計量經(jīng)濟學(xué)論文12篇-精品

1、<p>　　中國商品進口額模型研究</p><p>　　摘要:通過對中國商品進口額及其主要影響因素的數(shù)據(jù)分析，得到關(guān)于中國商品進口額的函數(shù)，并用計量經(jīng)濟學(xué)的方法，對模型進行檢驗，探究其增長的規(guī)律性，從而使商品進口額成為一個可預(yù)測的經(jīng)濟變量。 </p><p>　　關(guān)鍵詞:計量經(jīng)濟學(xué)模型 多重共線性 異方差性 自相關(guān)性 </p><p><b>　

2、　研究意義</b></p><p>　　改革開放以來，隨著經(jīng)濟的發(fā)展，人們生活水平的不斷提高，人民日益增長的物質(zhì)文化需要不斷提高，中國的商品進口額發(fā)生了很大的變化，進口數(shù)額不斷上升，從1985年的1257.8億元到2007年的73284.6億元。影響中國商品進口額的因素很多，這里選取教材課后練習(xí)中的數(shù)據(jù)，研究中國商品進口額和國民生產(chǎn)總值的數(shù)量關(guān)系，商品進口額與居民消費價格指數(shù)的數(shù)量關(guān)系，對于探究中國商

3、品進口額增長的規(guī)律性，預(yù)測商品進口額的發(fā)展趨勢具有重要意義。</p><p><b>　　因素分析及模型建立</b></p><p><b>　　因素分析</b></p><p>　　一國的商品進出口屬于對外貿(mào)易的內(nèi)容，一國對外貿(mào)易的發(fā)展情況對經(jīng)濟增長有著重要影響，影響對外貿(mào)易發(fā)展的因素有很多，從大的方面來說，主要是世界經(jīng)

4、濟的發(fā)展情況和國內(nèi)經(jīng)濟發(fā)展的冷熱情況，還有就是一國的對外貿(mào)易政策的等因素。有研究顯示，對外貿(mào)易對一國經(jīng)濟增長的影響主要是進口增長對經(jīng)濟增長有較大的促進作用。這里，對中國商品進口額的研究，主要選取國內(nèi)生產(chǎn)總值和居民消費價格指數(shù)，國內(nèi)生產(chǎn)總值和居民消費價格指數(shù)說明了一國的經(jīng)濟發(fā)展情況。經(jīng)濟的發(fā)展，居民的生活水平得到了提高，居民對國外商品的需求也增大，所以，對這兩個因素對進口額的影響有一定的參考意義。</p><p>

5、<b>　　變量選取與模型建立</b></p><p>　　這里選取“中國商品進口額”為被解釋變量，用Y表示，選“國內(nèi)生產(chǎn)總值”、“居民消費價格指數(shù)”為解釋變量，分別用X1、X2表示。所以，模型假定為</p><p>　　LnY=β0+β1㏑X1 +β2㏑X2 + µ</p><p>　　其中u為隨機誤差項。</p>

6、<p>　　下表為1985——2007年中國商品進口額、國內(nèi)生產(chǎn)總值、居民你消費價格指數(shù)數(shù)據(jù)：</p><p>　?。ㄙY料來源：中國統(tǒng)計年鑒2008.中國統(tǒng)計出版社）</p><p><b>　　三、參數(shù)估計</b></p><p>　　運用Eviews軟件，建立方程</p><p>　　CREATE A 19

7、85 2007</p><p>　　DATA Y Xl X2 </p><p>　　GENR W=log(Y)</p><p>　　GENR Wl=log(X1)</p><p>　　GENR W2=log(X2)</p><p><b>　　運用OLS估計法得</b></p>&l

8、t;p>　　所以，模型估計結(jié)果為：</p><p>　　LnY=-3.060149+1.656674lnX1-1.057053lnX2</p><p>　　0.337427 0.092206 0.214647</p><p>　　t= -9.069059 17.96703 -4.924618</p><p>

9、　　R2=0.992218 =0.991440 F=1275.093 n=23</p><p><b>　　模型檢驗</b></p><p><b>　　經(jīng)濟意義檢驗：</b></p><p>　　模型估計結(jié)果說明，在假定其他變量不變的情況下，當國內(nèi)生產(chǎn)總值每增加百分之一，商品進口額會平均增加1.78%；在假定其

10、他變量不變的情況下，居民消費價格指數(shù)每增加1%,s商品進口額會平均減少1.51%。這與理論分析的經(jīng)驗判斷一致。</p><p><b>　　統(tǒng)計推斷檢驗：</b></p><p>　　A、可決系數(shù)R2=0.992218，說明所建模型整體上對樣本數(shù)據(jù)的擬合較好，即解釋變量“國內(nèi)生產(chǎn)總值”“居民消費價格指數(shù)”對被解釋變量的絕大部分差異做出了解釋。</p>&

11、lt;p><b>　　F檢驗</b></p><p>　　給定顯著性水平α=0.05下，查F分布表查出自由度為k-1=2和n-k=20的臨界值為3.49，F(xiàn)=1275.093>3.49，說明原方程顯著，即解釋變量聯(lián)合起來對被解釋便量有顯著影響。</p><p><b>　　計量經(jīng)濟學(xué)檢驗：</b></p><p&g

12、t;<b>　　多重共線性檢驗：</b></p><p>　　由估計模型可見，該模型R2=0.992218 =0.991440可決系數(shù)較高，F(xiàn)檢驗值為1275.093明顯顯著，但當α=0.05時，t臨界值等于2.086，而且lnX2的回歸系數(shù)不能通過t檢驗，這表明可能存在嚴重的多重共線性。由直觀判斷法可以看出，lnX2的t統(tǒng)計量的絕對值小于臨界值，說明可能存在多重共線性。有簡單的線性相

13、關(guān)系數(shù)檢驗可知，兩個變量間的相關(guān)系數(shù)很高，證實存在嚴重的多重共線性。所以需要對模型進行補救。</p><p>　　采用逐步回歸法，去檢驗和解決多重共線性問題。分別作lnY對lnX1和lnX2的一元回歸，結(jié)果如下表所示：</p><p>　　其中加入lnX1的方程最大，以lnX1為基礎(chǔ)，順次加入其他變量逐步回歸，結(jié)果如下表所示：</p><p>　　當加入lnX2時有

14、所增加，但其他t統(tǒng)計量的絕對值小于臨界值，所以是lnX2引起了多重共線性，應(yīng)當剔除。最后修正多重共線性后的結(jié)果為：</p><p>　　LnY=-4.09067+1.2186lnX1</p><p>　　t= -10.6458 34.6222</p><p>　　R2=0.9828 =0.9820 F=1198.70 DW=1.6207 n=23

15、</p><p>　　這說明其他因素不變的情況下，當國內(nèi)生產(chǎn)總值每增加1%，進口額就增長1.22%。</p><p><b>　　自相關(guān)性檢驗</b></p><p>　　對一個樣本容量為23的解釋變量模型，在5%的顯著性水平下，查表可得dl=1.257，du=1.437,所以DW>DU,原模型無自相關(guān)性，模型不需要補救。</p&g

16、t;<p><b>　　模型應(yīng)用</b></p><p>　　1、模型結(jié)果為LnY=-4.09067+1.2186lnX1</p><p>　　t= -10.6458 34.6222</p><p>　　R2=0.9828 =0.9820 F=1198.70 DW=1.6207 n=23 </p>

17、<p>　　這說明其他因素不變的情況下，當國內(nèi)生產(chǎn)總值每增加1%，進口額就增長1.22%</p><p><b>　　對策建議、</b></p><p>　　第一，要堅持發(fā)展對外貿(mào)易不動搖。面對國內(nèi)外經(jīng)濟增長放緩的新形勢，中國對外貿(mào)易應(yīng)進一步調(diào)整發(fā)展戰(zhàn)略，通過加快轉(zhuǎn)變發(fā)展方式來增強對外貿(mào)易的綜合競爭力，促進對外貿(mào)易與國民經(jīng)濟的協(xié)調(diào)發(fā)展；通過不斷完善對外貿(mào)易的

18、體制和機制，不斷提升對外開放水平，構(gòu)建參與國際競爭新優(yōu)勢，穩(wěn)步推進貿(mào)易強國進程。要充分認識對外貿(mào)易的積極作用，堅持發(fā)展對外貿(mào)易不動搖；積極調(diào)整發(fā)展戰(zhàn)略，加快轉(zhuǎn)變外貿(mào)發(fā)展方式；加快自主創(chuàng)新步伐，構(gòu)建國際競爭新優(yōu)勢；加快產(chǎn)業(yè)布局調(diào)整，促進制造業(yè)梯度轉(zhuǎn)移；加快建立海外營銷網(wǎng)絡(luò)，構(gòu)建對外貿(mào)易發(fā)展的外部支撐體系；積極參與全球經(jīng)濟治理，營造良好的國際貿(mào)易環(huán)境。</p><p>　　第二，加快轉(zhuǎn)變外貿(mào)發(fā)展方式。要改變長期以來中

19、國對外貿(mào)易發(fā)展更多注重數(shù)量擴張，競爭力主要依靠勞動力、資源能源等生產(chǎn)要素的舊模式。隨著中國經(jīng)濟快速發(fā)展和國際市場競爭加劇，傳統(tǒng)發(fā)展模式難以為繼。中國雖然是貿(mào)易大國，但還不是貿(mào)易強國。中國處在國際貿(mào)易分工價值鏈低端，自主知識產(chǎn)權(quán)、自主品牌、自主營銷渠道和高技術(shù)含量、高附加值、高效益的產(chǎn)品比重低，與貿(mào)易強國還有較大差距。因此，要盡快轉(zhuǎn)變外貿(mào)發(fā)展方式，更多地通過低碳、節(jié)能、環(huán)保等綠色技術(shù)和手段，支持出口產(chǎn)業(yè)向高端發(fā)展，把產(chǎn)品做精、把質(zhì)量做優(yōu)、

20、把品牌做硬，把效益做大，不斷提高產(chǎn)品的科技含量和附加值，不斷提高產(chǎn)品的國際競爭力，進一步擴大綠色產(chǎn)品貿(mào)易份額。</p><p>　　第三，進一步優(yōu)化進口結(jié)構(gòu)，更好發(fā)揮進口的作用。一是要通過主動利用戰(zhàn)略進口和國內(nèi)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移、開放，搞活國內(nèi)市場。在這一過程中，一方面，將培育企業(yè)的自生能力必須與進口選擇相配合，通過發(fā)揮我國擁有國內(nèi)大市場優(yōu)勢的主動權(quán)，戰(zhàn)略選擇有利于本地企業(yè)成長和發(fā)展的進口技術(shù)、商品結(jié)構(gòu)，以拉動內(nèi)需并提高本

21、地企業(yè)的國際競爭能力；另一方面，要通過國內(nèi)地區(qū)間產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移和開放，加強地區(qū)內(nèi)部的經(jīng)濟合作、促進地區(qū)間貿(mào)易和資金的流動，不僅使得這些地區(qū)獲得更多的技術(shù)模仿、學(xué)習(xí)機會，而且有利于形成有效的市場競爭機制、增強當?shù)仄髽I(yè)的自生能力。</p><p>　　第四，積極鼓勵海外投資和產(chǎn)業(yè)外移，促使中國企業(yè)主動加快融入全球和區(qū)域經(jīng)濟體系，提高中國企業(yè)的自主能力和定價權(quán)，真正實現(xiàn)進口服務(wù)于中國可持續(xù)發(fā)展的戰(zhàn)略調(diào)整。</p>

22、<p>　　第五，要靈活運用貿(mào)易政策引導(dǎo)進口。要進一步出臺新的鼓勵措施，特別是對先進適用技術(shù)、設(shè)備、儀器、材料的進口，尤其是集成電路、半導(dǎo)體、納米材料、航空航天設(shè)備、醫(yī)療設(shè)備、多類儀器、能源設(shè)備、信息通訊技術(shù)產(chǎn)品等等，由于這些產(chǎn)品總體上同發(fā)達國家差距明顯，大力引進應(yīng)當作為今后相當長時期的重點，大力推動進口增長。</p><p>　　總之，對外貿(mào)易的發(fā)展過程中有機遇也有挑戰(zhàn)，所以，要繼續(xù)落實好穩(wěn)外需的

23、各項政策措施，積極開拓新興市場，保持出口回升向好勢頭。進一步穩(wěn)定進口促進政策，利用當前外貿(mào)回升的有利時機，調(diào)整和優(yōu)化進出口結(jié)構(gòu)，促進對外貿(mào)易轉(zhuǎn)型升級和發(fā)展方式轉(zhuǎn)變，努力實現(xiàn)外貿(mào)又好又快發(fā)展。</p><p><b>　　參考文獻：</b></p><p>　　龐皓. 計量經(jīng)濟學(xué)[M].成都：西南財經(jīng)大學(xué)出版社，2002年</p><p>　　《

24、中國統(tǒng)計年鑒》2008年</p><p>　　薛榮久.《國際貿(mào)易》 對外經(jīng)濟貿(mào)易出版社</p><p>　　我國人均GDP與農(nóng)業(yè)人口比重、能源生產(chǎn)總量的關(guān)系</p><p>　　摘要:考察我國各年國內(nèi)生產(chǎn)總值和農(nóng)業(yè)人口占總?cè)丝诒戎丶叭珖茉瓷a(chǎn)總量的關(guān)系,對他們之間數(shù)量關(guān)系的回歸分析,得出了農(nóng)業(yè)人口比重和能源生產(chǎn)總量都是人均GDP的重要制約因素的觀點,為加快發(fā)展,必

25、須保持國民經(jīng)濟的高速增長,以及通過轉(zhuǎn)移農(nóng)業(yè)剩余勞動力即通過城市化來促進國民經(jīng)濟的發(fā)展、促進第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展和能源生產(chǎn)總量投入。</p><p>　　關(guān)鍵詞:人均GDP；農(nóng)業(yè)從業(yè)人口比重；能源生產(chǎn)總量</p><p>　　能源生產(chǎn)總量是生產(chǎn)力水平提高和社會進步的重要表現(xiàn),能源生產(chǎn)總量的高低是衡量現(xiàn)代社會經(jīng)濟發(fā)展程度的重要標志。加快發(fā)展中國新能源的發(fā)展可以有效地提高第一二產(chǎn)業(yè)的運行質(zhì)速度 ,為促

26、進國民經(jīng)濟更快更好的發(fā)展提供能源上的保障。依據(jù)三次產(chǎn)業(yè)的發(fā)展規(guī)律,第一產(chǎn)業(yè)的就業(yè)人口數(shù)在就業(yè)總?cè)丝跀?shù)中會隨著經(jīng)濟的不斷發(fā)展而不斷縮小。當今世界上的發(fā)達國家在經(jīng)濟發(fā)展過程中也都體現(xiàn)了這一規(guī)律,這是經(jīng)濟發(fā)展過程中的一個重要的規(guī)律。2000年中國農(nóng)村人口比重高達50.1%，2010年我國農(nóng)村人口的比重就下降到了38.1%，現(xiàn)在大多數(shù)發(fā)達國家的農(nóng)村人口比重都下降到10%以內(nèi)。這種規(guī)律性反映了第一產(chǎn)業(yè)比重對國民經(jīng)濟,的制約作用，這種制約機制主要表

27、現(xiàn)為可以反映國民經(jīng)濟發(fā)展水平的數(shù)量指標和第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人口比例之間的數(shù)量反比關(guān)系。就我們國家來說，1998年到2010年,其人均GDP與能源生產(chǎn)總量、農(nóng)業(yè)從業(yè)人口占第一、二、三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人口比重(以下稱農(nóng)業(yè)從業(yè)人口比重)之間存在著數(shù)量對應(yīng)關(guān)系。筆者從分析國民經(jīng)濟統(tǒng)計數(shù)據(jù)入手,運用定量分析的方法研究這種對應(yīng)關(guān)系,從而揭示出第一產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對國民經(jīng)濟發(fā)展水平的制約作用以及能源生產(chǎn)總量對國民經(jīng)濟</p><p>　　一、主要

28、指標的選擇和簡要分析</p><p>　　人均GDP可以用來作為反映一個國家或地區(qū)(各省區(qū))的國民經(jīng)濟發(fā)展水平的主要指標之一,人均GDP反映國民經(jīng)濟發(fā)展水平,記作Y, Y和國</p><p>　　民經(jīng)濟發(fā)展水平是同向變動的, Y值越大表示國民經(jīng)濟發(fā)展水平越高。</p><p>　　農(nóng)業(yè)從業(yè)人口比重可以作為反映國民經(jīng)濟發(fā)展水平的另一個主要指標,這一指標也用于表示一個國

29、家或地區(qū)的城鎮(zhèn)化發(fā)展水平,隨著國民經(jīng)濟的發(fā)展,農(nóng)業(yè)從業(yè)人口向非農(nóng)化方向發(fā)展,農(nóng)業(yè)人口比重逐漸變小。農(nóng)業(yè)人口比重記作X1, X1=各省區(qū)農(nóng)業(yè)從業(yè)人口/各省區(qū)第一、二、三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人口, X1與國民經(jīng)濟發(fā)展水平呈反方向變動。</p><p>　　我國能源生產(chǎn)總量，用標準煤為衡量標準，統(tǒng)計數(shù)值為億噸單位。</p><p>　　記作X2，X2值越大，我國每年的能源生產(chǎn)總量約大，國民經(jīng)濟發(fā)展水平的促進

30、作用越大。</p><p>　　選擇了上述三項指標(Y, X1, X2)之后,假定三者之間存在著這樣的函數(shù)關(guān)系: Y=F (X1, X2)。以此為假設(shè),然后對國民經(jīng)濟統(tǒng)計數(shù)據(jù)進行定量分析。分析過程中,首先采用單因素分析法分別分析Y和X1、X2的關(guān)系,然后用雙因素分析法分析Y和X1、X2的關(guān)系。</p><p>　　二、國民經(jīng)濟相關(guān)數(shù)據(jù)的統(tǒng)計分析</p><p>　　

31、采用的國民經(jīng)濟相關(guān)數(shù)據(jù)源于《中國統(tǒng)計年鑒2010年》,詳見表1。</p><p>　　(一)關(guān)系的單因素分析</p><p>　　1、分析人均GDP(Y)和農(nóng)業(yè)人口比重（X1）的相關(guān)關(guān)系。經(jīng)過對Y和X1之間的關(guān)系初步分析,可以判斷Y和X1有近似的直線關(guān)系,所以可以采用簡單線性回歸模型進行分析。Y和X1的相關(guān)系數(shù)為-0.9856</p><p>　　它們呈顯著線性相關(guān)

32、關(guān)系。二者關(guān)系的回歸方程模型為:</p><p>　　Y = 92751.4731 - 1683.390644*X1 （1）</p><p>　?。?2.91824） （-19.33754）</p><p>　　相關(guān)統(tǒng)計指標:可決系數(shù) =0.97144 =2882.576 P值=0.000 P值近似于零。F=373.9405</p>

33、<p>　　因此,回歸模型是顯著的, 模型的經(jīng)濟意義比較合理，解釋變量也都通過了T檢驗 和F檢驗，Y和X1之間存在明顯的線性相關(guān)關(guān)系</p><p>　　2,分析人均GDP(Y)和能源生產(chǎn)總量X2的相關(guān)關(guān)系。經(jīng)過對Y和X2之間的關(guān)系的初步分析,我們可以判斷Y和X2之間呈現(xiàn)對數(shù)函數(shù)關(guān)系,所以可以采用擬合線性回歸模型來進行分析。Y和X2的相關(guān)系數(shù)為0.9759</p><p>　　,

34、它們呈顯著線性相關(guān)關(guān)系。二者關(guān)系的回歸方程模型為:</p><p>　　Y = -10527.04976 + 1274.209512*X2（2）</p><p>　?。?5.921119） （14.84044）</p><p><b>　　相關(guān)統(tǒng)計指標:</b></p><p>　　可決系數(shù)=0.952430;

35、 =1766.066 F=220.2386 P=0.000 近似于零因此,各參數(shù)很合理，回歸模型是顯著的, Y和X2之間存在明顯的線性相關(guān)關(guān)系。</p><p>　　(二)關(guān)系的雙因素分析</p><p>　　經(jīng)過上面的單因素分析,我們可以判斷Y和X1、X2之間分別存在明顯的線性相關(guān)關(guān)系。因此,我們可以在Y=c+b1*X1+b2*X2的假定下,對Y和X1、X2之間的關(guān)系進行雙因素

36、分析。分析的主要結(jié)果如下:</p><p><b>　　回歸方程模型為:</b></p><p>　　Y = -26522.20187 + 952.279833*X1 + 913.7741652*X2（</p><p>　?。?4.188026） （2.593847） （5.879191 ）</p><p>&

37、lt;b>　　相關(guān)統(tǒng)計指標:</b></p><p>　　可決系數(shù)=0.971563; =1432.125 F=170.8258 P=0.000000 </p><p>　　統(tǒng)計檢驗通過，各參數(shù)值比較明顯。所以回歸模型是顯著的, </p><p>　　Y和X1、X2之間存在明顯的線性相關(guān)關(guān)系。</p><p>　

38、　(三)兩種分析的結(jié)果比較 </p><p>　　在上面分析Y和X1、X2的關(guān)系中,單因素分析法和雙因素分析法也就是回歸方程模型(1)、(2)和(3)到底哪種方法更能有效地解釋國民經(jīng)濟發(fā)展水平和第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平的關(guān)系呢?可以通過比較三個模型方程的可決系數(shù)和標準偏差的大小來進行比較。依據(jù)上述分析可以明顯地看出,回歸方程模型(3)的可決系數(shù)=0.971563>（1）=0.97144, =0.971563&g

39、t;（2）=0.952430;回歸模型(3)方差平方和 (3)=1432.125< (1)=2882.576, (3)=1432.125< (2)=1766.066,所以在解釋Y和X1、X2的關(guān)系中,方程(3)要優(yōu)于方程(1)、(2)。通過回歸模型方程(3)可以得出這樣的判斷,能源生產(chǎn)總量和農(nóng)業(yè)從業(yè)人口比重都是人均GDP的重要決定因素。</p><p><b>　　三、結(jié)論和建議</

40、b></p><p>　　人均GDP和農(nóng)業(yè)從業(yè)人口比重都是決定第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平的重要因素。</p><p>　　1、人均GDP (Y)與農(nóng)業(yè)人口比重（X1）之間存在著負的簡單線性相關(guān)關(guān)系,說明第一產(chǎn)業(yè)的發(fā)展水平對人均GDP有明顯的制約作用。一般而言,第一產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平較高的國家人均GDP也較高,特別是國家處在發(fā)展中的時候,第一產(chǎn)業(yè)的的就業(yè)人口轉(zhuǎn)移對人均GDP有較大的拉動作用。</

41、p><p>　　第一產(chǎn)業(yè)作為完整的國民經(jīng)濟體系的重要組成部分,特別是我國正朝著全面建成小康社會的目標奮進的時刻,要緊緊把握住發(fā)展這一主題，農(nóng)業(yè)從業(yè)人口比重比較高,是我國目前大多數(shù)省區(qū)普遍存在的問題。要求降低農(nóng)業(yè)從業(yè)人口比重,積極探索適合的轉(zhuǎn)移農(nóng)業(yè)富裕勞動力的途徑,使得第一產(chǎn)業(yè)的發(fā)展水平邁上新的臺階。同時農(nóng)業(yè)是第一產(chǎn)業(yè)，是國民經(jīng)濟的基礎(chǔ)，沒有農(nóng)業(yè)的發(fā)展，就不會有國民經(jīng)濟的發(fā)展。</p><p>

42、　　2·Y與全國能源生產(chǎn)總量(X2)的之間存在著明顯正的線性相關(guān)關(guān)系,說明能源生產(chǎn)總量對國民經(jīng)濟的發(fā)展水平也有明顯的推動作用。</p><p>　　世界各國經(jīng)濟發(fā)展的歷史表明，能源消費與國民經(jīng)濟之間存在著明顯的關(guān)系。能源是國民經(jīng)濟的命脈,能源是國家重要的戰(zhàn)略資源，。能源是推動經(jīng)濟社會發(fā)展必不可少的助動力,是國民經(jīng)濟的基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè),對國民經(jīng)濟持續(xù)、快速、健康地發(fā)展和人民生活的改善,發(fā)揮著十分重要的促進與保障作

43、用。</p><p>　　3·隨著第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人口比例的不斷縮小以及全國能源生產(chǎn)總量的的提高，同時國民經(jīng)濟的發(fā)展水也在不斷提高，是整個經(jīng)濟發(fā)展過程中的一個重要規(guī)律,這是世界各國在經(jīng)濟發(fā)展過程中所體現(xiàn)出來的一個重要特征。其三者的聯(lián)系緊密，當?shù)谝欢a(chǎn)業(yè)很好的平衡發(fā)展，國家的宏觀政策調(diào)節(jié)好三者之間的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)時，才能促進國民經(jīng)濟的又好又快發(fā)展。能源生產(chǎn)總量為國民經(jīng)濟發(fā)展提供動力保證，列寧曾說過“煤是工業(yè)的糧

44、食。石油是工業(yè)的血液?！蹦茉礊楣I(yè)發(fā)展提供了原動力，這正是它對國民經(jīng)濟發(fā)展的重要性所在。</p><p><b>　　參考文獻：</b></p><p>　　[1]龐皓.計量經(jīng)濟學(xué)【M】.北京：科學(xué)出版社，2010.</p><p>　　[2]羅祥立. 我國第三產(chǎn)業(yè)與人均GDP、農(nóng)業(yè)從業(yè)人口的關(guān)系[J].商業(yè)研究.2005/02</p&g

45、t;<p>　　中國財政地方衛(wèi)生支出的影響因素分析</p><p><b>　　內(nèi)容摘要</b></p><p>　　近年來居民衛(wèi)生醫(yī)療健康狀況一直是全社會關(guān)注的重點民生問題。與此同時，中央及地方各級政府也一再強調(diào)要加大公共衛(wèi)生的財政支出力度。而許多地方“看病難、看病貴”等現(xiàn)象似乎并沒有得以解決，這個歷史遺留的民生問題牽涉的方方面面是在太多，要一次性完全

46、解決妥當似乎不是那么件容易的事。要解決問題，首先肯定要找出出現(xiàn)問題的原因，到底是哪些因素影響了我國衛(wèi)生醫(yī)療跟不上腳步。本文著重從政府地方衛(wèi)生支出的影響因素來分析，為何地方衛(wèi)生支出存在不均衡的問題。</p><p>　　關(guān)鍵詞：衛(wèi)生醫(yī)療、財政支出、GDP、財政收入</p><p>　　早在1997年《中共中央、國務(wù)院關(guān)于衛(wèi)生改革與發(fā)展的決定》就提出了“中央和地方政府對衛(wèi)生事業(yè)的投入，要隨著經(jīng)

47、濟的發(fā)展逐年增加，增加力度不低于財政支出的增長幅度”的要求，但是我國政府的衛(wèi)生支出水平仍舊偏低。從絕對量上看，我國的衛(wèi)生支出從2000年的709.52億元增長到2010年的3124.57億元，雖然增長了4倍多，但直到2003年SARS的爆發(fā)，政府才更加重視衛(wèi)生領(lǐng)域的投入，政府預(yù)算支出的增長開始慢慢地與財政支出的增長相協(xié)調(diào)。1997年《中共中央、國務(wù)院關(guān)于衛(wèi)生改革與發(fā)展的決定》還要求在二十世紀末“爭取全社會衛(wèi)生總費用占國內(nèi)生產(chǎn)總值的5％左

48、右”，但是我國衛(wèi)生總費用占GDP的比重直到2010年也沒有超過5%。根據(jù)Tanzi和Schuknecht(1997)的整理，早在上個世紀90年代奧地利、法國、意大利、德國、挪威、荷蘭等國醫(yī)療衛(wèi)生支出占GDP的比重就超過了8%，加拿大和美國更是超過了10%，比例最低的是愛爾蘭，也達到了7.1%。</p><p><b>　　一、理論分析</b></p><p>　　研究

49、對于影響政府財政支出的因素主要有人口密度，人均GDP，受教育水平。本文主要以人口密度、人均GDP和文盲率作為人口、經(jīng)濟和社會三個方面的效率影響因素。所使用的所有數(shù)據(jù)均來自2010年各地中國財政年鑒、中國衛(wèi)生年鑒、中國衛(wèi)生統(tǒng)計年鑒以及中國統(tǒng)計年鑒</p><p>　　人口數(shù)：由于較多的人口數(shù)有利于降低政府支出的管理和監(jiān)督成本,所以人口數(shù)與政府支出的效率應(yīng)該呈正相關(guān)關(guān)系</p><p>　　G

50、DP水平：較高的經(jīng)濟發(fā)展水平有助于提高財政支出效率，所以GDP越高地地區(qū)，政府財政醫(yī)療衛(wèi)生支出應(yīng)該越高。</p><p>　　衛(wèi)生醫(yī)療機構(gòu)數(shù)：衛(wèi)生醫(yī)療機構(gòu)多的地區(qū)，醫(yī)療衛(wèi)生發(fā)展水平相對較高，所以衛(wèi)生醫(yī)療機構(gòu)數(shù)應(yīng)與政府財政醫(yī)療支出成正比。</p><p>　　財政收入水平：財政收入高的地區(qū)說明當?shù)卣婺芰?，能夠充分利用當?shù)刭Y源，積極發(fā)展地方經(jīng)濟，說明地方經(jīng)濟發(fā)展水平也就較高，醫(yī)療發(fā)展水

51、平也較高。所以財政收入高地地區(qū)政府財政衛(wèi)生醫(yī)療支出也高。</p><p><b>　　二、模型設(shè)定</b></p><p>　　Y 代表政府財政醫(yī)療支出額</p><p><b>　　X1 代表人口數(shù)</b></p><p>　　X2 代表GDP總額</p><p>　　X

52、3 代表衛(wèi)生醫(yī)療機構(gòu)</p><p><b>　　X4代表財政收入</b></p><p>　　基于以上數(shù)據(jù)，初步建立模型</p><p>　　三、數(shù)據(jù)收集：本文收集了我國2010年我國衛(wèi)生醫(yī)療支出以及相關(guān)因素的部分數(shù)據(jù)</p><p>　　注：以上數(shù)據(jù)來自2010年中國統(tǒng)計年鑒</p><p>

53、　　四、圖形分析及理論模型建立：</p><p>　　1、利用Eviews軟件分別繪制X1，X2，X3與Y的相關(guān)圖</p><p><b>　　相關(guān)圖如下：</b></p><p>　　由相關(guān)圖可知，解釋變量與被解釋變量之間存在線性相關(guān)關(guān)系，為此，可建立如下人口密度，人均GDP，文盲率與政府衛(wèi)生醫(yī)療財政支出的多元線性回歸模型：</p>

54、;<p>　　2、用最小二乘法，利用Eviews軟件可得估計結(jié)果如下：</p><p><b>　　報告形式：</b></p><p>　?。?.4831）（20.0044） （0.0014） （0.0004）（5.0199）</p><p>　　=（3.9038） （5.2771） （-3.4521） （1.6519）（5.

55、0199）</p><p>　　=0.9388 =0.9293 DW=2.2969 F=99.6313 =19.5387</p><p>　　3、檢驗多元回歸模型：</p><p>　　給定顯著水平為0.05</p><p>　　擬合優(yōu)度檢驗：=0.9388接近于1，表明模型對樣本數(shù)據(jù)擬合程度高。</p><

56、p>　　F檢驗：F=99.6313>(5-1,31-5)=2.74 表明模型線性關(guān)系顯著，或解釋變量人口密度X1，人均GDPX2，文盲率X3結(jié)合起來對被解釋變量政府衛(wèi)生醫(yī)療財政支出Y有顯著影響。</p><p>　　T檢驗：人口數(shù)X1的T統(tǒng)計量絕對值為5.2771>(31-5)=2.056 表明人口數(shù)量對Y有顯著影響</p><p>　　GDP總量X2的T統(tǒng)計量絕對值為3

57、.4521>(31-5)=2.056 表明GDP總量對Y有顯著影響</p><p>　　衛(wèi)生醫(yī)療機構(gòu)數(shù)X3的T統(tǒng)計量絕對值為1.6519<(31-5)=2.056 表明衛(wèi)生醫(yī)療機構(gòu)數(shù)對Y沒有顯著影響</p><p>　　財政收入X4的T統(tǒng)計量絕對值為5.0199>(31-5)=2.052 表明財政收入對Y有顯著影響</p><p>　　模型可能存在

58、多重共線性，現(xiàn)對其進行計量經(jīng)濟檢驗：</p><p>　　4、多重共線性檢驗：由于選擇的影響因素過多，所以估計模型之前，應(yīng)先分析各個因素與被解釋變量之間的關(guān)系，以及因素之間的相關(guān)程度，利用COR命令進行相關(guān)系數(shù)檢驗，得相關(guān)系數(shù)矩陣為：</p><p>　　通過計算表明，各解釋變量都與被解釋變量政府財政醫(yī)療支出高度相關(guān)，且解釋變量之間也是兩兩高度相關(guān)的。先按照逐步回歸原理建立回歸模型。<

59、;/p><p><b>　　建立一元回歸模型</b></p><p>　　根據(jù)理論分析，人口數(shù)量應(yīng)是財政醫(yī)療支出的主要影響因素，相關(guān)系數(shù)檢驗也表明，人口數(shù)量應(yīng)與財政醫(yī)療支出的相關(guān)性最強。所以，以Y=a+bX+作為最基本的模型</p><p>　　2）將其余的變量逐個引入模型，估計結(jié)果列入下表（第二行為t檢驗值）</p><p&g

60、t;　　經(jīng)過以上的逐步引入檢驗過程，最終確定政府財政醫(yī)療衛(wèi)生支出的函數(shù)為</p><p>　　= 42.2853+ 0.0204 + 0.0174</p><p>　?。?.9621） （0.0020） （0.0051）</p><p>　　t=( 5.3108) (10.1024 ) (3.4008)</p><p>　　=

61、0.9051 =0.8983 DW=2.3662 F=133.4513 </p><p><b>　　統(tǒng)計檢驗：</b></p><p>　　判定系數(shù)：R2=0.9051 接近于1，表明模型對樣本數(shù)據(jù)擬合優(yōu)度高。</p><p>　　F檢驗：F=133.4513,大于臨界值2.74, 其P值0.000000也明顯小于,說明各個解釋

62、變量對政府財政醫(yī)療支出Y有顯著影響，模型線性關(guān)系顯著</p><p>　　T檢驗：人口數(shù)X1的T統(tǒng)計量絕對值為5.3108>(31-5)=2.056 表明人口數(shù)量對Y有顯著影響；財政收入X4的T統(tǒng)計量絕對值為3.4008>(31-5)=2.052 表明財政收入對Y有顯著影響</p><p>　　自相關(guān)檢驗：給定顯著性水平0.05，查DW表，當n=31 ,k=3時，得下限值dL=

63、1.229,上限值dU=1.650</p><p>　　因為DW統(tǒng)計量為2.3662 位于 4-dU=2.35與 4-dl=2.771之間所以無法判斷是否存在自相關(guān)性。</p><p>　　5、偏相關(guān)系數(shù)檢驗：</p><p>　　從上圖可知，偏相關(guān)系數(shù)PAC的絕對值都小于0.5，表明回歸模型存在一階二階，三階，自相關(guān)性</p><p>　　

64、從White檢驗知Obs*R-squared=10.80896小于自由度為5，顯著性水平為為0.05的2值為11.071表明模型不存在異方差性。</p><p>　　修正模型：加權(quán)最小二乘法WLS建立的樣本回歸模型:</p><p>　　權(quán)數(shù)為W1=1/ abs(resid)和權(quán)數(shù)為W2＝1/RESID^2的加權(quán)最小二乘法估計相比較，最終得到的理想模型是</p><p&

65、gt;　　經(jīng)過White檢驗，無交叉乘積項的檢驗結(jié)果為：=0.6905 prob(nR)=0.9524</p><p>　　White檢驗結(jié)果表明：prob(nR)大于給定的顯著性水平=0.05，接受原假設(shè)，認為經(jīng)加權(quán)最小二乘法調(diào)整后的回歸模型不存在異方差。 </p><p>　　6、經(jīng)比較和檢驗，我們最終確定的政府財政醫(yī)療支出的模型為：</p><p>　　

66、= 951610+0.0026 +0.0228</p><p>　　（16.1952） （0.0009） （0.0104）</p><p>　　t=(5.8759) (3.0038) (2.1846)</p><p>　　=0.9709 =0.9688 DW=2.1899 F=467.1209 P=0.0000</p><

67、;p>　　這表明，在其他條件不變的情況下，地區(qū)人口每增加一萬人，該地區(qū)的政府財政醫(yī)療支出就會增加26萬元；在其他條件不變的情況下，地區(qū)財政收入每增加一億元，政府財政醫(yī)療支出就會增加228萬元。</p><p><b>　　五、得出結(jié)論：</b></p><p>　?。?）人口數(shù)量與政府財政醫(yī)療衛(wèi)生支出呈現(xiàn)較為明顯的正向相關(guān)關(guān)系。表明人口數(shù)量越多</p>

68、;<p>　　的地區(qū)，政府財政醫(yī)療衛(wèi)生支出越高，相應(yīng)的效率也越高。</p><p>　?。?）地區(qū)財政收入與政府財政醫(yī)療衛(wèi)生支出成正相關(guān)關(guān)系。說明說明當?shù)卣婺芰?，能夠充分利用當?shù)刭Y源，積極發(fā)展地方經(jīng)濟，說明地方經(jīng)濟發(fā)展水平也就較高，醫(yī)療發(fā)展水平也較高。所以財政收入高地地區(qū)政府財政衛(wèi)生醫(yī)療支出也高。</p><p><b>　　六、參考文獻</b>

69、</p><p>　　[1]中國統(tǒng)計年鑒. 2010</p><p>　　[2]趙衛(wèi)亞. 計量經(jīng)濟學(xué)[M].上海：上海財經(jīng)大學(xué)出版社，2003年.</p><p>　　我國農(nóng)村居民消費水平影響因素實例研究</p><p><b>　　一、提出問題</b></p><p>　　近年來，我國的經(jīng)濟在迅

70、速的發(fā)展，國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）也在增長。居民的收入和消費也都在增加。2001年我國的居民消費水平在3887萬億元，直到2010年，我國居民消費水平增加到了9969萬億元。居民的消費水平是指居民在物質(zhì)產(chǎn)品和勞務(wù)的消費過程中，對滿足人們需求生存、發(fā)展和享受需求方面所達到的程度。一般，通過消費的物質(zhì)產(chǎn)品和勞務(wù)的數(shù)量和質(zhì)量反映出來的。居民的消費水平在很大程度上受整體的經(jīng)濟狀況影響國民生產(chǎn)總值是用于衡量一國總收入的一種整體的經(jīng)濟指標，經(jīng)濟擴張時

71、期，居民收入穩(wěn)定，GDP也高，居民用于消費的支出較多，消費水平較高；反之，經(jīng)濟收縮時，收入下降，GDP也低，用于消費的支出較少，消費水平隨之下降。消費問題一直是經(jīng)濟學(xué)界研究的重點和熱點, 國內(nèi)許多專家學(xué)者從收入、消費支出、物價、貧富差異、地區(qū)和行業(yè)等因素入手研究了我國消費結(jié)構(gòu)。因此，為了更加了解我國的消費水平，保持我國經(jīng)濟可持續(xù)增長，對影響居民消費水平的因素進行大量的實證研究。</p><p><b>

72、　　二、理論綜述</b></p><p>　　1、.凱恩斯的絕對收入理論。凱恩斯將消費函數(shù)表達為：C＝f（Y），并將此式改寫為C＝bY，表明如果其他條件不變，則消費C隨收入Y增加而增加，隨收入Y減少而減少。他強調(diào)實際消費支出是實際收入的穩(wěn)定函數(shù)，這里所說的實際收入是指現(xiàn)期、絕對、實際的收入水平，即本期收入、收入的絕對水平和按貨幣購買力計算的收入。</p><p>　　凱恩斯認為

73、，消費是限期可支配收入的函數(shù)，消費與可支配收入之間存在著以下的關(guān)系：</p><p>　　（1）在短期無論可支配收入多少，是否等于零，消費支出總是大于零?？芍涫杖氲扔诹銜r的消費支出，來源于從前的儲蓄或現(xiàn)在的借債，這部分的消費支出與可支配收入無關(guān)，稱為自發(fā)消費；</p><p>　　（2）隨著可支配收入的增加，消費支出也增加。隨著可支配收入的變動而變動的消費叫引致消費；</p>

74、<p>　?。?）消費支出的增加量少于可支配收入的增加量。</p><p>　　假定消費函數(shù)為線性，則凱恩斯的消費函數(shù)可表述為</p><p><b>　　C=C0 +cYd</b></p><p>　　其中，C為消費支出，Yd為可支配收入，C0與c均為常數(shù)，且C0>0,0<c<1.C0為自發(fā)消費，cYd為引致消

75、費。消費支出等于自發(fā)消費與引致消費之和。</p><p>　　2.杜森貝的相對收入理論。杜森貝提出消費并不取決于現(xiàn)期絕對收入水平，而是取決于相對收入水平，這里所指的相對收入水平有兩種：相對于其他人的收入水平，指消費行為互相影響的，本人消費要受他人收入水平影響，一般稱為“示范效應(yīng)”或“攀比效應(yīng)”。相對于本人的歷史最高水平，指收入降低后，消費不一定馬上降低，一般稱為“習(xí)慣效應(yīng)”。</p><p&g

76、t;　　3.莫迪利安尼的生命周期理論。莫迪利安尼提出消費不取決于現(xiàn)期收入，而取決于一生的收入和財產(chǎn)收入，其消費函數(shù)公式為：C＝a?WR＋b?YL，式中WR為財產(chǎn)收入，YL為勞動收入，a、b分別為財產(chǎn)收入、勞動收入的邊際消費傾向。他根據(jù)這一原理分析出人一生勞動收入和消費關(guān)系：人在工作期間的每年收入YL，不能全部用于消費，總有一部分要用于儲蓄，從參加工作起到退休止，儲蓄一直增長，到工作期最后一年時總儲蓄達最大，從退休開始，儲蓄一直在減少，到

77、生命結(jié)束時儲蓄為零。還分析出消費和財產(chǎn)的關(guān)系：財產(chǎn)越多和取得財產(chǎn)的年齡越大，消費水平越高。</p><p>　　4.弗里德曼的持久收入理論。弗里德曼認為居民消費不取決于現(xiàn)期收入的絕對水平，也不取決于現(xiàn)期收入和以前最高收入的關(guān)系，而是取決于居民的持久收入，即在相當長時間里可以得到的收入。他認為只有持久收入才能影響人們的消費，消費是持久收入的穩(wěn)定函數(shù)，即：CL＝bYL ，表明持久收入YL 增加，持久消費（長期確定的有

78、規(guī)律的消費）CL 也增加，但消費隨收入增加的幅度取決于邊際消費傾向b，b值越大CL 增加越多，b值越小CL 增加越少。持久收入理論和生命周期理論相結(jié)合構(gòu)成現(xiàn)代消費理論，這兩種收入理論不是互相排斥的，而是基本一致的，互相補充的。</p><p><b>　　三、模型的設(shè)定</b></p><p><b>　　1消費的影響因素</b></p&g

79、t;<p>　?。?）農(nóng)村居民人均可支配年收入。按照經(jīng)典經(jīng)濟學(xué)理論，收入是影響消費的主要因素，如果收入為0時，居民的消費支出是最低的，隨著收入的增加，人們才會拿出多余的錢買奢侈品，去娛樂。但是根據(jù)凱恩斯的宏觀經(jīng)濟學(xué)原理，真正對居民消費水平有影響的是居民的收入水平。在考慮到這個因素的情況下，我們選擇居民人均收入（X2）作為解釋變量。</p><p>　?。?）農(nóng)村居民的消費價格指數(shù)。對于價格需求彈性低

80、的商品（生活必需品）來說，商品價格的變動基本上對商品的需求量沒有什么影響，而對于價格 需求彈性高的商品（奢侈品）來說，物價的微小變動會引起對消費品需求的大幅度波動，因此消費品的價格水平對居 民的消費水平也有一定的影響。文章利用居民消費價格指數(shù)（x1）來代表消費品的價格水平,將其作為解釋變量。</p><p>　?。?）農(nóng)村家庭恩格爾系數(shù)。恩格爾系數(shù)是衡量一個國家和地區(qū)人民生活水平的狀況，一個國家或家庭生活越貧困，

81、居民儲蓄越少，恩格爾系數(shù)就越大；反之，生活越富裕，居民儲蓄越多，恩格爾系數(shù)就越小，這一項也是需要被列為影響因素即為解釋變量。</p><p>　　(4)其他因素 1)體制因素。隨著市場經(jīng)濟的不斷發(fā)展，使得居民收入分配越來越與其勞動成果和市場不確定狀態(tài)結(jié)合起來。在這種情況下，一方面，居民必須為下崗與再就業(yè)之間的各項支出，另一方面，我國勞動就業(yè)、養(yǎng)老、醫(yī)療、教育、住房等，使得居民必須為某些活動而消費。如果在體制方面進

82、行制度創(chuàng)新，其中有些不必要的消費很難用數(shù)值來衡量，故歸為其他因素。 2)人口結(jié)構(gòu)因素。根據(jù)生命周期模型可得出，一國人口結(jié)構(gòu)年輕化，該國消費將會減少，當進入老年化時，消費比例將會增加，但是由于數(shù)據(jù)收集原因，也歸為其他因素.其他因素在本文中用隨機擾動項來表 示。</p><p><b>　　2、模型的設(shè)定</b></p><p>　　Y： 農(nóng)村居民消費水平</p&

83、gt;<p>　　X1：農(nóng)村居民的消費價格指數(shù)</p><p>　　X2: 農(nóng)村居民人均可支配收入</p><p>　　X3：農(nóng)村家庭恩格爾系數(shù)</p><p>　　基于以上數(shù)據(jù)，初步建立模型</p><p>　　Y= C+ C1*X1+ C2*X2+ C3*X3++</p><p><b>　

84、　3、數(shù)據(jù)的收集</b></p><p>　　本文收集了我國1991-2010年居民消費水平的相關(guān)數(shù)據(jù)</p><p>　　注：以上數(shù)據(jù)來源各年份中國統(tǒng)計年鑒，</p><p>　　四、模型的估計與調(diào)整</p><p>　　1用最小二乘法，利用Eviews軟件可得估計結(jié)果如下</p><p><b&g

85、t;　　報告形式：</b></p><p>　　469.3652 + 1.7884X1 + 0.7215X2 - 8.8007X3 </p><p>　?。?50.8966）（2.2105）（0.01904） （4.8007）</p><p>　　= （1.8708） （0.6090）（37.8879） (-1.83332) <

86、/p><p>　　=0.9983 0.9980 DW=1.0545 F=3194.701 =48.4463 p(f)=0.00000</p><p>　　2）檢驗多元回歸模型：</p><p>　　給定顯著性水平為0.05</p><p>　　擬合優(yōu)度檢驗：=0.9983接近1，表明模型對樣本數(shù)據(jù)擬合程度高。</p>

87、<p>　　F檢驗（回歸方程顯著性檢驗）：F=3194.4013.59，表明模型線性關(guān)系很顯著，或解釋變量農(nóng)村居民消費價格指數(shù)x1和農(nóng)村居民人均可支配收入x2和農(nóng)村家庭恩格爾系數(shù)X3聯(lián)合起來對被解釋變量農(nóng)村居民消費水平Y(jié)有顯著影響。</p><p>　　T檢驗（解釋變量顯著性檢驗）：農(nóng)村居民消費價格指數(shù)回歸系數(shù)的T統(tǒng)計量絕對值為0.6090 2.110，表明居民消費價格指數(shù)對Y沒有顯著影響；農(nóng)村居民

88、人均可支配收入回歸系數(shù)的T統(tǒng)計量絕對值為37.88792.110，表明農(nóng)村居民人均可支配收入對Y有顯著影響。農(nóng)村家庭恩格爾系數(shù)回歸系數(shù)的T統(tǒng)計量絕對值為1.83332.110，表明家庭恩格爾系數(shù)對Y有沒有顯著影響。</p><p>　　3）模型經(jīng)濟意義：假設(shè)其他解釋變量不變，居民消費價格指數(shù)每增長1%，被解釋變量農(nóng)村居民消費水平就增加1.7884元；</p><p>　　。假設(shè)其他解釋變量

89、不變，農(nóng)村居民人均可支配收入每增長1元，被解釋變量人農(nóng)村居民消費水平就增加0.7215元。</p><p>　　假設(shè)其他解釋變量不變，農(nóng)村家庭恩格爾系數(shù)每增長1%，被解釋變量人農(nóng)村居民消費水平就減少8.007元。</p><p><b>　　計量經(jīng)濟檢驗：</b></p><p>　　多重共線性檢驗：由于選擇的影響因素過多，所以估計模型之前，應(yīng)

90、先分析各個因素與被解釋變量之間的關(guān)系，以及因素之間的相關(guān)程度，利用COR命令進行相關(guān)系數(shù)檢驗，得相關(guān)系數(shù)矩陣為：cor y x1 x2 x3 </p><p>　　通過計算表明，各解釋變量都與被解釋變量農(nóng)村居民消費水平相關(guān)，且解釋變量之間也是兩兩高度相關(guān)的。先按照逐步回歸原理建立回歸模型。</p><p><b>　　建立一元回歸模型</b></p>&

91、lt;p>　　根據(jù)理論分析，農(nóng)村居民可支配收入應(yīng)是農(nóng)村居民消費水平的主要影響因素，相關(guān)系數(shù)檢驗也表明，農(nóng)村居民可支配收入與農(nóng)村居民消費水平的相關(guān)性最強。所以，以Y=a+bX+作為最基本的模型</p><p><b>　　Ls y c x2</b></p><p><b>　　建立二元回歸模型</b></p><p>

92、　　以一元回歸模型為基礎(chǔ)建立二元回歸模型</p><p>　　Ls y c x2 x1 </p><p>　　Ls y c x2 x3 </p><p><b>　　建立三元回歸模型</b></p><p>　　Ls y c x2 x3 x1 </p><p>　　將其余的變量逐個引入模型，估計結(jié)

93、果列入下表（第二行為t檢驗值）</p><p>　　經(jīng)過以上的逐步引入檢驗過程，最終確定農(nóng)村居民消費函數(shù)為</p><p>　　Y= 529.0466 + 0.7277x2 - 6.5794x3</p><p>　　(237.3581) (0.0173) (3.8978) </p><p>　　T =

94、 (2.2289) (42.1161) (-1.6880)</p><p>　　R2=0.9982 0.9981 F=4891.113 S.E=48.1674 D.W=1.0281 p(f)=0.0000</p><p><b>　　統(tǒng)計檢驗：</b></p><p>　　判定系數(shù)：R2=0.9982 接近于1，表

95、明模型對樣本數(shù)據(jù)擬合優(yōu)度高。</p><p>　　F檢驗：F=4891.113,大于臨界值4.41, 其P值0.000000也明顯小于,說明各個解釋變量對農(nóng)村居民消費水平Y(jié)有顯著影響，模型線性關(guān)系顯著</p><p>　　T檢驗：農(nóng)村家庭恩格爾系數(shù)的t值小于2 ，表明農(nóng)村家庭恩格爾系數(shù)對農(nóng)村居民消費水平（Y）沒有顯著影響，其他各參數(shù)的t值的絕對值均大于2，表明其他各參數(shù)對農(nóng)村居民消費水平（

96、Y）有顯著影響。</p><p><b>　　計量經(jīng)濟學(xué)檢驗：</b></p><p>　　1）自相關(guān)檢驗：給定顯著性水平0.05，查DW表，當n=20 ,k=2時，得下限值dL=1.100上限值dU=1.537</p><p>　　因為DW統(tǒng)計量為1.0281小于dL dU所以無法判斷是否存在自相關(guān)性。</p><p&g

97、t;<b>　　偏相關(guān)系數(shù)檢驗：</b></p><p>　　從上圖中可以看出，我國農(nóng)村居民消費水平函數(shù)不存在高階自相關(guān)性</p><p>　　作異方差的White檢驗如下表所示。檢驗知Obs*R-squared=13.81344,表明不存在異</p><p>　　從White 檢驗知Obs*R-squared=13.81344明顯大于自由度為

98、3，顯著性水平為為0.05的2值為9.48773,表明不存在異方差性。</p><p>　　所以本文的最終模型估計結(jié)果為：</p><p>　　Y= 529.0466 + 0.7277x2 - 6.5794x3</p><p>　　(237.3581) (0.0173) (3.8978) </p><p&

99、gt;　　T = (2.2289) (42.1161) (-1.6880)</p><p>　　R2=0.9982 0.9981 F=4891.113 S.E=48.1674 D.W=1.0281 p(f)=0.0000</p><p>　　該模型表示，當農(nóng)村居民人均可支配收入增加1元時，農(nóng)村居民消費水平隨之增加0.7277元，。當農(nóng)村家庭恩格爾系數(shù)上升1%，

100、農(nóng)村居民消費水平隨之減少6.5794元。</p><p>　　四 本文的結(jié)論與建議</p><p>　　我國經(jīng)濟發(fā)展迅速，農(nóng)民對收入函數(shù)和消費函數(shù)不是很了解。既農(nóng)村文化素質(zhì)偏低,收入也偏低,由于人均可支配收入是消費的主要因素,為了實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展的中國特色社會主義文化建設(shè),提高農(nóng)民消費水平,更應(yīng)該增加農(nóng)村的可支配收.根據(jù)以上的研究我有以下建議(1)努力增加農(nóng)民的收入,收入是消費的主要因素,這

101、就需要加快農(nóng)業(yè)調(diào)整,加快經(jīng)濟發(fā)展(2)加快新農(nóng)村的建設(shè),增加基礎(chǔ)設(shè)施(3)加強社會保障體系(4)減輕居民醫(yī)療等負擔(5)完善就業(yè)制度.讓更多的人有工作,增加收入。</p><p>　　影響安徽省城鎮(zhèn)居民人均消費水平主要因素分析</p><p><b>　　【摘要】</b></p><p>　　近幾年來，安徽省經(jīng)濟保持了快速發(fā)展勢頭，投資、出口、

102、消費形成了拉動經(jīng)濟發(fā)展的“三架馬車，本文在現(xiàn)代消費理論的基礎(chǔ)上,結(jié)合安徽省今年來的實際情況, 分析建立計量模型，修改假設(shè)、增減變量,利用可靠數(shù)據(jù)做出了安徽省城鎮(zhèn)居民人均消費的計量模型,比較分析了人均可支配收入、商品零售價格指數(shù)和銀行一年期存款利率等變量對居民消費的不同影響,文章最后給出了問題的結(jié)論并且提出了相應(yīng)的政策建議。</p><p>　　【關(guān)鍵詞】安徽 消費 模型 影響因素 多重共線性 自相關(guān)性

103、 異方差性 </p><p>　　一、經(jīng)濟背景、模型理論及研究的意義</p><p>　　消費活動是經(jīng)濟活動的終點,經(jīng)濟活動的目的是為了滿足人們不斷增長的消費需求。國家一系列決策和尚待解決的問題很大程度上都源于消費。西方消費經(jīng)濟學(xué)者們認為，收入是影響消費者消費的主要因素，消費是需求的函數(shù)。</p><p>　　消費經(jīng)濟學(xué)有關(guān)收入與消費的關(guān)系，即消費函數(shù)理論有：（1

104、）凱恩斯的絕對收入理論。他認為消費主要取決于消費者的凈收入，邊際消費傾向小于平均消費傾向。他假定，人們的現(xiàn)期消費，取決于他們現(xiàn)期收入的絕對量。（2）杜森貝利的相對收入消費理論。他認為消費者會受自己過去的消費習(xí)慣以及周圍消費水準來決定消費，從而消費是相對的決定的。當期消費主要決定于當期收入和過去的消費支出水平。（3）弗朗科?莫迪利安的生命周期的消費理論。這種理論把人生分為三個階段：少年、壯年和老年；在少年與老年階段，消費大于收入；在壯年階

105、段，收入大于消費，壯年階段多余的收入用于償還少年時期的債務(wù)或儲蓄起來用來防老。（4）弗里德曼的永久收入消費理論。他認為消費者的消費支出主要不是由他的現(xiàn)期收入來決定，而是由他的永久收入來決定的。這些理論都強調(diào)了收入對消費的影響。</p><p>　　除此之外，還有其他一些因素也會對消費行為產(chǎn)生影響。（1）利率。傳統(tǒng)的看法認為，提高利率會刺激儲蓄，從而減少消費。當然現(xiàn)代經(jīng)濟學(xué)家也有不同意見，他們認為利率對儲蓄的影響要

106、視其對儲蓄的替代效應(yīng)和收入效應(yīng)而定，具體問題具體分析。（2）價格指數(shù)。價格的變動可以使得實際收入發(fā)生變化，從而改變消費。</p><p>　　基于上述這些經(jīng)濟理論，我找到1995-2007年安徽省城鎮(zhèn)居民消費支出、總?cè)丝跀?shù)、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、全省商品零售價格指數(shù)以及銀行一年期存款利率的官方數(shù)據(jù)。想借此來分析中國消費的影響因素以及它們具體是如何對消費產(chǎn)生影響的。針對這一模型，有以下兩個假定。一，自改革開放以來

107、，我國人均消費傾向呈現(xiàn)緩慢的遞減趨勢，即保持粘性。這一假定符合我國居民的儲蓄——消費心理，也與其他一些發(fā)展中國家的情況大體一致。 二，由儲蓄和消費的替代關(guān)系，可以假定刺激儲蓄的因素，會制約消費。我們知道提高利率會刺激儲蓄，因而我把利率也引入模型的分析中。</p><p>　　二、居民人均消費水平主要因素的實證分析：</p><p>　　(一)影響因素分析及選取</p>

108、<p>　　1、城鎮(zhèn)居民人均消費水平。由安徽省城鎮(zhèn)居民消費支出和城鎮(zhèn)居民總?cè)丝跀?shù)計算所得。借此來代表城鎮(zhèn)居民的消費支出情況，這是將要建立計量經(jīng)濟學(xué)模型的被解釋變量。</p><p>　　2、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入。由前面的理論，收入是決定消費的主要因素。因此，這里用這一變量來代表人均收入。人均收入提高，人均消費也會隨之增加。</p><p>　　3、前一期的人均消費水平。根據(jù)

109、杜森貝利的相對收入消費理論，消費者會受自己過去的消費習(xí)慣來決定當期消費。因而把它引入模型中，它與當期消費應(yīng)該是正相關(guān)的。</p><p>　　4、零售商品物價指數(shù)。借此來說明價格變動對消費的影響，價格水平越高，人們的購買力普遍降低，為維持原來的消費水平，消費者的支出也會越多。它們應(yīng)該是正相關(guān)的關(guān)系。這里假定上一年為基期，第二年的價格指數(shù)是對以上一年數(shù)據(jù)為100的相對數(shù)。</p><p>　

110、　5、中國人民銀行一年期儲蓄利率。一般認為，提高利率會刺激儲蓄，減少消費支出,因為利率水平越高，消費的機會成本就越大，居民就會壓縮當前消費。因此，它們應(yīng)該是負相關(guān)的。利率提高時，人們認為減少目前的消費，增加將來消費比較有利 ，從而增加儲蓄，這是利率對儲蓄的替代效應(yīng)；另一方面，利率提高時他將來的利息收入增加，會使他認為自己比較富有，以致增加目前消費，從而可能反而減少儲蓄，這是利率對儲蓄的收入效應(yīng)。利率對不同人群的影響也是不同的。由于中國人

111、民銀行的一年期利率總是不定期地進行調(diào)整，可能幾年調(diào)整一次，或者一年調(diào)整幾次，這給我的計量經(jīng)濟學(xué)分析帶來了一定的困難。為達成統(tǒng)一，我每年各種年利率進行加權(quán)后作為全年的利率。</p><p>　　（二）數(shù)據(jù)的收集與整理</p><p>　　根據(jù)以上分析，收集1995年至2007年的安徽省人均消費支出(Y)，前一期人均消費支出（），城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入()，安徽省零售商品價格指數(shù)（），中國