導(dǎo)語：深究城鎮(zhèn)居民消費(fèi)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)一文來源于網(wǎng)友上傳，不代表本站觀點(diǎn)，若需要原創(chuàng)文章可咨詢客服老師，歡迎參考。

近年來，改革開放的影響不斷加大，人民的物質(zhì)文化生活水平日益提高，消費(fèi)水平和消費(fèi)結(jié)構(gòu)都有了一定的調(diào)整，隨著城鎮(zhèn)化程度的提高，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)在整個(gè)國民經(jīng)濟(jì)中的地位日益重要，因此，對其進(jìn)行計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析的十分有必要的。

一、建立模型估計(jì)參數(shù)

本文采用計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型對國內(nèi)的城鎮(zhèn)居民消費(fèi)進(jìn)行分析和預(yù)測，根據(jù)我國居民的實(shí)際情況，假設(shè)一般模型為：Y—a0+ax。+bx2+cx3+H，其中：Y為當(dāng)期城鎮(zhèn)人均消費(fèi)支出，Xl為當(dāng)期人均可支配收入，為當(dāng)期價(jià)格指數(shù)，X3為前期城鎮(zhèn)人均消費(fèi)支出，U為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。分析數(shù)據(jù)選取1998年至2008年。

除xi以外，包括常數(shù)項(xiàng)在內(nèi)的所有變量的t值相伴概率均遠(yuǎn)大于0．05都不滿足t檢驗(yàn)時(shí)的顯著性水平。所以要對模型進(jìn)行調(diào)整，重新進(jìn)行估計(jì)。鑒于此情況，對每個(gè)變量分別進(jìn)行一元回歸，以期找到擬合優(yōu)度最高的變量，并以此為基礎(chǔ)。

y與x3的一元回歸：R33＝0．998660，一0．784162，一O．996250，經(jīng)比較可知，xI的擬合優(yōu)度最高，故以其為基礎(chǔ)。R2=0．998698，．=O．998849，R2<R2，2<R21．3>R2’所以剔除變量。

可知，常數(shù)項(xiàng)和x3的t值相伴概率均大于0．O5，不滿足t檢驗(yàn)時(shí)的顯著性水平。所以在現(xiàn)實(shí)意義允許的情況下，剔除變量和x]，則輸出結(jié)果為：Y一982．1l75+O．670244xj(9．747333)(81．90291)R一0．998660，F(xiàn)一6708．086．由結(jié)果可知，模型的擬合度比較好，t值通過檢驗(yàn)。

二、檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?/p>

1、經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)

由模型可知，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與人均消費(fèi)支是正相關(guān)關(guān)系，即隨著城鎮(zhèn)居民收入的增加或減少，消費(fèi)支出也會(huì)相應(yīng)的增加或減少。說明此模型符合經(jīng)濟(jì)學(xué)的一般規(guī)律，能用經(jīng)濟(jì)檢驗(yàn)的標(biāo)準(zhǔn)對其進(jìn)行解釋。

2、擬合優(yōu)度檢驗(yàn)

由R一O．998660，R2—0．99851l可知，擬合優(yōu)度還是比較好的。

3、杜賓．瓦森(Durbin．Watson)檢驗(yàn)

簡稱D．w檢驗(yàn)，是自相關(guān)檢驗(yàn)最常用的方法之一。杜賓和瓦森構(gòu)造了檢驗(yàn)一階自相關(guān)的杜賓一瓦森統(tǒng)計(jì)量DW。若存在一階完全正自相關(guān)，即≈1，則DW~0；若存在一階完全負(fù)自相關(guān)，即西≈－1，則Dw≈4；若不存在自相關(guān)，即≈0，則Dw≈2。

根據(jù)不同的樣本容量N和解釋變量的個(gè)數(shù)P，在給定的不同顯著性水平a下，建立包括臨界值du的DW統(tǒng)計(jì)量臨界值表。若Dw<df_，則存水平a下判定存在正自相關(guān)；若DW~4-d，則在水平d下判定存在負(fù)自相關(guān)；若du<Dw<4一dL，則在水平a下判定不存在白相關(guān)；若d<Dw<d或4一d<DW~4-d，則在水平a下不能判定是否存在自相關(guān)。

本模型中，我們定顯著水平a值為O．5～3．5，DW=O．933279落在范圍之內(nèi)，并存在一定的負(fù)相關(guān)，故符合檢驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)。

三、經(jīng)濟(jì)分析

從國民經(jīng)濟(jì)核算的角度來看，消費(fèi)、投資、出口構(gòu)成了國內(nèi)生產(chǎn)總值的三大需求，其中，消費(fèi)是三大需求中最穩(wěn)定、最重要的部分。根據(jù)本文舉例的1998年~2008年的數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，消費(fèi)比重由1998年的79．84％增加到2008年的71．24％，隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，當(dāng)發(fā)展較成熟時(shí)，消費(fèi)比重有所下降，反之，當(dāng)經(jīng)濟(jì)相對低迷的時(shí)候，消費(fèi)仍然是穩(wěn)定增加，從而導(dǎo)致比重上升。

由最終確定的模型可知，當(dāng)城鎮(zhèn)居民人均可支配收人每增加1元，人均消費(fèi)支出就會(huì)增加0．67元，在一定程度上也表明了居民消費(fèi)需求對我國經(jīng)濟(jì)的支撐作用尤為關(guān)鍵。進(jìn)一步分析，根據(jù)聯(lián)，合國糧農(nóng)組織的標(biāo)準(zhǔn)劃分：恩格爾系數(shù)在60％以上為貧困：50％～59％為溫飽，40％～49％為小康，30％～39％為富裕，30％以下為最富裕。我國的恩格爾系數(shù)由1998年的44．7％降到2008年的37．9％，說明我國城鎮(zhèn)居民的食品消費(fèi)水平正在逐步向發(fā)展型和享受型消費(fèi)階段過渡。

總之，運(yùn)用上述模型分析我國城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)情況，可以了解各種因素對消費(fèi)情況的不同影響，為居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)分析提供依據(jù)，并對擴(kuò)大城鎮(zhèn)居民消費(fèi)需求的重點(diǎn)與難點(diǎn)探討給予幫助。同時(shí)，在使用該模型時(shí)要注意結(jié)合模型自身和消費(fèi)本身的特性。因?yàn)槟Ｐ捅旧淼膭?dòng)態(tài)的，不同的時(shí)間周期內(nèi)影響它的主要因素不一定是相同的，屆時(shí)就需要有效的預(yù)測較近幾年的居民的人均消費(fèi)情況，才能得到有效合理的結(jié)果。