班级 姓名 学号
一模型的设定
我们将“农村居民消费水平”设为被解释变量，“农村居民家庭人均收入”，“农村商品零售价格指数”，“农村固定资产投资总额”，“农村居民人均储蓄存款年末余额”设为解释变量，设立了以下经济学模型：
Y=农村居民消费水平（元）
=农村居民家庭人均收入（元）
=农村商品零售价格指数
=农村固定资产投资总额（亿元）
=农村居民人均储蓄存款年末余额（元）
数据如下：
obs Y X1X2X3X4 1978137.0000114.0600100.00009.5600009.940000 1979153.0000136.1100101.100011.3200015.47000 1980164.0000175.7700104.800017.5600018.85000 1981187.0000204.4100106.300022.5800032.18000 1982198.0000238.7000108.100036.9100057.53000 1983221.0000298.0700109.300030.5500078.75000 1984261.0000345.0000113.200033.8200086.23000 1985319.0000385.2300119.400043.51000106.0200 1986356.0000407.6100125.100049.25000177.8100
1987423.0000444.4000135.400059.04000231.0600 1988557.0000546.6200159.100087.48000274.3200 1989583.0000589.4000192.200081.92000306.4200 1990609.0000621.6700192.200058.30000357.3500 1991675.0000657.3800194.7000101.7900481.6300 1992729.0000682.4800201.1000117.8500560.4100 1993831.0000803.8000220.2000179.8900687.2400 19941001.0001107.250263.8000247.3200887.9200 19951281.0001668.730307.6000350.92001055.720 19961522.0002054.950327.0000469.9700648.3300 19971641.0002286.010333.9000589.3400803.0600 19981642.0002405.320324.9000609.7200962.4300 19991803.0002441.500317.4000613.61001231.410 20001848.0002478.860313.9000635.44001499.620 20011912.0002603.600314.5000659.37001770.520 20021987.0002685.160313.2000673.00002135.140 20032042.0002853.290314.5000705.18002806.230 20042167.0003171.060327.1000776.78003524.830 20052449.0003481.640331.0000831.93003960.430
资料来源：《河北经济年鉴2006》，《河北农村统计年鉴》
二参数估计
模型为
Y=农村居民消费水平（元）
=农村居民家庭人均收入（元）
=农村商品零售价格指数
=农村固定资产投资总额（亿元）
=农村居民人均储蓄存款前期年末余额（元）用Eviews估计结果为：
Dependent Variable: Y
Method: Least Squares
Date: 12/18/08 Time: 13:21
Sample: 1978 2005
Included observations: 28
Variable Coefficient Std.
Error
t-Statistic Prob.
C-119.249042.29552-2.8194240.0097
X10.3120120.1663211.8759620.0734
X2 2.3987650.4023145.9624150.0000
X30.3712050.5022950.7390190.4674
X40.0915880.0291243.1447900.0045
R-squared0.995968 Mean dependent
var
989.2143
Adjusted R-squared 0.995267 S.D. dependent
var
756.4193
S.E. of regression 52.04132 Akaike info
criterion
10.90239
Sum squared
resid
62290.88 Schwarz criterion11.14028
Log likelihood-147.6334 F-statistic1420.292
Durbin-Watson
stat
1.158600 Prob(F-statistic)0.000000
=119.249+0.312012+2.398765+0.371205+0.091588
T: (-2.819424) (1.875962) (5.962415) (0.739019)
(3.144790)
F=1420.292
三 检验及修正
1．经济意义检验
从上表中可以看出，符号为正，但由经验得知，“农村居民消费指数”与“农村商品零售价格指数”关系紧密，故不应剔除．而
虽然在理论上说不通，但却符合中国现实的国
情，应保留，其意义将在第四部分加以阐述。而其他因素不与经济原理相悖，说明具有经济意义。
2．统计推断检验
从回归结果可以看出，模型的拟和优度非常好(),F统计量的值在给定显著性水平α=0.05的情况下也较显著，说明各解释变量对的联合线性作用显著，但是的值不显著（的t统计量的值的绝对值均小于2），说明这两个变量对Y的影响不显著，或者变量之间存在多重共线的影响使其t值不显著。
3．计量经济学意义检验
（１）多重共线性检验
①检验：=1420.292>（显著水平为），表明农村居民的消费水平与解释变量间线性关系显著。
这里采用简单相关系数矩阵法对其进行检验：
X1X2X3X4
X1 1.0000000.9364610.9967120.895365
X20.9364611.0000000.9284100.755750
X30.9967120.9284101.0000000.879960
X40.8953650.7557500.8799601.000000
从以上结果可以看出，之间存在高度线性相关。
②修正：采用逐步回归法对其进行补救。
根据以上分析，由于前的符号为正，但由经验得知，“农村居民消费指数”与“农村商品零售价格指数”关系紧密，故不应剔除。
分别作Y与之间的回归：
Y=118.6809+0.679193
(5.004375) (48.14097)
=0.988906 F=2317.553 D.W.=0.397585
Y=-685.5490+7.72416
(-6.290100) (16.69162)
=0.914645 F=278.6103 D.W.= 0.182102
Y=251.5428+2.54745
(8.246576) (34.13077)
= 0.978168 F=1164.91 D.W.=0.339975
Y=432.4205+0.62948
(4.972188) (9.936374)
=0.791552 F=98.73154 D.W.=0.186370
由于的t值最大，线性关系强，拟合程度最好，因此把作为基本变量，将剩下的三个因素重新进行参
数估计：
在原模型的基础上剔除，再进行参数估计，所得结果如下：
Dependent Variable: Y
Method: Least Squares
Date: 12/18/08 Time: 14:48
Sample: 1978 2005
Included observations: 28
Variable Coefficient Std.
Error
t-Statistic Prob.
C66.4628444.693081.4870950.1500
X10.9533580.1981394.8115480.0001
X3-0.9747830.700847-1.3908640.1770
X4-0.0192830.035010-0.5507900.5869
R-squared0.989736 Mean dependent
var
989.2143
Adjusted R-squared 0.988452 S.D. dependent
var
756.4193
S.E. of regression 81.28447 Akaike info
criterion
11.76535
Sum squared
resid
158572.0 Schwarz criterion11.95567
Log likelihood-160.7149 F-statistic771.3859
Durbin-Watson
stat
0.572168 Prob(F-statistic)0.000000
由此结果可以清楚地看出，剔除后，拟合优度变
差，解释变量C, ,的t值也较小，不能通过检验，也就是解释变量C, ,对Y的影响不显著．
剔除解释变量进行回归分析，所得结果如下：Dependent Variable: Y
Method: Least Squares
Date: 12/18/08 Time: 14:53
Sample: 1978 2005
Included observations: 28
Variable Coefficient Std.
Error
t-Statistic Prob.
C-87.2554648.05928-1.8155800.0820
X10.6739470.1405594.7947540.0001
X2 1.5909600.3624734.3891870.0002
X3-0.4570930.500684-0.9129380.3704
R-squared0.994234 Mean dependent
var
989.2143
Adjusted R-squared 0.993513 S.D. dependent
var
756.4193
S.E. of regression 60.92179 Akaike info
criterion
11.18862
Sum squared
resid
89075.15 Schwarz criterion11.37894
Log likelihood-152.6407 F-statistic1379.466
Durbin-Watson
stat
0.862287 Prob(F-statistic)0.000000
由结果可知，模型的拟合优度提高了，但解释变量C,和的t统计量值较小，不能通过检验，也就是
说解释变量C,和对Y的影响变得不显著了．剔除解释变量再进行回归分析，所得的结果如下：
Dependent Variable: Y
Method: Least Squares
Date: 12/18/08 Time: 15:05
Sample: 1978 2005
Included observations: 28
Variable Coefficient Std.
Error
t-Statistic Prob.
C-124.605041.27407-3.0189660.0059
X10.4304060.0442679.7229640.0000
X2 2.2651420.3559806.3631220.0000
X40.0803020.0245633.2692260.0032
R-squared0.995872 Mean dependent
var
989.2143
Adjusted R-squared 0.995356 S.D. dependent
var
756.4193
S.E. of regression 51.54691 Akaike info
criterion
10.85443
Sum squared
resid
63770.01 Schwarz criterion11.04474
Log likelihood-147.9620 F-statistic1930.039
Durbin-Watson
stat
1.147358 Prob(F-statistic)0.000000
由此结果可以看出，剔除解释变量后，模型的拟合优度提高了，F统计量的值在给定显著性水平
α=0.05的情况下也较显著，而且各解释变量的t统计量值均有明显的提高，表明对Y的影响也很显著．
故新的模型估计结果为：
Y=-124.6050+0.430406+2.265142 +0.080302 (-3.018966) (9.722964) (6.363122) (3.269226)
=0.995872 F=1930.039
(2) 异方差检验
①检验：
利用Goid_Quandt检验法检验模型是否存在异方差。
由于“农村居民家庭人均收入”最有可能引起异方差性，故将２８组样本观测值按从小到大的顺序排列，将序列中的m=28/4除去，并将剩下的观测值划分为较小与较大的容量相同的两个子样本，每个子样本的容量均为１０。
将时间定义在１９７８――１９８７，然后对Y C ,,进行普通最小二乘法估计，所得结果如下：Dependent Variable: Y
Method: Least Squares
Date: 12/19/08 Time: 15:01
Sample: 1978 1987
Included observations: 10
Variable Coefficient Std.
Error
t-Statistic Prob.
C-542.0264174.5257-3.1057120.0210
X10.1851700.0755132.4521670.0496
X2 6.5176891.7898033.6415670.0108
X40.0156740.2502020.0626440.9521 R-squared0.993881 Mean dependent
var
241.9000
Adjusted R-squared 0.990822 S.D. dependent
var
95.73047
S.E. of regression 9.171155 Akaike info
criterion
7.559178
Sum squared
resid
504.6605 Schwarz criterion7.680212
Log likelihood-33.79589 F-statistic324.8688
Durbin-Watson
stat
1.570536 Prob(F-statistic)0.000000
Y=-542.0264+0.185170+6.517689+0.015674
(-3.105712) (2.452167) (3.641567)
(0.06264)
=0.993881
=504.6605
将时间定义在1996—2005,然后对Y，C，,,进行普通最小二乘法估计，所得结果如下：
Dependent Variable: Y
Method: Least Squares
Date: 12/19/07 Time: 15:11
Sample: 1996 2005
Included observations: 10
Variable Coefficient Std.
Error
t-Statistic Prob.
C1490.143572.15562.6044360.0404
X10.7665890.0999247.6716980.0003
X2-4.8678052.366378-2.0570700.0854
X4-0.0316990.037433-0.8468310.4296 R-squared0.990494 Mean dependent
var
1813.200
Adjusted R-squared 0.985741 S.D. dependent
var
421.0125
S.E. of regression 50.27377 Akaike info
criterion
10.96202
Sum squared
resid
15164.71 Schwarz criterion11.08305
Log likelihood-50.81009 F-statistic208.3915
Durbin-Watson
stat
1.860883 Prob(F-statistic)0.000002
Y=1490.143+0.766589+(-4.867805)+
(-0.031699)
(2.604436)(7.671698) (-2.057070) (-0.846831)
=0.990494
= 15164.71
÷
=15164.71/504.6605=30.049 大于(6,6)=4.28，拒绝
假设，故存在异方差性。
②修正：下面采用加权最小二乘法对原模型进行回归分析：用原模型的普通最小二乘法的估计量作为随机干扰项方差－协方差距阵的主对角线元素，这相当于用1/为权重进行加权最小二乘估计。
加权最小二乘估计的回归结果如下：
Dependent Variable: Y
Method: Least Squares
Date: 12/19/08 Time: 15:28
Sample: 1978 2005
Included observations: 28
Weighting series: 1/ABS(RESID)
Variable Coefficient Std.
t-Statistic Prob.
Error
C-126.44754.933919-25.628210.0000
X10.4167770.01330331.329650.0000
X2 2.3040840.03989757.751490.0000
X40.0907570.0111868.1135710.0000 Weighted
Statistics
R-squared0.999996 Mean dependent
var
1095.141
Adjusted R-squared 0.999996 S.D. dependent
var
3636.759
S.E. of regression 7.648293 Akaike info
criterion
7.038406
Sum squared
resid
1403.913 Schwarz criterion7.228721
Log likelihood-94.53768 F-statistic2034889. Durbin-Watson
stat
1.482636 Prob(F-statistic)0.000000
Unweighted
Statistics
R-squared0.995828 Mean dependent
var
989.2143
Adjusted R-squared 0.995307 S.D. dependent
var
756.4193
S.E. of regression 51.82097 Sum squared
resid
64449.90
Durbin-Watson
stat
1.303388
Y=-126.4475＋0.416777＋2.304084＋0.090757 （-25.62821） （31.32965） （57.75149） （8.113571）
=0.999996 F=2034889 D.W.= 1.482633 可以看出，无论
是拟合优度，还是各参数的t统计量值都有了显著的改进。
(３)自相关检验
①检验：从模型设定来看，没有违背D-W检验的假设条件，因此可以用D-W检验来检验模型是否存在自相关。
根据上表的估计结果来看，由
D.W.=1.482636，给定显著性水平，查Durbin-Watson表，N=28, K=3,得
因为DW统计量为根据判定区域知位于无决定区域，不确定是否存在一阶正自相关，需要进一步检验或修正。（在此由于能力所限暂不予以讨论）。
（４）确定模型
Y=-126.4475＋0.416777＋2.304084＋
0.090757
由于该模型的回归结果、t值以及F统计值均显著，且不存在计量经济学问题，因此最后定型为此。根据1978—2005年的数据建立的模型可以看出每增加一元收入使农村居民增加４角钱的消费，虽然在我们看来价格应当与我们的消费水平成反比关系，但模型的估计结果显示二者为正比例关系，这说明我省农村居民消费水平有了显著的增长，其消费水平的增长来自消费数量的增长的部分大于消费价格的增长，故二者之间为正比例关系，结果还显示出农民上一年若有一元的储蓄，那么第二年就会
有大约１角前的消费。这都显示出增加农民收入对于提高农民的消费水平有着至关重要的作用。
四 对模型的经济解释
从以上模型经分析可得出：
（１）从模型中可以看出农民的收入对于农民的消费水平有较显著的影响，而由实际经验得知，二者之间确实存在较为紧密的联系。
（２）根据经验得知价格应当与我们的消费水平成反比关系，但模型的估计结果显示二者为正比例关系，这说明我省农村居民消费水平有了显著的增长，人们收入水平的增长远远大于价格的增长，人们对于生活必需品或生活资料的需求欲望远远高于价格增长带来的抑制力，也就是说是消费数量的增长带动了消费水平的增长，故此时的消费水平与价格指数成正比例关系。
（３）原本以为农民的固定投资会带来更多的收入，进而对农民的消费水平会有一定的影响，但是固定投资受外界因素影响较大，使模型存在异方差性，所以此影响因素被剔除了，但应注意的是我们应该加强对农村的固定资产投资，使之充分发挥作用，增加农民的收入，提高农民的生活水平。
（４）农民年末存款余额对下一年农民消费水平的影响实际上还是可以归结为农民收入对消费水平的影响。
影响我国居民消费水平因素分析 【摘要】随着改革开放的深入和市场经济的发展、人们的生活水平得到了大大的提高。作为总需求中最主要的部分，消费的增长在GDP 的增长中占很大比例。由于分析影响我国居民人均消费水平的多种因素各自的重要程度，将有助于我们认清当前中国经济发展的重要原因。本文采用1993年至2010年的统计数据，通过建立多元线性回归模型，运用Eviews软件，分析研究城镇居民的消费行为和影响消费的主要因素，才能因地制宜的制定政策，有效地推动居民消费的增长。 【关键词】居民消费水平消费增长消费因素经济发展 近年来，随着我国社会经济的迅速发展，人民的生活水平逐步改善，我国的消费水平也发生了很大的变化。消费是所以经济行为有效实现的最终环节，是促进经济增长的持久拉动力。在目前我国面临经济结构调整和产业结构升级的阶段，我国的消费水平如何，影响我国消费水平的因素有哪些，以及这些因素对消费具有怎样的影响，都是值得关注的问题。有关学者认为，居民收入是影响居民消费的主要因素，经济增长对我国居民消费产生正向效应，但影响不明显。一、选取数据 影响居民消费的因素有很多，包括宏观和微观多方面的影响。如收入水平、商品价格水平、利率水平、收入分配状况、消费者偏好、家庭财产状况、消费信贷状况、消费者年龄构成、制度、风俗习惯等等。但考虑到样本数据的可收集性和我国经济的实际情况，本文选取以下因素决定消费。 日常观察和统计研究都表明，当前可支配收入水平是决定一个国家消费的核
心因素，因此人均可支配收入的入选毫无疑问；GDP 是衡量一个国家经济实力，也是世界银行划分高收入、中等收入、低收入国家的主要标志；恩格尔系数是食品支出占消费的百分比，其值越小说明人们越富裕。而定期余额则表明了居民持有的流动财产数目，所以本模型选取1993～2010年间的居民消费水平，国内生产总值，农村居民人均收入，城镇居民人均收入，农村居民家庭恩格尔系数，居民储蓄定期余额。所用数据来源于国家统计局网站。 二、实证分析 数据如下： 注：Y 为居民消费水平，X1为国内生产总值，X2为农村居民人均收入，X3为城镇居民人均收入，X4为农村居民家庭恩格尔系数(%)，X5为居民储蓄定期余额 （一）模型初步提出 初步建立多元线性回归模型： 01122334455i Y X X X X X ββββββμ=++++++ 其中，Y 为居民消费水平，1X 为国内生产总值，2X 为农村居民人均收入，3 X 为城镇居民人均收入，4X 为农村居民家庭恩格尔系数(%)，5X 为居民储蓄定期
计量经济学案例分析1 一、研究的目的要求 居民消费在社会经济的持续发展中有着重要的作用。居民合理的消费模式和居民适度的消费规模有利于经济持续健康的增长，而且这也是人民生活水平的具体体现。改革开放以来随着中国经济的快速发展，人民生活水平不断提高，居民的消费水平也不断增长。但是在看到这个整体趋势的同时，还应看到全国各地区经济发展速度不同，居民消费水平也有明显差异。例如，2002年全国城市居民家庭平均每人每年消费支出为元, 最低的黑龙江省仅为人均元，最高的上海市达人均10464元，上海是黑龙江的倍。为了研究全国居民消费水平及其变动的原因，需要作具体的分析。影响各地区居民消费支出有明显差异的因素可能很多，例如，居民的收入水平、就业状况、零售物价指数、利率、居民财产、购物环境等等都可能对居民消费有影响。为了分析什么是影响各地区居民消费支出有明显差异的最主要因素，并分析影响因素与消费水平的数量关系，可以建立相应的计量经济模型去研究。 二、模型设定 我们研究的对象是各地区居民消费的差异。居民消费可分为城市居民消费和农村居民消费，由于各地区的城市与农村人口比例及经济结构有较大差异，最具有直接对比可比性的是城市居民消费。而且，由于各地区人口和经济总量不同，只能用“城市居民每人每年的平均消费支出”来比较，而这正是可从统计年鉴中获得数据的变量。所以模型的被解释变量Y选定为“城市居民每人每年的平均消费支出”。 因为研究的目的是各地区城市居民消费的差异，并不是城市居民消费在不同时间的变动，所以应选择同一时期各地区城市居民的消费支出来建立模型。因此建立的是2002年截面数据模型。 影响各地区城市居民人均消费支出有明显差异的因素有多种，但从理论和经验分析，最主要的影响因素应是居民收入，其他因素虽然对居民消费也有影响，但有的不易取得数据，如“居民财产”和“购物环境”；有的与居民收入可能高度相关，如“就业状况”、“居民财产”；还有的因素在运用截面数据时在地区间的差异并不大，如“零售物价指数”、“利率”。因此这些其他因素可以不列入模型，即便它们对居民消费有某些影响也可归入随即扰动项中。为了与“城市居民人均消费支出”相对应，选择在统计年鉴中可以获得的“城市居民每人每年可支配收入”作为解释变量X。 从2002年《中国统计年鉴》中得到表的数据: 表 2002年中国各地区城市居民人均年消费支出和可支配收入
居民消费水平计量经济 分析 Company number：【0089WT-8898YT-W8CCB-BUUT-202108】
居民消费水平计量经济分析 目录 一、研究的目的要求 消费行为理论为我们研究居民消费增长因素提供了重要的理论基础。居民消费在社会经济的持续发展中有着重要的作用。居民合理的消费模式和适度的消费规模，有利于经济持续健康的增长，而且这也是人们生活水平的具体体现。通过对影响我国居民消费增长因素的实证分析,我们认为,当期收入是影响居民消费的最直接、最重要的因素；居民的消费水平还应随着
经济的发展而提高。改革开放以来，随着中国经济的快速发展，人们生活水平不断提高，人均的纯收入也不断增加，居民的消费水平也在不断增长；居民的消费水平还应该和当年的物价水平相联系。为了研究居民消费水平增长的主要原因，分析各因素对消费水平的影响，需要建立计量经济模型。 所谓消费水平，从宏观角度考察是指社会全体消费者的物质文化需要得到满足的程度；或者说是社会提供给众多消费者用于生活的消费的产品和服务的数量和质量。也就是说，消费水平的含义既包括了消费品，又包括了消费服务，而且从消费水平的发展趋势看，消费服务将越来越来越占有重要的地位；既包括了数量也包括了质量；质量的因素不仅是消费水平不可忽视的重要内容，而且也成为消费水平高低的越来越重要的标志。 消费水平从微观上考察，就是消费者及其家庭生活需要的满足程度，或者讲是消费者及其得到或可支配的消费品和服务的数量和质量以及金融资产的状况。 我们对消费水平的考察着重于宏观方面，即对消费水平的研究还要结合物质和精神文化需要的满足程度。 二、模型设定 1、理论综述: 关于消费，已经有很多学者进行过不同方面的研究，消费作为拉动经济增长的三驾马车之一，对本国的经济发展，的确有着至关重要的作用，要想发展本国经济，认真研究消费是很必要的。我国对于居民消费问题的研
南阳师范学院 2019-2020学年第二学期经济与管理学院2017年级财务管理专业《计量经济学》期终研究报告 报告题目 我国农村居民消费水平影响因素分析 一、研究意义（共5分） 重农固本是安民之基、治国之要。中国是一个农业人口占大多数、经济发展 结构性不平衡的国家。随着改革开放30年的发展，我国已经基本解决温饱 问题，综合国力大大提升，但城乡发展不平衡使得乡村人口劳动力资源流失 严重，解决三农问题关系国民经济全局，要把发展农业和农村经济、增加农民收入，作为经济工作中的重中之重。因此，研究影响我国农村居民消费水平的主要原因，分析农村居民消费水平的数量规律具有重要意义。 二、文献综述（共5分） 关于我国农村居民消费水平影响因素，国内外学者的观点各有千秋，学者程 松柏认为影响农村居民消费水平的因素主要是GDP 、农村居民的可支配收入， 学者陶伟对该问题引入了消费品价格变量，李洋则从投资、储蓄和失业率的 角度出发，探讨对农村居民消费水平的影响。在研究理论上，凯恩斯的绝对 收入假说和杜森贝利的相对收入假说是当前应用最广泛的。 三、理论分析（共5分） 对于影响我国农村居民的消费水平因素，我认为有各地区农村居民人均可支 配收入、人均GDP 、农村商品零售价格指数、第三产业增加值、年末总人口 等。（1）当人均可支配收入越高时，消费水平明显要有所提高。（2）人均GDP 越高，消费拉动增长越强烈。（3）商品零售价格指数是反映商品零售价格变 动趋势的一种经济指数，零售物价的调整变动直接影响到城乡居民的生活支 出。（4）第三产业增加值直接关系着农民的就业，进而影响收入支出。 四、变量测量（共20分） 表Ⅰ.变量测量结果 其中Y 表示居民消费水平（元），X1表示人均GDP （元），X2表示人均可支配收入（元），X3表示商品零售价格指数，X4表示第三产业增加值（亿元），X5 表示年末总人口（万）， μ表示残差项。 五、模型设定、参数估计及模型检验（共60分） 模型建立：Y=β0+β1X 1+β2X 2+β3X 3+β4X 4+μ.
关于秦皇岛市河涧里小区居民收入及生活消费水平调研 20世纪70年代末以来,伴随着经济的高速增长,中国城市居民收入水平都得到了很大的提高,由此使得城市居民的生活水平都得到了根本性的提高，经济的发展带动了消费水平的提高。消费是实现整个社会再生产运行的最终目标，在市场经济条件下，是影响整个社会经济运行状况的一个决定性因素。为应对国际金融危机的影响，中央采取了一系列惠民生、促消费的政策措施，有效激发了城乡居民的消费潜力，对我国经济企稳回升发挥了重要作用。为了了解当前居民生活实态，同时响应院团委号召，培养我们的团队精神和实践合作能力，所以我们利用暑假时间，组成了小分队，赴秦皇岛市河涧里小区对小区居民收入及生活消费水平现状做了调查。 时间：2010年7月15日——7月29日 地点：河北省秦皇岛市河涧里小区 一、调研过程简述 1、目的和意义 近年来，秦皇岛设持续快速健康发展，城市居民收入不断提高，生活质量不断提升，消费需求趋于活跃，居民消费不断升级换代，跨上新台阶。面对世界经济增长明显减速、国际市场需求疲软的外部环境,积极扩大城乡居民消费需求,切实增强消费对经济增长的拉动作用,成为当前应对国际金融危机、保持经济平稳较快增长的重要举措。近年来我国出台了一系列惠民，利民的政策，很多政策着眼于提高居民收入，刺激消费。同时，居民收入是对于一个国家，一个城市整体经济发展水平的有效衡量，本团队将通过走访，问卷调查，网上查找资料等方式多方位的展开调研，调研方向包括工作收入、消费情况以及现有生活水平的了解等方面。以期达到了解居民家庭基本生活水平状况，家庭成员工作及其收入水平，居民人均消费水平，居民对现有收入及消费情况的满意度，城市居民对未来生活水平的期望等。 2、调查方法 在此次社会调研过程中，我主要采取了问卷调查法，访谈法和资料搜集法。通过调查及网络搜集资料，并在问卷调查后访问了小区里一些居民。 3调查过程 （1）准备时间：2011年7月25日制备调研问卷，查找资料，联系河涧里社区居委会洽谈相关事宜。 （2）调查走访：2011年7月26日进行第一阶段问卷调查。7月27日至7
计量经济学是经济科学领域内的一门应用科学，以一定的经济理论和实际统计资料为基础，运用数学、统计方法与计算机技术，以建立经济计量模型为主要手段，定量分析研究具有随机特性的经济变量关系。 2、数理经济模型与计量经济模型的区别。 数理：揭示经济活动中各个因素之间的理论关系，用确定性的数学方程加以描述。 计量：揭示经济活动中各个因素之间的定量关系，用随机性的数学方程加以描述。 3、经典计量经济学模型的一般形式。 4、计量经济学的数据类型。 时间序列数据：按时间先后排列的统计数据。 截面数据：一个或多个变量在某一时点上的数据集合。 合并数据（平行数据）：既包含时间序列数据又有截面 数据。 5、建立计量经济学模型的步骤。 1） 模型的数学形式。③拟定模型中待估计参数的理论期望 值。 2）样本数据的收集： 差项产生序列相关。②截面数据易引起模型随机误差项 产生异方差。③样本数据的质量：完整性、准确性、可 比性、一致性。 3）模型参数的估计。 4 度检验、变量的显着性检验、方程的显着性检验。③计 量经济学检验：序列相关、异方差法（随机误差项）、 多重共线性（解释变量）④模型预测检验。 6、计量经济学模型的应用。 1）结构分析；2）经济预测；3）政策评价；4）检验与发展经济理论。 7、如何正确选择解释变量。 作为“变量”的原因：1 2）考虑数据的可得性；3）考虑入选变量之间的关系。 8、回归分析的目的。 1）根据自变量的取值，估计应变量的均值；2）检验建立在经济理论基础上的假设；3） 值，预测应变量的均值。 9、总体回归函数(PRF)和样本回归函数(SRF)各变量系数名称及函数方程。 10、随机误差项(Ui)的性质或主要内容。
分数：______ 计量经济学课程论文 中国人均GDP与居民消费水平、税收及政府 支出 系别：国贸系 班级：国本五 学号： 2012016533 姓名：张璐 指导老师：岁磊
【提要】人均国内生产总值GDP作为发展经济学中衡量经济发展状况的指标，是衡量宏观经济的经济指标之一。本人认为人均GDP具有社会公平和平等的含义，它直接反映了人民的收入和生活水平，而通过研究发现人均GDP的变化与居民消费水平、税收以及政府支出有着莫大的联系，因此，本文选取了1990-2005年的统计数据进行试验和分析。 【关键字】人均GDP、居民消费水平、税收、政府支出 具体数据如下： 图1数据收集 注： Y:人均国内生产总值GDP（平均每年每人）（单位：元） X1：居民消费水平（单位：亿元） X2：国家税收（单位：亿元） X3：政府支出（单位：亿元）
由此，我们可得到Y与X1 、X2、X3的散点图，如下： 图2 Y与X1 图3 Y与X2
图4 Y与X3 由图我们可以发现Y与X1 X2 X3都有比较明显的线形关系，从而建立数学模型： 建立三元线性回归模型： 在eviews7 命令框中输入：LS Y C X1 X2 X3回车 所以我们得到以下结果：Y=-275.7004+0.763471X1+0.330198X2-0.069827X3 在现有的学习中，我们还没有完全掌握单位根检验及协整的方法，所以对模型的平稳性暂时不作考虑。
若不考虑单位根检验，直接用我们在前几章学习的方法进行检验，结果如下： 1.拟合优度：我们由表可知，，修正的可决系数为,这说明模型对样本的拟合很好。 2.F检验：：，给定显著性水平，在F分布表中查出临界值,应拒绝原假设，说明回归方程显著。即居民消费水平、税收和我国政府支出对人均国民生产总值有显著影响。 3.T检验：对于C、X1、X2的系数，t的统计量的绝对值都>2.179,都通过了检验，而X3的系数的t统计量为-2.033472，在df=12、α=0.05的情况下，t统计量应大于2.179，显然X3的系数不能通过T检验。 根据经验判断无法通过第一步检验的原因很可能是解释变量之间存在多重共线性。 4.我们对X1 X2 X2进行多重共线性检验，在命令框中输入：COR X1 X2 X3回车得到以下结果： 可以发现X1、X2、X3之间存在高度的线性相关关系。 运用逐步回归法进行修正： 模型的回归结果为： 模型的回归结果为：
应用多元统计论文 题目基于SPSS分析方法的城镇居民消费结构研究院系 年级专业 姓名
基于SPSS分析方法的城镇居民消费结构研究 摘要：2012年11月8日将召开中国共产党的十八大，至2013年3月两会召开和政府换届，这段时间将成为市场演化的重要时间窗口；而在这一时期，我国的宏观经济形势也将会产生相应的变化。近年来，我国经济发展速度加快，居民收入稳定增加，在国家出台的一系列政策后，居民消费支出也开始增长，消费结构显著变化。本文通过数据的SPSS分析对我国城镇居民消费出现的趋势特点进行了总结。 关键词：城镇居民消费描述分析整体拟合分析方差分析 回归分析
一、我国城镇居民消费现状 近些年来，我国的国民经济状况突飞猛进的发展，人民的物质生活水平也日益的提高，并且得到了很大的改善。但是，由于我国各地区各地域的资源、技术、科教水平等基础条件的不同，造成各地区各地域的生产力发展水平有很大差异，因此，各地区各地域的经济发展和城镇居民消费性支出的结构、水平是不相同的。而众所周知，消费是拉动经济增长的主要动力之一，因此消费情况如何对经济发展、人民生活水平有直接的影响。 随着国家政策的不断改革，我国国民经济呈现出高速发展的势头，人民生活水平不断提高。这不仅体现为目前我国城镇居民的人均收入普遍地有所提高，也在城镇居民的家庭消费性支出结构的变化上有所体现。 二、我国居民消费结构的分析 我国居民消费结构有以下几个特点： 第一,食品消费支出比重随收入增加呈现出明显的下降趋势,这与恩格尔定律的表述一致。但最低收入户与最高收入恩格尔系数相差太过悬殊,城镇最低收入户刚刚解决了温饱问题,而最高收入户的生活水平按照恩格尔系数的评价标准早已达到了 富裕型,甚至接近最富裕型； 第二,衣着消费支出比重随收入增加缓慢上升,到高收入户又有所下降,但各收 入组支出比重相差不大。衣着支出比重没有更多的递增且最高收入户的支出比重有所下降,这些都符合恩格尔定律关于衣着消费的引申。随着收入的增加,衣着支出比重呈现先上升后下降的走势； 第三,家庭设备用品及服务、交通通讯、娱乐教育文化服务和杂项商品与服务的支出比重呈逐组上升趋势,说明居民的生活水平随收入的增加而不断提高和改善； 第四,医疗保健支出比重随收入水平提高呈现一种两端高、中间低的走势； 第五,居住支出比重基本上呈先上升后下降的趋势,这与我国居民消费能级不断提升,住宅商品正在越来越成为城镇居民关注的热点是相吻合的,同时与恩格尔定律的引申也是一致的。 另外，调查还表明，进入21世纪以来,随着经济体制改革的深入,国民经济的迅速发展,我国城乡居民的消费水平显著提高,居民的各项支出显著增加。随着消费水平的提高,我国城乡居民消费从注重量的满足到追求质的提高,从以衣食消费为主的生存型到追求生活质量的享受型、发展型,消费质量和消费结构都发生了明显
中国居民消费水平计量经济学模型 09财政学-1班李雪 200909111008 摘要： 消费作为社会再生产的终点和起点，对于实现社会再生产的良性循环促进国民经济的持续发展具有决定性作用。要刺激消费、扩大内需，必须找出影响居民消费水平的关键因素，才能对症下药。就我国近阶段消费方面出现的一些情况，利用1985年至2009年得相关数据对我国消费的影响因素进行实证分析。先通过相关的背景理论提出问题；搜集了相关的数据，继而对计量模型进行了参数估计和检验，并加以修正。本文主要通过对影响居民消费水平的主要因素分析揭示中国居民消费水平的现状及问题，并以此提出对策。 关键词：居民消费水平居民可支配收入恩格尔系数消费物价指数 一、文献综述 宏观经济学中对居民消费行为的研究主要传统理论有凯恩斯的绝对收入假说，杜森贝利相对收入假说，莫迪里安尼的生命周期假说等。这些消费理论从不同角度论证了收入对消费的影响。我赞同收入的确是影响消费水平的最重要因素这个观点，但是其他因素（比如物价水平、收入分配的公平性、利率、人口结构等）也从不同的方面影响着居民消费水平。 陈长华（湖南，2004）对我国城镇居民消费计量模型的建立与分析，也采用了计量经济学方法来探讨决定城镇居民消费的关键因素。他的指标选择是人均消费人均国内生产总值人均可支配收入人均储蓄前期消费。他的不足之处在于没有考虑除了收入以外的其他因素对居民消费的影响。当今社会影响消费的不确定因素很多，虽然不可否认收入确实是影响消费的最重要因素，但是，仅仅用收入和储蓄作为变量，是否能够很好地拟合现实中的消费函数值得怀疑。 刘丽秋（西南大学经济管理学院，2008）在影响居民消费水平相关因素的计量分析一文中结合居民消费水平的影响因素和国务院所确定的十项措施列出了六个相关因素 (国内生产总值、职工平均工资指数、城镇居民消费价格指数、普通中学及高等学校在校生数、卫生机构数、基本设施铁路公路货运量)进行计量分析,但是她的结论中Y = 27. 12140495 + 0. 03092905302 3 X1 + 0. 001453569285 3 X5 +0. 85006329843 X3 （X1——国内生产总值 X3——城镇居民消费价格指数 X5——卫生机构数） X1——国内生产总值系数为0.
引言 消费结构，不仅是消费领域的中心问题，也是社会再生产运行中一个极重要的问题。从社会再生产过程来看，衡量一个国家经济发展的好坏，衡量国民经济是良性循环还是恶性循环，关键在于是否合理解决了消费问题。研究消费结构的发展趋势和规律性，研究产业结构如何适应需求结构和消费结构的变化，对于促进国民经济协调、快速发展，具有重要的作用。因而研究消费结构的变化，不仅是经济理论的一个重要内容，而且也是政府调节经济、制定经济政策的重要依据。因此，加强对消费支出的研究有着十分重要的理论意义和极大的现实意义。 一、我国城镇居民消费结构变化及趋势分析 正确把握城镇居民消费结构，了解消费需求变动的规律，不仅在理论分析中有重要的地位，而且对于提高城镇居民的消费质量和档次有着重要的现实意义。下面从消费结构变化、边际消费倾向、需求收入弹性变化三个角度来对居民消费结构变动趋势进行分析，并得出城镇居民消费结构呈现出的几大趋势。 （一）费结构的变化分析 表1 1993—2002年中国城镇居民消费支出构成表单位：% 消费结构是指各类消费支出占总消费支出的比重，其中食品支出占总消费支出的比重又
称为恩格尔系数。德国经济学家恩格尔发现随着个人生活水平的提高，恩格尔系数有不断下降的趋势。因此，恩格尔系数被用作判断居民消费水平的一项指标。国际粮农组织根据恩格尔系数提出划分不同贫富程度的标准：60%以上为贫困，50%—60%为温饱，40%—50%为小康，40%以下为富裕。根据有关资料计算的1993—2002年中国城镇居民消费需求结构如上面表1所示。 通过表1分析可以得到以下结论： 1．从恩格尔系数来看，我国城镇居民从1993年的50.2%逐年下降到2002年的37.7%,年平均下降1.39个百分点,表明食品消费支出占消费性支出的比重日趋下降。这一方面得益于城镇居民收入水平的提高；另一方面是由于城镇居民消费观念的改变，居民生活消费需求逐渐从低水平的温饱向高层次的小康、富裕型转变。 2．从消费的用途结构来看，随着经济体制改革的深入，社会主义市场经济体制的建立，住房、医疗、教育及社会保障制度改革加快，人民生活水平不断提高，我国城镇居民消费结构加速演进，主要体现为受改革影响较大的各项消费（住房、医疗、交通通讯和教育等）支出比重上升，恩格尔系数有较大幅度的下降。2002年同1993年相比，用于住房方面的支出比重上升了3.8个百分点，用于医疗保健方面的支出上升了4.4个百分点，用于教育娱乐方面的支出上升了5.8个百分点，用于交通通讯方面的支出上升了6.6个百分点，同时衣着支出比重下降了4.4个百分点，家庭设备用品及服务、杂项商品及服务业略有下降。这些变化表明我国城镇居民消费支出的新趋向，并显示了我国城镇居民消费结构逐渐趋向合理化。 3．从各种消费所占比重由高到低的顺序看，1993—2002年，城镇居民的消费支出由食品、衣着、文化教育娱乐服务、家庭设备用品及服务、居住、杂项商品及服务、交通通讯和医疗保健的消费顺序转变为食品、文化教育娱乐服务、居住、交通通讯、衣着、医疗保健、家庭设备用品及服务和杂项商品及服务。这种消费顺序的变化体现了我国社会保障制度的改革和不断完善以及第三产业的快速发展，显示了人民生活水平和生活质量的不断提高，反映了城镇居民消费观念的改变。 （二）边际消费倾向分析 根据1993-2001年数据对各年城镇居民人均可支配收入与人均消费性支出进行一元线性回归得到总需求函数为： Q=246.531+0.751y (3.615) (60.023) 括号内为t值
课程论文 我 国 居 民 消 费 水 平 研 究 分 析 班级：09经51 学号：09085009 姓名：刘静静 2012年 11 月
摘要： 居民消费水平是指一个国家一定时期内人们在消费过程中对物质和文化生活需要的满足程度。要刺激消费、扩大内需，必须找出影响我国居民消费水平的关键因素，才能对症下药。本文结合居民消费水平的影响因素和居民消费水平的历史及现状列出了五个相关因素（国内生产总值GDP、城镇和农村居民可支配收入、人口自然增长率以及居民消费价格指数），运用SPSS 17.0软件进行三个方面的分析：描述性分析、因子分析、回归分析。本案例的研究目地是分析我国居民消费水平的影响因素，为更好的提高居民消费水平提供科学的依据。 关键字：居民消费水平 SPSS分析扩大内需刺激消费
引言 居民消费水平是按国民收入或国内生产总值的使用总量中用于居民消费的总额除以年平均人口计算的，它反映一个国家或一个地区居民的一般消费水平。居民消费水平是GDP 中一个重要组成部分，是拉动经济增长的三驾马车之一，一 直是经济学家关注的焦点和研究的热门领域。在改革开放以来，居民消费水平提高的较快，消费结构也有了很大的改善，因此对其进行分析有较强的经济意义。分析目地、分析思路与数据选取 本案例的研究目地是分析我国居民消费水平的影响因素，为更好的提高居民消费水平提供科学的依据。 分析思路主要如下，首先利用描述性分析对居民消费水平、国内生产总值GDP、城镇和农村居民可支配收入、人口自然增长率以及居民消费价格指数进行基础性的描述，以便对我国居民消费水平和其主要影响因素有一个直观的印象，然后利用因子分析提取对我国居民消费水平影响较为显著的因素，分析我国居民消费水平的影响的因素，最后利用回归分析方法确定这些因素对我国居民消费水平的影响方向和强弱。 在现实生活中，影响消费的因素很多，例如收入水平、商品价格水平、利率水平、收入分配状况、消费者偏好、家庭财产状况、消费信贷状况、消费者年龄构成、制度、风俗习惯等等。但考虑到我国经济的实际情况和样本数据的随机性，选择了以下一些因素决定居民消费水平。日常观察和统计研究都表明，当前可支配收入水平是决定一个国家消费的核心因素，因此人均可支配收入的入选毫无疑问。由于我国现阶段的具体国情之一是贫富差距较大，导致农村居民收入和城镇居民收入的差异较大，所以本文分别考虑了城镇居民可支配收入和农村居民可支配收入对居民消费水平的影响。众所周知，国内生产总值GDP 常被公认为是衡量国家经济状况的最佳指标，它不但可以反映一个国家的经济表现，更可以反映一国的国力与财富。一般来说，国内生产总值GDP 高的国家，表明该国的经济实力强，人民消费水平高，由此选择了国内生产总值GDP 作为居民消费水平计量分析的因素之一。另外，影响经济的长期因素之一是人口自然增长率的变化，由于人口结构的不同，导致居民所消费的物质和文化和其消费观念有很大的差异，所以本文选择了人口自然增长率作为研究的因素之一。最后，居民消费价格指数，是反映居民家庭所购买的生活消费品价格和服务项目价格变动趋势和程度的相对数。居民消费价格指数可以观察和分析消费品的零售价格和服务项目价
计量经济学论文居民消费水平影响因素的计量分析 班级：金融八班 姓名：张真真 学号：201392180387
居民消费水平影响因素的计量分析 摘要：本文中的收集数据参考了中国统计年鉴，使用了eviews软件进行计算统计整理，对我国1992年到2013年城镇居民可支配收入的变化情况进行分析，评估，检验，最终的出相关结论并提出相关建议。 关键字：居民消费影响因素消费水平t检验，F检验多重共线性参数估计异方差检验LM法 一、导论 消费水平是指一个国家一定时期内全体消费者按人均达到的物质与文化需要获得满足的程度。国家经济发展水平起基础性作用；收入是消费的前提和基础，当前可支配收入越高，未来预期收入越乐观，收入差距越小，消费水平越高；物价变动影响人们的购买力；生产决定消费（对象，方式，水平，生产为消费创造动力）；消费心理（从众，求异，攀比，求实）也会影响消费。 本文认为国内生产总值、城乡居民人均收入(城镇，农村)、储蓄、居民消费价格指数都会对消费水平产生影响。 通过研究各地的居民消费水平,可以反映不同地区的经济发展状况,为国家的经济决策提供依据。可见,居民消费水平是国家作出经济决策的风向标之一.政府活动的方向、范围、主要任务在很大程度上需要参考各地的居民消费水平. 二、模型设定和数据说明 （一）模型设定 以分析居民消费水平为目的，同时考虑了其他一些指标的分析需要，根据计量经济学模型的构思，在建模时作了如下处理： 1、该模型为线性模型。 2、鉴于1978年实行了改革开放，前几年是经济恢复期，数据不具代表性。主要采集的样本是1990年以后的，我国的经济运行机制有了极大的改变，人民生活水平也有了极大的提高，故这一时期的样本更能反映这种变化。 3、模型中将居民消费水平（Y＾）作为被解释变量，根据经验引入国内生产总值（X1）、城乡居民人均收入(城镇X2，农村X3)、储蓄(X4)、居民消费价格指数(X5)，对模型进行回归分析，以求能使模型具有更高的可操作性。 4、设定显著性水平为0.05。 模型设定为：Y＾=β 0+β 1 *X 1 +β 2 *X 2 +β 3 *X 3 +β 4 *X 4 +β 5 *X 5 +μ
对外经济贸易大学 University of International Business and Economics 计量经济学期中作业 影响城镇居民消费水平的 多因素分析 姓名 班级 课序号 小组成员
影响城镇居民消费水平的多因素分析 摘要 城镇居民消费水平是以货币计量表现的城镇居民生活富足程度的一个重要标志，也是城镇居民某个时期的生活消费需要获得满足的程度。本文通过对城镇居民消费水平的变动进行多因素分析，建立以城镇居民消费水平为因变量，以其他可量化影响因素为自变量的多元线性回归模型，从而确定其主要影响因素，并提出提高我国城镇居民消费水平的几点建议。 关键词 城镇居民消费水平城镇居民家庭人均可支配收入人口自然增长率城镇居民储蓄存款年末余额居民消费价格指数 一、问题来源 2008年以来，美国次贷危机席卷全球，我国出口贸易也因此受挫，出口总额从2008年的100394.9亿元下跌到2009年的82029.7亿元，跌幅达18.29%。同年11月，政府启动4万亿投资拉动内需。如何刺激国内消费以拉动经济一时间成为全国热点话题，这引起我们对影响城镇居民消费水平因素的思考。 二、理论来源 根据传统凯恩斯消费理论，消费需求是个人可支配收入的函数，收入水平的高低直接影响居民的消费水平。所以我们选择了城镇居民家庭人均可支配收入作为解释变量X1。 根据凯恩斯模型的乘数理论，投资的增加会引起实际GDP的增加。实际GDP的增加使得可支配收入增加，可支配收入的增加导致的消费支出增加。投资的增长拉动消费增长，又收到消费制约，消费增长促进了投资，投资与消费相互促进，共同拉动经济增长，因而我们选择社会固定资产投资作为解释变量X2。 一国的进出口总额反映了本国与外国的贸易活跃程度。近年进口商品关税不断下调，对我国的居民消费产生了相当影响。考虑到同时引入出口和进口两个又显著关系的变量将导致模型的多重共线性。因此，我们选择进出口总额作为解释变量X3。 居民消费价格指数反映城镇居民购买并用于消费的消费品价格水平的变动 情况，以反映通货膨胀程度。也是影响居民消费的重要因素，因而我们选择居民消费价格指数作为解释变量X4。 随着我国住房制度、教育制度和医疗保健制度改革的不断完善，居民所面临的系统风险与个体风险提高，造成居民未来收入与支出的不确定性大大增加，居民预防性储蓄动机增加。由于居民可支配收入的用途一是消费，一是储蓄，所以居民的储蓄增加将直接影响消费支出。因此，我们选择了年底存款余额作为解释变量X5。 三、模型建立 模型设定为Y=β 0+β 1 X 1 +β 2 X 2 +β 3 X 3 +u i Y——城镇居民家庭消费支出总计（元） X 1 ——城镇居民家庭人均可支配收入（元） X 2 ——全社会固定资产投资（亿元） X 3 ——进出口贸易总和（亿元） X 4 ——城镇居民消费价格指数（1978=100） X 5 ——城乡居民储蓄存款年末余额（亿元）四、相关数据
居民消费水平人均全年可支配收 入年份居民消费价格指数 年份全体居民年份可支配收入1992 100.7 1992 100.7100.4 1992 2026.6 1993 114.7 1993 1393 1993 2577.4 1994 124.1 1994 1833 1994 3496.2 1995 117.1 1995 2355 1995 4283.0 1996 108.3 1996 2789 1996 4838.9 1997 102.8 1997 3002 1997 5160.3 1998 99.2 1998 3159 1998 5425.1 1999 98.6 1999 3346 1999 5854.0 2000 100.4 2000 3632 2000 6280.0 2001 100.7 2001 3869 2001 6859.6 2002 99.2 2002 4106 2002 7702.8 2003 101.2 2003 4411 2003 8472.2 2004 103.9 2004 4925 2004 9421.6 2005 101.8 2005 5463 2005 10493.0 2006 101.5 2006 6138 2006 11759.5 2007 104.8 2007 7103 2007 13785.8 2008 105.9 2008 8183 2008 15780.8
由图可知有正的自相关。 假设回归模型为Y=β?+β?X?+β?X? 应用EViews的最小二乘法程序，输出的结果如下表所示 Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 12/22/10 Time: 22:17 Sample: 1992 2008 Included observations: 17 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 1403.932 472.9201 2.968644 0.0102 X1 0.495968 0.007948 62.39820 0.0000 X2 -10.44956 4.294707 -2.433127 0.0290 R-squared 0.996837 Mean dependent var 3930.765 Adjusted R-squared 0.996385 S.D. dependent var 1953.486 S.E. of regression 117.4527 Akaike info criterion 12.52873 Sum squared resid 193132.0 Schwarz criterion 12.67577 Log likelihood -103.4942 F-statistic 2206.016 Durbin-Watson stat 0.563818 Prob(F-statistic) 0.000000 所以样本回归方程为
城乡居民消费水平的分析
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二00九年各地区城乡居民消费水平的分析 摘要：本文借用SAS分析软件对2009年各地区城乡居民消费水平进行描述统计和回归分析。通过对城乡居民消费水平进行分析，得出农村和城镇都存在最高消费水平与最低消费水平差距较大的情况，农村消费水平偏离平均消费水平的程度小，内部差异较城镇小。主要的步骤：首先对数据进行编程录入，然后做各项分析，通过分析结果得出结论。 关键词：SAS软件农村居民城镇居民居民消费水平内部差异 一、引言 在市场经济条件下，消费活动是经济活动的重点，一切经济活动的目的就是为了满足人们日益增长的消费需求。随着中国经济突飞猛进的发展,城乡居民消费水平差距逐渐增大，地区性差异也特别明显。分别对各地区城镇居民消费水平和农村居民消费水平的分析，从而得出是前者对各地区总消费水平的影响明显还是后者，哪个的相关性更强，对平复城乡差距有一定的意义。 二、样本数据选取 本文选取数据为09年各地区城乡居民消费水平，数据来源于国家统计局网站中国统计年鉴2009。其中y1、x1、x2分别表示全体居民消费水平、农村居民消费水平、城镇居民消费水平。 指标y1 x1 x2 天津市22154 11483 24044 河北省15149 7075 17475 山西省7193 3606 12195 内蒙古自治区6854 3705 10617 辽宁省9668 3999 14784 吉林省10848 4909 14774 黑龙江省8410 4239 12061 上海市7737 4183 10592 江苏省29572 13748 31608 浙江省11993 7147 15965 安徽省15790 8324 21251 福建省6829 3683 11301 江西省10950 6037 15739 山东省6229 3443 10033 河南省10494 5395 16027 湖北省6607 3528 11884 湖南省7791 4137 12080 广东省7929 4154 13000 广西壮族自治区15291 5239 21098 海南省6893 3302 12585 重庆市6695 3447 10215
计量经济学数据分析 学院：管理与经济学院 专业：技术经济及管理 姓名：葛文 学号：20808172
分析中国经济发展对中国股票市场的影响本文通过分析2000年到2007年各月股票市场流通市值（value），成交金额(turnover)，GDP现价和居民储蓄(saving)的相关数据，试图分析我国经济发展对股票市场的影响。数据来源为CCFR数据库和证监会网站。具体分析如下： 一、绘制四个数据变量的线性图，查看2000年到2007年他们各自的走势。 5000 10000 15000 20000 25000 2000200120022003200420052006 GDP 40000 60000 80000 100000 120000 140000 160000 180000 2000200120022003200420052006 SAVING 0 10000 20000 30000 40000 50000 60000 2000200120022003200420052006 turnover 10000 20000 30000 40000 50000 60000 2000200120022003200420052006 value 二、采用最小二乘法（ＯＬＳ）进行分析
回归表达式：gdp=10433.48+0.191218*turnover 其中：Prob低于0.05，说明对应系数显著不为零；R2=0.195641，说明拟合程度一般；Prob（F-statistic）=0.000013<0.05，说明至少有一个解释变量的回归系数不为零。 回归表达式：gdp=8470.567+0.196853*value 其中：Prob低于0.05，说明对应系数显著不为零；R2=0.154730，说明拟合程度一般；Prob（F-statistic）=0.000125<0.05，说明至少有一个解释变量的回归系数不为零。
我国居民消费现状的统计分析 专业：经济学姓名：000 学号：00000000 一、我国城镇居民现状 近年来,我国宏观经济形势发生了重大变化,经济发展速度加快,居民收入稳定增加,在国家连续出台住房、教育、医疗等各项改革措施和实施“刺激消费、扩大内需、拉动经济增长”经济政策的影响下,全国居民的消费支出也强劲增长,消费结构发生了显著变化,消费结构不合理现象得到了一定程度的改善。本文通过相关数据分析总结出了我国城镇居民消费呈现富裕型、娱乐教育文化服务类消费攀升的趋势特点。 二、我国居民消费结构的横向分析 第一,食品消费支出比重随收入增加呈现出明显的下降趋势,这与恩格尔定律的表述一致。但最低收入户与最高收入恩格尔系数相差太过悬殊,城镇最低收入户刚刚解决了温饱问题,而最高收入户的生活水平按照恩格尔系数的评价标准早已达到了富裕型,甚至接近最富裕型。第二,衣着消费支出比重随收入增加缓慢上升,到高收入户又有所下降,但各收入组支出比重相差不大。衣着支出比重没有更多的递增且最高收入户的支出比重有所下降,这些都符合恩格尔定律关于衣着消费的引申。随着收入的增加,衣着支出比重呈现先上升后下降的走势。事实上,在当前的价格水平和服装业的发展水平下,城镇居民的穿着是有一定限度的,而且居民对衣着的需求也不是无限膨胀的,即使收入水平继续提高,也不需要将更大的比例用于购买服饰用品了。第三,家庭设备用品及服务、交通通讯、娱乐教育文化服务和杂项商品与服务的支出比重呈逐组上升趋势,说明居民的生活水平随收入的增加而不断提高和改善。第四,医疗保健支出比重随收入水平提高呈现一种两端高、中间低的走势。这是因为医疗保健支出作为生活必须支出,不论居民生活水平高低,都要将一定比例的收入用于维持自身健康,而且由于医疗制度改革,加重了个人负担的同时,也减小了旧制度可能造成的不同行业、不同体制下居民医疗保健支出的差别,因而不同收入等级的居民在医疗保健支出比重上差别不大。第五,居住支出比重基本上呈先上升后下降的趋势,这与我国居民消费能级不断提升,住宅商品正在越来越成为城镇居民关注的热点是相吻合的,同时与恩格尔定律的引申也是一致的。可以看出,城镇居民的消费状况虽然受价格水平、消费习惯、消费环境、消费心理预期等诸多因素的影响,但归根结底仍取决于居民的收入水平,要提高城镇居民的消费支出,必须增加居民收入。因此,采取切实有效的措施增加城镇居民的可支配收入,不仅可以提高全国城镇居民的总体消费水平,促进消费结构向着更加健康、合理的方向发展,而且在启动内需,促进我国的经济发展方面有着重大的现实意义。 三、我国居民消费结构的纵向分析 进入21世纪以来,随着经济体制改革的深入,国民经济的迅速发展,我国城乡居民的消费水平显著提高,居民的各项支出显著增加。随着消费水平的提高,我国城乡居民消费从注重量的满足到追求质的提高,从以衣食消费为主的生存型到追求生活质量的享受型、发展型,消费质量和消费结构都发生了明显的变化。城镇居民在食品、衣着、家庭设备用品三项支出在消费支出中的比重呈现明显的下降趋势,其中食品类支出比重降幅最大;衣着类有所下降;家庭