經(jīng)濟(jì)論壇，2005（10）：37-38.

[2] 張恩英.黑龍江省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)與收入關(guān)系的定量分析[J].商業(yè)研究，2006.

[3] 李子奈，潘文卿.計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)（第二版）[M].北京：高等教育出版社，2005.

篇7

【摘要】為了探究和分析我國國內(nèi)生產(chǎn)總值的影響因素，本文根據(jù)《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》的近年數(shù)據(jù)，利用多元回歸分析法，把財(cái)政支出，進(jìn)出口總額，固定資產(chǎn)投資，能源消耗總量，社會(huì)消費(fèi)品零售總額，就業(yè)人數(shù)和居民消費(fèi)水平等作為解釋變量，分析這些解釋變量與國內(nèi)生產(chǎn)總值的關(guān)系。進(jìn)行回歸分析利用SPSS16.0，計(jì)算并輸出結(jié)果。利用統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，確定最佳模型，從而提出一些建議。

 

【關(guān)鍵詞】GDP；統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)；回歸模型

一、引言

國民經(jīng)濟(jì)作為一個(gè)復(fù)雜的綜合體，它的影響因素一直是人們討論和研究的話題。通過對(duì)相關(guān)的研究文獻(xiàn)的梳理，發(fā)現(xiàn)許多研究都是一個(gè)角度如財(cái)政收入和能源消耗總量等，很少從多角度，多因素來分析和探究GDP的影響因素。因此，本文從中國這一大宏觀環(huán)境入手，采用多角度，多因素的方法來探究GDP的因素，來添補(bǔ)國內(nèi)對(duì)此研究的空位，并建立回歸方程，為我國GDP的增長提供建議和指導(dǎo)。

 

根據(jù)西方經(jīng)濟(jì)中關(guān)于國民收入核算的經(jīng)典理論，我們建立以國內(nèi)生產(chǎn)總值為因變量的線性回歸模型，引入財(cái)政支出，進(jìn)出口總額，固定資產(chǎn)投資，能源消耗總量，社會(huì)消費(fèi)品零售總額，就業(yè)人數(shù)和居民消費(fèi)水平作為自變量，對(duì)GDP的影響作實(shí)證分析，試圖揭示這幾個(gè)變量對(duì)GDP的影響程度。

 

二、數(shù)據(jù)來源、變量及原始數(shù)據(jù)

數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站上的《中國統(tǒng)計(jì)年鑒2010》提供的1995-2009年的中國的國內(nèi)生產(chǎn)總值與財(cái)政支出，進(jìn)出口總額，固定資產(chǎn)投資和能源消耗總量，社會(huì)消費(fèi)品零售總額，就業(yè)人數(shù)和居民消費(fèi)水平。自變量包括財(cái)政支出（X1），進(jìn)出口總額（X2），固定資產(chǎn)投資（X3）和能源消耗總量（X4），社會(huì)消費(fèi)品零售總額（X5），就業(yè)人數(shù)（X6）和居民消費(fèi)水平（X7）。其中，國內(nèi)生產(chǎn)總值和居民消費(fèi)水平都是按當(dāng)年計(jì)算出來的。在財(cái)政支出中，2000年以前不包括國內(nèi)外債務(wù)還本付息支出和利用國外借款收入安排的基本建設(shè)支出。從2000年起財(cái)政支出中包括國內(nèi)外債務(wù)付息支出。

 

三、模型構(gòu)建及分析

線性回歸分析是研究因變量和自變量之問變動(dòng)比例關(guān)系的一種方法，一般數(shù)學(xué)模型為Y=β0+β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+β5X5+β6X6+β7X7+ε （1）

 

其中，β0、β1、β2、β3、β4、β5、β6和β7為待定系數(shù)，ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)，數(shù)據(jù)的分析處理使用SPSS16.0統(tǒng)計(jì)分析軟件。

1.模型的構(gòu)建

GDP與財(cái)政支出、進(jìn)出口總額、固定資產(chǎn)投資、能源消耗總量、社會(huì)消費(fèi)品零售總額、就業(yè)人數(shù)和居民消費(fèi)水平的相關(guān)系數(shù)都大于0.9.雙邊檢驗(yàn)的顯著性概率值均為p=0.000<α=0.01，說明GDP與財(cái)政支出、進(jìn)出口總額、固定資產(chǎn)投資、能源消耗總量、社會(huì)消費(fèi)品零售總額、就業(yè)人數(shù)和居民消費(fèi)水平之間呈正線性相關(guān)關(guān)系，且相關(guān)性特別顯著。

 

判決系數(shù)和修正判決系數(shù)都為1，說明模型的擬合程度很高；在對(duì)回歸方程的顯著性檢驗(yàn)中，F(xiàn)檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量的顯著性概率值p=0.000<α=0.01，說明七元線性回歸方程高度顯著；但在對(duì)回歸系數(shù)的顯著性檢驗(yàn)中，居民消費(fèi)水平回歸系數(shù)的t檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量的顯著性概率值分別為0.011小于α=0.05，說明居民消費(fèi)水平對(duì)GDP的影響特別顯著；但財(cái)政支出、進(jìn)出口總額、固定資產(chǎn)投資、能源消耗總量、社會(huì)消費(fèi)品零售總額、就業(yè)人數(shù)對(duì)GDP的影響不顯著。

 

由計(jì)算所得的判決系數(shù)及檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，GDP與財(cái)政支出、進(jìn)出口總額、固定資產(chǎn)投資、能源消耗總量、社會(huì)消費(fèi)品零售總額、就業(yè)人數(shù)和居民消費(fèi)水平呈顯著的線性相關(guān)關(guān)系。但建立在的多元線性回歸方程中僅居民消費(fèi)水平與GDP間存在著較顯著的線性關(guān)系，GDP與其他的影響因素的線性關(guān)系部顯著。

 

以上分析結(jié)果表明，采用七元線性回歸分析模型來描述GDP與財(cái)政支出、進(jìn)出口總額、固定資產(chǎn)投資、能源消耗總量、社會(huì)消費(fèi)品零售總額、就業(yè)人數(shù)和居民消費(fèi)水平關(guān)系是合適的。由此得出的七元線性回歸方程為為Y=89085.443+0.465X1+0.428X2+0.491X3-.308X4-.436X5-1.066X6+30.405X7+ε （2）

 

2.對(duì)建立方程模型系數(shù)的進(jìn)行統(tǒng)計(jì)意義和經(jīng)濟(jì)意義的解釋

回歸系數(shù)表示當(dāng)其他自變量不變的條件下，其對(duì)應(yīng)的自變量的單位變動(dòng)對(duì)因變量平均值的影響。

如X7的統(tǒng)計(jì)意義；在X1，X2，X3，X4，X5，和X6保持不變的的情況下，X7每增加一個(gè)單位，Y平均增加30.405個(gè)單位經(jīng)濟(jì)意義；財(cái)政支出、進(jìn)出口總額、固定資產(chǎn)投資、能源消耗總量、社會(huì)消費(fèi)品零售總額、就業(yè)人數(shù)保持不變的的情況下，居民消費(fèi)水平每增加1億元，GDP平均增加30.405億元。

 

四、結(jié)論

1. 模型結(jié)果分析

（1）通過上述分析，我們選取了7個(gè)因素作為分析，但最終只有1個(gè)因素進(jìn)入模型，從模型上看出來，居民消費(fèi)水平是影響GDP最顯著的因素。

（2）根據(jù)先驗(yàn)信息，財(cái)政支出，進(jìn)出口總額，固定資產(chǎn)投資，能源消耗總量，社會(huì)消費(fèi)品零售總額，就業(yè)人數(shù)和居民消費(fèi)水平都與GDP存在正相關(guān)的關(guān)系。而我們從得出的模型來看，僅居民消費(fèi)水平是影響GDP最顯著的因素。但該統(tǒng)計(jì)和模型結(jié)果并不是說這些因素對(duì)GDP沒有影響，只是因?yàn)樵诶碚撋线@些因素在模型中沒有通過模型檢驗(yàn)，對(duì)GDP影響是那么顯著。

 

2.建議

通過該模型的研究，我們可以從中找到影響GDP的因素，以此來為我國GDP的增長提供了參考的模型。并對(duì)相應(yīng)的問題提供了解決辦法。

（1）我們知道消費(fèi)，出口和投資是拉動(dòng)我國GDP的三架馬車。通過該模型的研究，居民消費(fèi)水平是影響GDP最顯著的因素，我們從理論上驗(yàn)證了這一觀點(diǎn)。因此，為了拉動(dòng)GDP的增長，政府應(yīng)該鼓勵(lì)和刺激居民消費(fèi)。如政府可以通過減免稅收，降低儲(chǔ)存利率，提高居民收入和工資等的措施來提高居民購買力和刺激居民消費(fèi)。

 

（2）通過該模型的研究，我們發(fā)現(xiàn)GDP的增長和能源消耗總量呈負(fù)相關(guān)的關(guān)系。在經(jīng)濟(jì)發(fā)展和創(chuàng)造國民財(cái)富時(shí)，能源的消耗是必不可少的，但不合理的，過度的消耗則會(huì)損失國民財(cái)富。這與我國現(xiàn)在能源大量消耗，資源不合理的利用的事實(shí)相符合。因此，為了避免國民財(cái)富的損失，在創(chuàng)造財(cái)富的同時(shí)，我們應(yīng)該合理和循環(huán)利用資源并積極進(jìn)行科技創(chuàng)新，開發(fā)新能源，制定節(jié)約措施。改變傳統(tǒng)的能源和資源利用開發(fā)方式，從而減少經(jīng)濟(jì)發(fā)展所造成的對(duì)能源消耗的壓力。

 

（3）而其他因素在理論上與GDP聯(lián)系密切，這表明我國經(jīng)濟(jì)體擴(kuò)制還有待于完善。

參考文獻(xiàn)

[1]荊長春.2009年各省市國內(nèi)生產(chǎn)總值和財(cái)政支出回歸分析[J].北方經(jīng)濟(jì)，2010（4）：16-17.

[2]劉桂芳.北京市的國內(nèi)生產(chǎn)總值分析及其預(yù)測[J].中國高教論叢.2003（3）：8-9.

[3]魯興華.我國能源消耗量多元線性回歸分析[J].經(jīng)濟(jì)研究，2011（6）：15-17.

[4]邵莉莉.環(huán)保投資與經(jīng)濟(jì)增長的回歸分析—以山西省為例[J].北方經(jīng)濟(jì)，2011（3）：69-70.

[5]石賢光.河南省能源消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長影響的實(shí)證研究[J].濮陽職業(yè)技術(shù)學(xué)院學(xué)報(bào)，2011（8）：125-126.

篇8

關(guān)鍵詞:內(nèi)陸農(nóng)村;消費(fèi)狀況;因子分析

中圖分類號(hào):F126.1文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼:A文章編號(hào):16723198(2010)01008902

1 前言

農(nóng)村經(jīng)濟(jì)對(duì)國家經(jīng)濟(jì)的影響深遠(yuǎn),農(nóng)村的消費(fèi)水平狀況可以反映出國家整體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展?fàn)顩r。由于我國地域遼闊,各地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡,居民消費(fèi)也不平衡。不僅存在城鄉(xiāng)差異、東中西部差異,同樣也存在著東部沿海和內(nèi)陸的差異,特別是改革開發(fā)以來,這種差距更是擴(kuò)大了。本文立足于內(nèi)陸各省份的研究,考察內(nèi)陸各省份農(nóng)村居民的消費(fèi)狀況。

從地理位置的角度來看,靠海的地區(qū)叫沿海地區(qū),而不靠海的地方叫內(nèi)陸,因此,我國內(nèi)陸包括北京、山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南、內(nèi)蒙古、重慶、四川、貴州、云南、、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆、吉林、黑龍江20個(gè)省份。由于北京是首都,國家政策投入比較多,各方面指標(biāo)非常高,因此在這里排除在外,本文研究的內(nèi)陸地區(qū)只包括中部8個(gè)省份和西部除廣西外的11個(gè)省份,總計(jì)19個(gè)省份。

2 評(píng)價(jià)指標(biāo)體系、評(píng)價(jià)方法

2.1 測度方法

本文使用因子分析法,利用SPSS11.5對(duì)我國2007年內(nèi)陸各省份的消費(fèi)狀況相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行處理,鑒于篇幅所限,本文對(duì)這種統(tǒng)計(jì)方法的詳細(xì)過程從略,讀者可參考相關(guān)文獻(xiàn)。

2.2 指標(biāo)體系及數(shù)據(jù)來源

本文選取的是《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》(2008)提供的各內(nèi)陸省份農(nóng)村居民家庭人均年消費(fèi)性支出的8項(xiàng)指標(biāo)作為變量:X1:食品支出(元);X2:衣著支出(元);X3:居住支出(元);X4:家庭設(shè)備及服務(wù)支出(元);X5:交通和通訊(元);X6:文教娛樂用品及服務(wù)支出支出(元);X7:醫(yī)療保健支出(元);X8:其他商品及服務(wù)支出(元)。數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》(2008)。

2.3 各內(nèi)陸省份農(nóng)村居民消費(fèi)狀況的分析

本文采用因子分析法分析各內(nèi)陸省份農(nóng)村居民消費(fèi)狀況,通過SPSS11.5處理數(shù)據(jù)。

2.3.1 建立公共因子載荷矩陣

指標(biāo)相關(guān)矩陣的特征值及其貢獻(xiàn)率表(見表1)。表中4個(gè)公共因子特征值累計(jì)貢獻(xiàn)率為89.766%大于 85%,也就是說4個(gè)公共因子基本上能表達(dá)8個(gè)指標(biāo)所包含的信息。

然后計(jì)算公共因子的載荷矩陣,為更便于對(duì)公共因子相對(duì)于原始指標(biāo)載荷的解釋,往往要對(duì)公共因子載荷矩陣進(jìn)行旋轉(zhuǎn)(本文采用varimax方法旋轉(zhuǎn)),由旋轉(zhuǎn)25次后的公共因子載荷矩陣(見表2)可以看出,第一個(gè)公共因子F1在X7、X5、X2上有較大載荷,這3個(gè)指標(biāo)主要反映農(nóng)村居民消費(fèi)的醫(yī)療保健、交通和通訊、衣著上的支出,可以稱為地理氣候因子;第二個(gè)公共因子F2在X3、X6、X1上有較大載荷,這3個(gè)指標(biāo)主要反映農(nóng)村居民消費(fèi)的居住、文教娛樂用品及服務(wù)、食品的支出,可以稱為精神食品類消費(fèi)因子;第三個(gè)公共因子F3在X8上有較大載荷,指標(biāo)主要反映農(nóng)村居民消費(fèi)的其他商品及服務(wù)上的支出;第四個(gè)公共因子F4在X4上有較大載荷,指標(biāo)主要反映農(nóng)村居民消費(fèi)的家庭設(shè)備及服務(wù)上的支出。

2.3.2 計(jì)算綜合因子得分

在 SPSS11.5中運(yùn)用最小二乘估計(jì),得到因子得分系數(shù)矩陣,以其各自的公共因子的方差貢獻(xiàn)率占2個(gè)公共因子總方差貢獻(xiàn)率的比重作為權(quán)重進(jìn)行加權(quán)匯總(見下式),得出各省份的各個(gè)公共因子得分(F1、F2、F3、F4)和綜合得分(F)及其消費(fèi)水平排序情況(見表3)。

F=(45.985×F1+22.362×F2+11.895×F3+9.524×F4)/89.766

從表的因子綜合測評(píng)總得分可見:內(nèi)蒙古的得分最高1.09,貴州的得分最低-1.13,相差2.22個(gè)點(diǎn)。

3 分析

為了更進(jìn)一步了解內(nèi)陸各省份農(nóng)村居民消費(fèi)水品,將各省的農(nóng)村恩格爾系數(shù)、農(nóng)村居民人均年消費(fèi)總支出和排名情況(見圖1)結(jié)合各因子得分對(duì)以上省份農(nóng)村居民消費(fèi)狀況做具體分析。

(1)根據(jù)圖1所示的得分情況我們可以對(duì)我國內(nèi)陸各個(gè)省份進(jìn)行分類,首先得分比較突出的省份為:內(nèi)蒙古、吉林、湖南、黑龍江、湖北5省份,這幾個(gè)地區(qū)的因子得分高于其他地區(qū),在0.5-1.5之間,歸為第一;其次是因子得分在-0.5-0.4之間的省份,有山西、安徽、江西、寧夏、陜西、河南、四川、青海、重慶、云南、新疆11省份,歸為第二類;第三類是因子得分在-0.5以下的省份和地區(qū),包括甘肅、、貴州3省份。

(2)根據(jù)表3所示情況,內(nèi)陸各省份的綜合因子得分F的排序趨勢與農(nóng)村居民人均年消費(fèi)總支出的大小趨勢總體上是一致的。如果按著恩格爾系數(shù)來測算,內(nèi)陸各省份農(nóng)村沒有低于30%的,而在30-40%之間的有黑龍江、陜西、河南、內(nèi)蒙古、山西5省份,相對(duì)來說算富裕;而在40-50%之間的有吉林、青海、新疆、安徽、寧夏、云南、甘肅、湖北、9省份,相對(duì)來說算小康;而在50-59%之間的有湖南、江西、四川、貴州、重慶5省份,相對(duì)來說算溫飽。在我國運(yùn)用聯(lián)合國糧農(nóng)組織提出該標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行國際和城鄉(xiāng)對(duì)比時(shí),要考慮到那些不可比因素,如消費(fèi)品價(jià)格比價(jià)不同、居民生活習(xí)慣的差異以及由社會(huì)經(jīng)濟(jì)制度不同所產(chǎn)生的特殊因素。對(duì)于這些橫截面比較中的不可比問題,在分析和比較時(shí)應(yīng)做相應(yīng)的剔除。另外,應(yīng)注意到在觀察歷史情況的變化時(shí),恩格爾系數(shù)反映的是一種長期的趨勢,而不是逐年下降的絕對(duì)傾向。

(3)從圖1可以看出在第一類地區(qū)中是經(jīng)濟(jì)相對(duì)發(fā)達(dá)的地區(qū),其中、內(nèi)蒙古、吉林、黑龍江農(nóng)村居民消費(fèi)的醫(yī)療保健、交通和通訊、衣著上的支出,即地理氣候因子F1上得分比較高,從位置上來看,這三個(gè)省是內(nèi)陸19省份中靠近北方,天氣相對(duì)比較惡劣,且是生活水平比較高的地方;而湖南、湖北得在精神食品類消費(fèi)因子F2上得分比較高,即農(nóng)村居民消費(fèi)的居住、文教娛樂用品及服務(wù)、食品的支出上比較高,兩省對(duì)教育比較重視,在社會(huì)生活上有著重視教育的傳統(tǒng);這5個(gè)省份有著我國比較重要農(nóng)業(yè)基地,收入比較高。當(dāng)人均收入達(dá)到3000元左右時(shí),基本生活支出約占純收入的一半左右,農(nóng)民有一半的剩余資金用于發(fā)展、享受型消費(fèi),因此,這5個(gè)省份的農(nóng)村消費(fèi)都出現(xiàn)快速增長的趨勢。

(4)第二類地區(qū)的經(jīng)濟(jì)總體經(jīng)濟(jì)水平與第一類地區(qū)相比不發(fā)達(dá),與第三地區(qū)相比高,具有相對(duì)中等的消費(fèi)水平。該地區(qū)內(nèi)山西、安徽、江西、陜西、河南、四川、重慶幾省,經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度很快,在未來的一段時(shí)期內(nèi),農(nóng)村居民生活、消費(fèi)水平將有很大的提高。青海、寧夏、云南、新疆是我國少數(shù)民族聚居的省份之一,有著比較優(yōu)勢的旅游資源,發(fā)展旅游產(chǎn)業(yè)及相關(guān)的服務(wù)業(yè),是增加農(nóng)村居民收入的一個(gè)很好的途徑,農(nóng)村居民收入提高了,消費(fèi)水平也會(huì)上一個(gè)臺(tái)階。

(5)第三類所包括的地區(qū)都為西部地區(qū)省份,地理環(huán)境、基礎(chǔ)設(shè)施和交通位置都比其他省份差,該類地區(qū)的農(nóng)村居民的收入低,居民的消費(fèi)能力弱,處于偏下的水平。這些省份刺激消費(fèi)拉動(dòng)內(nèi)需應(yīng)從兩個(gè)方面著手,一方面努力提高該地區(qū)的農(nóng)村居民收入,另一方面改變?nèi)藗兊南M(fèi)觀念和尋找拉動(dòng)消費(fèi)的新產(chǎn)品。

參考文獻(xiàn)

[1] 盧紋岱.SPSS for Windows 統(tǒng)計(jì)分析(第3版)[M].北京:電子工業(yè)出版社,2006.

[2] 國家統(tǒng)計(jì)局.中國統(tǒng)計(jì)年鑒[M].北京:中國統(tǒng)計(jì)出版社,2008.

篇9

關(guān)鍵詞：多變點(diǎn);居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù);BIC;動(dòng)態(tài)規(guī)劃

一、引言

居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（Consumer Price Index，簡稱CPI），作為一種常用的總體價(jià)格水平指標(biāo)，它是度量一組具有代表性消費(fèi)商品及服務(wù)項(xiàng)目的價(jià)格水平隨時(shí)間而變動(dòng)的相對(duì)數(shù)，反映了居民家庭一般所購買的消費(fèi)商品和服務(wù)價(jià)格水平變動(dòng)情況。

價(jià)格的頻繁波動(dòng)，不僅會(huì)給廣大市民的生活帶來困擾，更不利于國家經(jīng)濟(jì)的健康發(fā)展。物價(jià)或許是廣大市民最為關(guān)心的問題之一，對(duì)CPI的波動(dòng)分析，掌握其波動(dòng)特征及規(guī)律對(duì)于我國調(diào)整經(jīng)濟(jì)政策具有重要作用，因此，受到廣大學(xué)者的研究，如方燕等（2009）[1]利用ARCH模型;楊堅(jiān)等（2012）[2]利用ARMA模型;陳家清等（2013）[3]利用ACGARCH模型都對(duì)我國居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的波動(dòng)特征及走勢進(jìn)行了實(shí)證分析。本文以全國（2000-2013）月度居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)為研究對(duì)象，基于多變點(diǎn)理論對(duì)其進(jìn)行波動(dòng)分析，通過變點(diǎn)理論分析，認(rèn)識(shí)我國2000年以來CPI的波動(dòng)特征及其周期。

變點(diǎn)問題一直是統(tǒng)計(jì)學(xué)前言研究的熱點(diǎn)問題，變點(diǎn)往往是模型中某個(gè)或某些量起突然變化的點(diǎn)，這種變化一般會(huì)反映事物的某種質(zhì)的變化。本文根據(jù)Bai和Perron（1998，2003）[4][5]分析多變點(diǎn)理論，對(duì)我國（2000-2013）月度居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)進(jìn)行多變點(diǎn)分析。

二、模型及主要方法

假設(shè)一組時(shí)間序列{yt}滿足下式

yt=xx′B1I（t≤t1）+xt′β2+etI（t1tk+1）+et

（1）

其中，假設(shè)k為變點(diǎn)個(gè)數(shù)，xt∈Rd，βi∈Rd，i=1，…，k+1，et為時(shí)刻t時(shí)隨機(jī)干擾項(xiàng)，k個(gè)變點(diǎn)將序列{yt}分成k+1個(gè)分段，若βi≠βi+1，稱ti為變點(diǎn)，且ti滿足ti+1-ti≥m，其中，m表示每段至少的觀察值個(gè)數(shù)。因此，檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停?）是否存在變點(diǎn)等價(jià)于檢驗(yàn)下列假設(shè)檢驗(yàn)：

H0：β1=β2=…=βk+1 vs H1：至少存在一個(gè)i使得：βi≠βi+1

令所需變點(diǎn)估計(jì)集為k，n=（t1，…，tk）。對(duì)φk，n于的估計(jì)，在給定k的情況下，根據(jù)陳希孺（1991）[6]、王錦功（1996）[7]等所構(gòu)造的最小二乘法以及Bai和Perron（1998，2003）[4][5]所用的動(dòng)態(tài)規(guī)劃原理，可得到變點(diǎn)集及參數(shù)βi的估計(jì)。因此，對(duì)于第i分段，可得到關(guān)于βi的估計(jì)方程為：f（βi）=∑t=ti-1+1ti（yt-xt′βi）2，使其達(dá)到最小可得βi的最小二乘估計(jì)β∧i，且第i分段的目標(biāo)函數(shù)為

r（ti-1+1，ti）=∑tit=ti-1+1（yt-xt′β∧i）2

（2）

因此，可得到全局目標(biāo)函數(shù)為：R（t1，…，tk）=∑k+1i=1r（ti-1+1，ti），則變點(diǎn)的估計(jì)φ∧k，n（t∧1，t∧2，…，t∧k）應(yīng)滿足于使全局目標(biāo)函數(shù)達(dá)到最小值，即

φ∧k，n（t∧1，t∧2，…，t∧k）=arg min（t1，…，tk）（R（t1，…，tk））

（3）

若k已知，根據(jù)Bai和Perron（1998，2003）[4][5]思想，通過動(dòng)態(tài)規(guī)劃原理得到全局目標(biāo)函數(shù)最小值、最優(yōu)分段以及變點(diǎn)估計(jì)值φ∧kn。令R（φ∧T，T）表示前T個(gè)觀察值已包含r變點(diǎn)的最優(yōu)分段，由（2）式，可得到其迭代方程為r（i，j）=r（i，j-1）+v（i，j）2，其中v（i，j）2表示序列從時(shí)刻i開始在時(shí)刻j處的觀察值與理論值之差，即在時(shí)刻j處的目標(biāo)函數(shù)。繼而可得到動(dòng)態(tài)規(guī)劃迭代方程為：

R（φ∧k，n）=minkm≤j≤n-m{R（φ∧k-1，j）+r（j+1，n）}

（4）

首先，在[tm，tn-（km）]檢驗(yàn)第一個(gè)變點(diǎn)，得到包含一個(gè)變點(diǎn)的最優(yōu)分段，此分段結(jié)束時(shí)刻應(yīng)落在[t2m，tn-（k-1）m]之間;在已經(jīng)第一個(gè)變點(diǎn)時(shí)刻下，同理得到包含兩個(gè)變點(diǎn)的最有分段，此分段結(jié)束時(shí)刻應(yīng)落在[t3m，tn-（k-2）m]之間，以此類推，可得到包含k個(gè)變點(diǎn)的最優(yōu)k+1個(gè)分段。在實(shí)際中解決變點(diǎn)問題時(shí)，往往變點(diǎn)個(gè)數(shù)是未知且一般根據(jù)數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)估計(jì)變點(diǎn)個(gè)數(shù)，Yao（1998）[8]使用BIC準(zhǔn)則估計(jì)變點(diǎn)個(gè)數(shù)，陳希孺（1991）[6]結(jié)合目標(biāo)函數(shù)，根據(jù)其變化趨勢得到變點(diǎn)個(gè)數(shù)估計(jì)。

三、實(shí)證分析

（一）模型及數(shù)據(jù)分析

本節(jié)將前文方法運(yùn)用于全國CPI數(shù)據(jù)（上年同月=100）分析中，通過尋找突變點(diǎn)，對(duì)CPI的波動(dòng)情況及波動(dòng)特征進(jìn)行分析，以我國（2000-2013）年月度CPI數(shù)據(jù)為分析對(duì)象，令yt表示時(shí)刻全國CPI實(shí)值，則CPI走勢如圖1所示。

圖1 全國居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)走勢圖

從圖1中可知2000-2013年全國居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)存在明顯波動(dòng)。我們構(gòu)造一階自回歸模型AR（1）分析其結(jié)構(gòu)，為：yt=βyt-1+et，t=1，2，…，n，其中yt表示t時(shí)刻觀測值，β表示t時(shí)刻回歸系數(shù)，et為均值為0、獨(dú)立的白噪聲序列。對(duì)于AR（1）模型，假定變點(diǎn)個(gè)數(shù)為k，則存在k+1個(gè)分段，每段中的系數(shù)βi為不同常數(shù)，通過單位根檢驗(yàn)得到P值為0.4982，說明AR（1）模型是非平穩(wěn)過程。

為了檢驗(yàn)CPI結(jié)構(gòu)變化，首先，通過Yao（1998）[8]所使用的BIC準(zhǔn)則以及所構(gòu)造的目標(biāo)函數(shù)R分別對(duì)原始數(shù)據(jù)以及AR（1）模型進(jìn)行變點(diǎn)個(gè)數(shù)估計(jì)，如圖2所示：

四、總結(jié)

本文主要運(yùn)用變點(diǎn)理論對(duì)全國（2000-2013）年月度CPI進(jìn)行波動(dòng)分析，通過變點(diǎn)分析可知我國CPI大致波動(dòng)周期及特征，2000年以來，第一次下降持續(xù)了15個(gè)月左右;第二個(gè)下降期持續(xù)24個(gè)月左右;第三個(gè)下降期持續(xù)19個(gè)月左右;第一個(gè)上升期持續(xù)約23個(gè)月;第二個(gè)上升期持續(xù)約21個(gè)月;第三個(gè)上升期持續(xù)約26個(gè)月。從而可知，每次下降周期大概持續(xù)19個(gè)月左右，每次上升期周期大概持續(xù)23個(gè)月左右，說明我國CPI呈現(xiàn)出明顯的周期性波動(dòng)規(guī)律，且每次上升必然伴隨著下次的下降，從2011年9月到2013年1月，下降持續(xù)約17個(gè)月，說明服從其波動(dòng)周期。因此，研究我國居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的動(dòng)態(tài)變化，掌握其變化規(guī)律，對(duì)于預(yù)測CPI走勢及預(yù)防突發(fā)事件對(duì)CPI的影響具有重要意義。（作者單位：浙江財(cái)經(jīng)大學(xué)數(shù)學(xué)與統(tǒng)計(jì)學(xué)院）

參考文獻(xiàn)：

[1] 方燕，尹元生.我國居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)波動(dòng)特征的實(shí)證分析[J].價(jià)格理論與實(shí)踐，2009，4： 56-57.

[2] 楊堅(jiān)，費(fèi)俊俊.我國居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)走勢實(shí)證分析與預(yù)測[J].統(tǒng)計(jì)與決策，2014，7： 112-116.

[3] 陳家清，張智敏，王仁祥.居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的非對(duì)稱性波動(dòng)及短期預(yù)測[J].統(tǒng)計(jì)與決策，2013，4： 119-122.

[4] Bai J，Perron P. Estimating and testing linear models with multiple structural changes[J].Econometrica，1998，66： 47-78.

[5] Bai J，Perron P. Computation and analysis of multiple structural change models[J].Appl.Econometrics，2003，18： 1-22.

[6] 陳希孺.變點(diǎn)統(tǒng)計(jì)簡介[J].數(shù)理統(tǒng)計(jì)與管理，1991，2： 52-60.

[7] 王錦功，于維生.線性回歸模型變點(diǎn)估計(jì)的動(dòng)態(tài)規(guī)劃方法[J].中國管理科學(xué)，1996，1： 59-63.

篇10

2008年下半年以來,隨著美國次級(jí)貸款危機(jī)爆發(fā)并逐步對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)造成影響,我國經(jīng)濟(jì)增速放緩,外貿(mào)出口出現(xiàn)負(fù)增長。面對(duì)這一經(jīng)濟(jì)形勢,國家及福建省地方各級(jí)政府不斷出臺(tái)各類“保增長、促內(nèi)需”的經(jīng)濟(jì)刺激政策,以期通過挖掘內(nèi)需來推動(dòng)地方經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定可持續(xù)增長。然而,近年來,隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和居民收入的穩(wěn)步提高,居民的平均消費(fèi)傾向卻呈現(xiàn)下降的態(tài)勢,根據(jù)福建省統(tǒng)計(jì)年鑒的數(shù)據(jù)計(jì)算可知,福建城鎮(zhèn)居民的平均消費(fèi)傾向由1991年的84.9%下降到2007年的71.3%。另外,省內(nèi)九個(gè)地市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差異較大,居民收入和消費(fèi)水平還存在較大的差異。

因此,要促進(jìn)居民消費(fèi),推動(dòng)內(nèi)需增長,就必須分析研究不同地市城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)行為和影響消費(fèi)的主要因素,才能因地制宜的制定政策,有效地推動(dòng)居民消費(fèi)的增長。

二、福建省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)行為差異的現(xiàn)狀

福建省所轄的九個(gè)地市中,既有沿海經(jīng)濟(jì)較為發(fā)達(dá)的城市如廈門、泉州;又有內(nèi)陸山區(qū)城市如龍巖、三明等。城市的地域差別和居民收入差距必然導(dǎo)致居民的消費(fèi)行為存在較大的差異。下面擬從三個(gè)方面對(duì)福建省城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)行為差異進(jìn)行度量分析。

(一)福建省城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)性支出及其變異系數(shù)分析

由九地市的消費(fèi)支出數(shù)據(jù)上看,廈門城鎮(zhèn)居民的人均消費(fèi)性支出高于其他地市,泉州自1998年起居民消費(fèi)快速增長,與其他七個(gè)地市的差距逐步拉大。從消費(fèi)支出的增長走勢上看,九個(gè)地市的增長曲線還是存在一定的差異,如三明市,在1997年之前城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)支出僅次于廈門市,而1997年國有企業(yè)改革之后,三明城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)支出增幅明顯低于泉州、福州等地市。(注:消費(fèi)支出數(shù)據(jù)均剔除了價(jià)格因素的影響,以1990年為基期價(jià)格)

我們利用1991-2007年福建省九地市城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)性支出的數(shù)據(jù)來計(jì)算人均消費(fèi)性支出變異系數(shù),可以看出近十幾年來福建省居民消費(fèi)差異是呈現(xiàn)波浪式變化的,在1996年出現(xiàn)了一個(gè)小高峰,之后居民的消費(fèi)差異出現(xiàn)一個(gè)持續(xù)的下降過程,直至2002年到達(dá)谷底。之后,隨著各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的差距不斷顯現(xiàn),城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)支出再次出現(xiàn)分化趨勢,2007年各地區(qū)的消費(fèi)差距已經(jīng)逐步逼近1997年的差距水平。

(二)2007年福建省居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)差異分析

城鎮(zhèn)居民消費(fèi)行為的差距不僅體現(xiàn)在消費(fèi)水平的差別,還體現(xiàn)在居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的差異,本文中我們通過對(duì)比2007年九地市部分商品占消費(fèi)支出的比重來分析各地消費(fèi)結(jié)構(gòu)的差異。由上圖可見,廈門、龍巖兩個(gè)地市的食品支出占消費(fèi)支出的比重較小(即恩格爾系數(shù));莆田、龍巖市民居住支出較大;寧德、泉州兩市居民則較為注重衣著支出;在家庭設(shè)備用品及服務(wù)方面,廈門、漳州居民花費(fèi)的比重相對(duì)高于其他地市。

三、基于持久收入假說的福建省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出的面板數(shù)據(jù)模型構(gòu)建

通過對(duì)福建省九地市的消費(fèi)水平和消費(fèi)結(jié)構(gòu)的分析,我們認(rèn)為,九地市的消費(fèi)水平存在顯著性差異。為進(jìn)一步探索消費(fèi)差異的成因,我們根據(jù)有關(guān)資料建立一個(gè)消費(fèi)模型進(jìn)行分析。

1.模型選擇與數(shù)據(jù)獲取

改革開放以來,隨著我國經(jīng)濟(jì)社會(huì)環(huán)境發(fā)生巨大變化,居民收入得到快速增長,居民平均消費(fèi)傾向逐年下降,城鎮(zhèn)居民的現(xiàn)期消費(fèi)已不僅僅取決于現(xiàn)期收入。因此,我們決定引入弗里德曼的持久收入假說來度量城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)的影響因素。持久收入假說認(rèn)為人們的收入可以分為當(dāng)前收入和持久收入兩個(gè)部分,消費(fèi)也可以分為持久消費(fèi)和當(dāng)前消費(fèi)兩個(gè)部分。家庭偏好的是穩(wěn)定的消費(fèi)路徑而不是不穩(wěn)定的消費(fèi)路徑,因此決定消費(fèi)的是持久收入及當(dāng)前收入和預(yù)期未來收入的一種平均值。持久收入假說可以演化為以下模型:

為探討九地市消費(fèi)水平的差異,我們擬采取面板數(shù)據(jù)模型,數(shù)據(jù)來源于2005年度的福建經(jīng)濟(jì)與社會(huì)統(tǒng)計(jì)年鑒以及歷年的福建統(tǒng)計(jì)年鑒。在模型選擇上,選擇個(gè)體固定效應(yīng)模型,原因是:(1)由于九地市樣本屬于全省樣本的全及總體,故選擇固定效應(yīng)模型。(2)由于九地市消費(fèi)水平存在顯著性差異,而收入及前期消費(fèi)對(duì)于消費(fèi)水平的影響應(yīng)當(dāng)存在同質(zhì)性,因此考慮建立個(gè)體固定效應(yīng)模型。如下所示:

其中,SC為消費(fèi)水平,Y為收入,SC(-1)為前一期消費(fèi)。N是截面數(shù)量,在本研究中為9;T是時(shí)間總數(shù),在本研究中為17。

2.模型估計(jì):

使用MARKWAY統(tǒng)計(jì)分析軟件包進(jìn)行估計(jì),結(jié)果如下:

模型: 個(gè)體固定效應(yīng)模型 方法:最小二乘法

時(shí)間長度:17 個(gè)體數(shù):9

觀測值數(shù): 153 樣本范圍:1991―2007

參數(shù)估計(jì)

相關(guān)統(tǒng)計(jì)量表

3.對(duì)模型擬合結(jié)果的說明

在個(gè)體固定效應(yīng)面板數(shù)據(jù)模型中, 是公共常數(shù)因子,代表各地居民消費(fèi)的公共因素。 是個(gè)體固定效應(yīng)因子,代表各地消費(fèi)水平的個(gè)體固定效應(yīng), 是自變量系數(shù),反映收入及前期消費(fèi)對(duì)各地消費(fèi)影響的一致性因素。

從模型的相關(guān)統(tǒng)計(jì)量看,P值小于0.05,修正后的R平方為0.987,方程整體的擬合效果較好。

對(duì)于參數(shù)的估計(jì)結(jié)果進(jìn)行分析,我們可以得出以下幾點(diǎn)判斷:

(1)個(gè)體固定效應(yīng)因子表示一個(gè)地區(qū)自主消費(fèi)水平的高低。固定效應(yīng)模型的前提設(shè)定是全省平均效應(yīng)為零,個(gè)體固定效應(yīng)較高的地區(qū)為正數(shù),代表該地區(qū)的自主消費(fèi)水平較高,受外部因素的影響較小;相反,個(gè)體固定效應(yīng)較低的地區(qū)因子為負(fù)數(shù),說明這些地區(qū)居民消費(fèi)受外部沖擊較大,當(dāng)該地區(qū)居民收入出現(xiàn)較大波動(dòng)時(shí),消費(fèi)支出會(huì)出現(xiàn)明顯變化。

(2)廈門、莆田、漳州等三個(gè)地市的個(gè)體固定效應(yīng)因子為正數(shù),尤其是廈門市的個(gè)體效應(yīng)因子遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于其他地市,考慮到廈門市的人均消費(fèi)性支出也遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于其他地市,說明受到長期以來形成的消費(fèi)習(xí)慣的影響,廈門城鎮(zhèn)居民消費(fèi)行為與省內(nèi)其他地市存在較為顯著的差異,其很大一部分的消費(fèi)支出獨(dú)立于收入水平的變化,即使收入出現(xiàn)明顯波動(dòng),城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)支出仍會(huì)保持較為穩(wěn)定的水平。福州、三明、南平、寧德等四個(gè)地市場的居民消費(fèi)自主性不強(qiáng),受外部沖擊的影響較為顯著。

(3)從收入及前期消費(fèi)對(duì)居民消費(fèi)水平的影響程度看,現(xiàn)期收入和持久收入仍然是影響福建省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的最主要因素,且當(dāng)期收入對(duì)居民消費(fèi)的影響要高于持久收入的影響。因此當(dāng)前想要激活城鎮(zhèn)居民消費(fèi)市場,通過內(nèi)需拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)發(fā)展,可以通過出臺(tái)增加居民收入的短期政策來刺激居民消費(fèi)的增長。但由于持久收入對(duì)居民消費(fèi)的影響程度仍然較大,因此通過穩(wěn)定長期的政策來增加居民收入,也將拉動(dòng)居民消費(fèi)需求穩(wěn)步增長。

四、相關(guān)的政策建議

居民消費(fèi)作為拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長的三駕馬車之一,近年來一直受到各方關(guān)注,也一直是國家宏觀政策調(diào)整的重點(diǎn)?；谝陨蠈?duì)我省九地市城鎮(zhèn)居民消費(fèi)行為及其影響因素的分析,我們認(rèn)為,要刺激居民消費(fèi)欲望,提升消費(fèi)傾向,應(yīng)從以下幾個(gè)方面入手:

1.制定穩(wěn)定的收入增長政策,以推動(dòng)居民消費(fèi)持續(xù)穩(wěn)定增長?？傮w而言,收入水平是決定消費(fèi)支出的最重要因素,因此要刺激居民消費(fèi),推動(dòng)國內(nèi)需求快速增長,就必須建立一個(gè)持續(xù)穩(wěn)定的收入增長機(jī)制,當(dāng)居民能夠穩(wěn)定預(yù)期未來的收入增長時(shí),必然會(huì)進(jìn)一步加大消費(fèi)支出。

(1)對(duì)于廈門、泉州等收入水平較高的沿海城市,在保持居民收入穩(wěn)定增長的同時(shí),還必須關(guān)注當(dāng)前不斷加大的收入差距趨勢,著力提高低收入居民的收入水平:一是要充分發(fā)揮稅收和轉(zhuǎn)移支付等經(jīng)濟(jì)杠桿的作用,通過增加對(duì)低收入居民的轉(zhuǎn)移性支付,來提高低收入居民的生活水平;二是進(jìn)一步提高最低工資標(biāo)準(zhǔn),為城市低收入者的工資性收入提供政策保障;三是采取多方措施鼓勵(lì)低收入居民就業(yè)。一方面積極加強(qiáng)對(duì)第三產(chǎn)業(yè)的扶持,充分發(fā)揮服務(wù)業(yè)吸納就業(yè)主渠道的作用。同時(shí)進(jìn)一步加強(qiáng)就業(yè)技能培訓(xùn),結(jié)合企業(yè)用工需求和求職者就業(yè)意向,通過有針對(duì)性的技能培訓(xùn),提高低收入居民的職業(yè)能力,以便其適應(yīng)就業(yè)的需要或助其創(chuàng)業(yè)。再有,加大政府對(duì)低收入居民就業(yè)扶持的公共支出,如增加更多的公共就業(yè)崗位;針對(duì)自主創(chuàng)業(yè)的勞動(dòng)者要推行有效的就業(yè)扶持政策,確保扶持資金及時(shí)到位。

(2)對(duì)于寧德、龍巖等山區(qū)城市,由于居民收入水平相對(duì)較低,消費(fèi)支出受收入影響尤為顯著,應(yīng)加大力度優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu),促進(jìn)經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展和居民收入增長,以真正拉動(dòng)居民消費(fèi),推動(dòng)內(nèi)需增長。一方面要堅(jiān)持以抓工業(yè)、抓項(xiàng)目、抓招商的有效方法和根本途徑來促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展;另一方面針對(duì)福建山區(qū)環(huán)境較為優(yōu)美的地域特點(diǎn),加大力度發(fā)展旅游業(yè)等第三產(chǎn)業(yè)。旅游活動(dòng)由“吃、住、行、游、購、娛”六大要素組成,其對(duì)內(nèi)需的拉動(dòng)作用更為全面。且產(chǎn)業(yè)鏈較長,對(duì)就業(yè)者要求不高,能較好的吸納就業(yè),促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長和收入提高。因此針對(duì)不同地市的不同特點(diǎn),進(jìn)行措施得力的開發(fā),旅游需求就能夠得到充分的釋放,從而促進(jìn)消費(fèi)增加和經(jīng)濟(jì)增長。

2.圍繞擴(kuò)大消費(fèi)來調(diào)整投資結(jié)構(gòu)。擴(kuò)大消費(fèi)必須從擴(kuò)大符合消費(fèi)市場需求的產(chǎn)品供給入手,根據(jù)居民消費(fèi)的整體情況,兼顧地區(qū)差異和不同消費(fèi)群體,全方位擴(kuò)大生產(chǎn),使產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整符合消費(fèi)需求的發(fā)展趨勢。

(1)對(duì)于廈門、泉州等經(jīng)濟(jì)較發(fā)達(dá)地區(qū),其對(duì)基本生活必需品的擁有已經(jīng)飽和,消費(fèi)結(jié)構(gòu)正處于生存型到享受型、文化服務(wù)型消費(fèi)的轉(zhuǎn)變期間。但目前本地服務(wù)業(yè)發(fā)展仍然相對(duì)滯后,無法滿足其不斷增長的消費(fèi)需求,從而導(dǎo)致消費(fèi)熱點(diǎn)缺乏,消費(fèi)傾向下降。因此,針對(duì)目前物質(zhì)消費(fèi)相對(duì)穩(wěn)定,而娛樂、享受型消費(fèi)需求不斷增長的現(xiàn)狀,應(yīng)加大力度扶持信息文化產(chǎn)業(yè)、旅游產(chǎn)業(yè)及高端服務(wù)業(yè)等的發(fā)展,增加圖書館,科技館、文化館、藝術(shù)館、博物館等文化設(shè)施建設(shè),以滿足當(dāng)前不斷發(fā)展的消費(fèi)需求。

(2)對(duì)于寧德、龍巖等山區(qū)城市,一方面進(jìn)一步加大基本生活消費(fèi)品的供應(yīng)以滿足居民的基本生活需求;另一方面,要優(yōu)化零售業(yè)態(tài),如引入大型零售超市,以更具競爭力的價(jià)格吸引居民消費(fèi);設(shè)立管理較為規(guī)范的二手市場,為市民提供更多的消費(fèi)選擇。