我国城镇居民消费与可支配收入关系的实证分析
我国城镇居民消费价格指数、人均可支配收入与消费水平关系的实证分析
实证分析林红菊 北京师范大学珠海分校摘要：本文在计量经济学的基础上，基于1978-2015共35年的相关数据，运用eviews 统计软件，分析我国城镇居民消费水平与城镇居民消费价格指数、城镇居民家庭人均可支配收入的关系。
结果表明：我国城镇居民消费价格指数、人均可支配收入与消费水平之间存在长期协整关系。
我国城镇居民消费价格指数增加1%，城镇居民消费水平长期上将增长0.412%，短期上增长0.488%；城镇居民人均可支配收入增加1%，城镇居民消费水平长期上将增长0.781%，短期上增长0.716%。
关键词：消费水平；平稳及协整；误差修正中图分类号：F062.5 文献识别码：A 文章编号：1001-828X(2018)034-0010-02消费作为拉动经济增长的三驾马车之一，对国民经济的影响有着不可替代的作用。
影响我国城镇居民消费结构的因素很多，如城镇居民可支配收入、消费物价指数、GDP 增长速率、利率水平等。
通过利用时间序列、计量经济等方法建立经济模型，实证分析我国城镇居民消费水平的现状及预测其发展趋势，以保持我国经济的持续发展。
本文基于1978年-2012年35年间的相关数据，建立相应的计量经济学模型，研究我国城镇居民消费物价指数(1978=100)、城镇居民家庭人均可支配收入与城镇居民消费水平之间的关系，包括平稳性、协整、误差修正等方面的研究。
一、变量定义与模型设定（一）被解释变量定义过程由统计年鉴数据显示，1978年改革开放之初我国的城镇居民消费水平为405元，2016年已经上升为29295元。
居民的消费水平很大程度上受整体经济状况的影响。
经济扩张时期，居民收入稳定，GDP 增加，居民的消费支出增加，消费水平较高。
为了更好地探究我国城镇居民的消费水平，对我国城镇居民消费水平的影响因素建立模型研究。
（二）解释变量定义过程本文主要以城镇居民消费价格指数(1978=100)和城镇居民可支配收入作为影响我国城镇居民消费水平的研究因素。
我国城镇居民消费与可支配收入关系的实证分析
《计量经济学》课程论文我国城镇居民消费和可支配收入关系的实证分析小组成员：（金融学院99级）李淼易小立李巧云邹亮余远方指导教师：史代敏日期：2002年3月——6月【摘要】本文旨在对1999我国城镇年人均收入变动对年人均各种消费变动的影响进行实证分析。
首先，我们综合了几种关于收入和消费的主要理论观点；进而我们建立了理论模型。
然后，收集了相关的数据，利用EVIEWS软件对计量模型进行了参数估计和检验，并加以修正。
最后，我们对所得的分析结果作了经济意义的分析，并相应提出一些政策建议。
一．问题的提出随着市场经济的稳定繁荣和改革开放的深入发展，我国人均生活水平有了大幅度提高，其主要表现在人均可支配收入的增长。
联系我国“九五”期间的情况看，政府为加快经济发展所使用的扩张性财政政策收效明显，各种金融资产的利率也多次下调，其结果使大量储蓄直接转化为投资，将后期消费转化为当期消费，大大激活了商品市场，使其流动性增强。
投资的增加促使了商品的多元化快速发展。
90年代中期以来,短缺经济现象在我国基本消失,价格机制在资源配置中开始发挥基础性调节作用,市场供不应求的商品已很少见,供过于求的商品不断增加,价格开始出现持续下降。
我国城镇居民收入高,消费量大,商品化程度高,其消费对农村居民有一定的示范作用,在消费结构的研究中占有重要的地位,因而研究分析城镇居民消费结构及特征,对拓宽消费品市场渠道,确定经济发展战略,适时调整和正确引导居民消费方向,促进经济增长具有重大意义。
和此同时，改革开放以来的经济在从计划向市场转型的过程中，人民的消费水平、结构都发生了很大变化。
在90年代后期我国更是首次出现了有效需求严重不足的状况，影响我国消费的因素就更成了一个热点问题。
针对这种现象，本文收集了我国“九五”期间首年和末年各省、市、自治区的相关截面数据，并加以实证分析及比较对比分析，分析我国“九五”政策对我国经济发展的影响。
二．经济理论陈述<一>.西方经济学中关于消费和收入决定关系的有关理论假说 （一）凯恩斯绝对收入假说对于)(y f c = y y C APC )(= )(y C M P C '=有（1）1)(0<'<y C ，即C 会随收入的而增长 ，但其增量小于收入增量。
我国城镇居民可支配收入与消费支出实证研究
关 键 词 ： 费 理 论 ； 费 支 出 ； 均 可 支 配 收 入 ； 性 回 归 ； 策 建 议 消 消 人 线 政 中图分类号 ：２ Ｆ 文 献标识码 ： Ａ 文 章 编 号 ：６ ２３ ９ （ ０ ２ ０－０ １０ １ ７—１ ８ ２ １） ９０ ２ －２
消 费 支 出和 收 入 的 关 系 ， 们 必 须 明 确 一 点 ： 全 国 各 个 城 我 对 市的农村来 说 ， 尤其 是 那些 地 域偏 僻 、 息 不发 达 的地 区， 信 消 费需 求作 为 拉 动 我 国 经 济 增 长 的 “ 驾 马 车 ” 一 ， 三 之 其 消 费 和 收 入 的 有 关 数 据 和 城 市 的 相 关 数 据 会 有 很 大 差 对 经 济 增 长 起 到 重 要 的推 动 作 用 。近 年 来 ， 大 内 需 ， 其 扩 尤 为 我 是 扩 大 消 费 需 求 成 为 我 国 的 发 展 战 略 ， 消 费 需 求 又 是 通 异 。因 此 ， 保 证 数 据 的可 比 性 和 准 确 性 ， 们 只 选 取 我 国 而 城 市 居 民每 人 每 年 的平 均 消 费 支 出作 为 模 型 中 的 被 解 释 变 过 居 民 的 消 费 支 出表 现 的 。 解 所 在 我 国 现 阶 段 ， 响 城 镇 居 民 消 费 性 支 出 的 原 因 有 很 量 ， 释 变 量 是 我 国 城 市 居 民 每 人 每 年 的 可 支 配 收 入 ， 有 影 数 据 时 间跨 度 从 １７ ９ ８年 到 ２ １ ０ ０年 ， 具体 指 标 见 表 １ 。 多 ， 如 心 理 因 素 、 价 水 平 、 率 水 平 、 费 习 惯 等 ， 收 例 物 利 消 而
Ｎ ｏ ９。 Ｏ１ ．０ ２ ２
现 代 商 贸 工 业 Ｍｏ ｅｎＢ ｓ ｅ ｒｄ ｎ ｕｔｙ ｄｒ ｕｉ ｓ Ｔ ａｅＩｄ ｓ ｎｓ ｒ
我国城镇居民收入与消费结构的实证分析
我国城镇居民收入与消费结构的实证分析作者：季洁张苒来源：《中国经贸导刊》2009年第22期一、前言消费、投资、净出口是拉动经济增长的三驾马车,其中消费是GDP增长的主导因素。
我国城镇居民收入高、消费量大,并且其消费结构直接反映了消费者的消费特点和消费发展趋势。
因此研究我国城镇居民的消费行为有助于了解国民的消费情况,对推动国民经济的发展有着重要的意义。
近年来我国学者对城镇居民的收入与消费之间的联系进行了相关的研究,但大多数没有考虑到将收入与消费结构中不同的变量进行分析。
因此针对以上问题,本文拟用面板数据模型对我国城镇居民收入与消费结构进行实证分析, 研究不同收入阶层的居民收入与消费结构之间的关系,以期提出更具针对性的政策建议。
二、设定与实证分析因为消费支出会随着可支配收入的变化而变化,我们设定:模型中的解释变量为我国城镇居民人均全年可支配收入,被解释变量为我国城镇居民人均全年消费性支出。
本文选取1998—2007年我国城镇居民人均全年可支配收入和人均全年消费性支出的数据。
根据收入等级的不同,我们将城镇居民人均全年可支配收入的数据按10%、10%、20%、20%、20%、10%、10%的比例依次划分为7个等级:最低收入户、低收入户、中等偏下户、中等收入户、中等偏上户、高收入户和最高收入户。
根据消费结构的不同,我们将城镇居民人均全年消费性支出的数据划分为8个种类:食品、衣着、居住、家庭设备用品及服务、医疗保健、交通通信、教育文化娱乐服务、杂项商品与服务。
样本数据共700个。
模型数据均来自近10年的《中国统计年鉴》,进行回归所用的计量软件均为Eviews5.0。
通过对不同收入阶层的相关数据进行检验后,我们得出的结论是:采用变系数模型来拟合面板数据。
这也与我们的研究初衷一致。
在使用变系数模型时,因为回归系数太多,不能满足使用随机效应的要求,因此本文均选择了固定效应。
此外,在利用Eviews5.0软件对固定效应和随机效应进行检验时,我们看出:R2、F统计值、DW值等都显示固定效应的变系数模型的拟合效果要好于随机效应的变系数模型。
城镇居民消费与可支配收入关系的实证分析
消费结构的变化取决于多方面因素 ， 而起决定作用
的 因素 是 人 均 收 入 水平 。恩 格 尔 定 律 揭示 了两 者 的关 系， 恩 格 尔 系数 ＝食物 支 出金 额 ／ 总支 出金额 Ｘ １ ０ ０ ％，
乃至一个国家 关系 。 运 用计 量经 济 学 的观 点 ， 并用 Ｅ Ｖ ｉ ｅ ｗ ｓ软件 进行 实 恩格尔系数作为衡量一个家庭消费结构 ， 也成 为衡量富国、 穷国的 验。本文对 ２ ０ ０ ９ 年全国各地城镇居民家庭平均每人全 的居民消费结构变化的指标 ， 年生活费支 出的数据进行分析并指 出收入对各项支 出 标准。 一般随着收入 的增加 ， 恩格尔系数趋于下降， 故发
比例 关 系 。
１ ． 凯恩斯绝对收入假说
对于 ｃ ＝ Ｃ（ Ｙ ） ， Ａ Ｐ Ｃ＝ Ｃ（ Ｙ ） ／ Ｙ ， ＭＰ Ｃ ＝ Ｃ‘ （ ｙ ） ， 其 中 Ａ Ｐ Ｃ是 平 均 消 费倾 向 。 即 为 消费 在 收入 中所 占的 比例 ；
Ｃ是边际消费倾 向，即为增加的消费和增加的收入 １ ． 西方 经济学家对 消费 支出的分 类 ， ～ 般 有 以下 ＭＰ
（ ２ ） 在商品性消费结构 中， 吃为主的消费结构 向穿
最终 目的” 。 消费作为国家内需的重要构成部分 ， 与国计 用 为主 的消 费结 构转 化 ；
民生 息息 相 关 。 近 几十 年 ， 随着 中国经 济 的发展 ， 居民的
（ ３ ） 由物质性消费为主 向精神和劳务性消费为主的
的相关 性分 析 ， 探 讨 城镇 居 民可 支 配收 入 与消 费 之 间数
增量小于收入增量。
【 ２） ｃ・ （ Ｙ） ＜
ｌ ｙ
， 即 ＭＰ Ｃ＜ ＡＰ Ｃ
量关系的基本规律 ， 揭示可支配性收入在居民消费性支
关于我国居民消费水平的实证分析
关于我国居民消费水平的实证分析【摘要】我国居民消费水平是一个重要的经济指标，直接关系到国民经济的发展和居民生活水平的提高。
本文通过对我国居民消费水平的实证分析，从总体消费水平、消费结构、城乡差异、收入水平与消费水平关系以及影响消费水平的因素等方面进行了深入剖析。
研究发现，我国居民消费水平呈现逐步提升的态势，城乡消费差距逐渐缩小，同时收入水平是影响消费水平的重要因素之一。
这些结果对于完善我国宏观经济政策、调整消费结构、促进城乡发展均具有一定的参考意义，有助于推动我国居民消费水平进一步提升，促进经济的健康发展。
【关键词】居民消费水平、实证分析、总体消费水平、消费结构、城乡差异、收入水平、消费水平关系、影响因素、消费水平提升、城乡消费差距缩小、收入水平影响、社会经济发展1. 引言1.1 背景介绍我国居民消费水平是衡量国民经济发展和居民生活水平的重要指标之一。
随着我国经济不断发展和社会进步，居民消费水平也逐步提高。
人们的消费观念和消费习惯也在不断改变，消费结构逐渐优化，消费品质也不断提升。
随着我国经济结构不断调整和城乡发展不平衡问题逐渐减小，城乡居民消费水平的差距也在逐渐缩小。
各地政府也为了促进居民消费，推出了一系列扶持政策，加大对居民消费的支持力度。
而居民的收入水平直接影响到消费水平，收入水平的提高意味着更多的消费能力，从而推动经济的持续发展。
研究我国居民消费水平及其影响因素对于促进经济增长，改善居民生活水平具有重要意义。
背景介绍完毕。
1.2 研究目的研究目的是通过对我国居民消费水平的实证分析，深入了解当前我国居民在消费行为上的状况，并探讨其中的规律性和影响因素。
具体目的包括：揭示我国居民的总体消费水平，了解居民在各种消费领域的支出情况，为政府制定相关政策提供数据支持。
通过消费结构分析，探讨不同消费领域间的消费比重及变化趋势，为行业发展和市场定位提供参考依据。
比较城乡居民的消费水平差异，深入分析城乡消费格局的差异及变化，为城乡经济协调发展提供理论和政策建议。
我国城镇居民消费与收入的动态关系基于非参数回归模型的实证分析
1、定义一个核函数，用于计算输入变量的概率密度函数。在本研究中，我 们采用高斯核函数。
2、针对给定的输入变量（收入），通过核函数计算输出变量（消费）的概 率密度函数。
3、为了减少噪声干扰，对概率密度函数进行平滑处理，得到最终的非参数 回归曲线。
结果与讨论
结果描述：
通过非参数回归模型拟合，我们得到了我国城镇居民消费与收入的动态关系 曲线（如图1）。从图1可以看出，城镇居民的消费支出随着收入的增加而增加， 二者之间呈现出较强的正相关关系。同时，曲线形态表明，在低收入区间，消费 支出对收入的变化较为敏感；而在高收入区间，消费支出的增长趋势相对平缓。
2、提升低收入地区的发展：对于那些收入缩小地区间的收入差距。
3、优化税收和福利政策：通过优化税收政策和福利制度，提高居民的可支 配收入，从而增强居民的消费能力。
4、加强市场监管：政府应加强对市场的监管，维护市场秩序，为消费者提 供安全、公平的消费环境。
四、研究结果
通过实证研究，我们发现我国居民消费与收入之间存在显著的空间自相关关 系。具体来说，地区的居民收入水平对当地的消费水平有积极影响，同时也会影 响邻近地区的消费水平。此外，我们还发现，随着距离的增加，这种影响逐渐减 弱。
五、结论
本次演示的研究结果表明，我国居民消费与收入之间的空间自回归模型具有 显著的空间依赖性。这意味着，在制定经济政策时，我们需要考虑不同地区之间 的相互影响，而不能仅仅单一地区。政策制定者可以通过促进区域经济一体化， 提高整体收入水平，从而刺激全国的消费增长。
二、方法和数据
我们使用一元线性回归模型来探索城镇居民可支配收入（自变量）与消费支 出（因变量）之间的关系。我们采用了中国国家统计局公布的2010年至2020年的 年度数据。数据来源于中国国家统计局网站，包括全国各地区城镇居民的可支配 收入和消费支出。
我国城乡居民收入与消费支出关系的实证研究_兼论影响农民收入及其差距的因素
ε t
满足全部
OLS假定 ,可直接对转换变量
C13t
和
Y13t 应用 OLS并获得具有全部最优性质的估计量 ,即
BLUE。这种差分形式的 C13t 对 Y13t 的回归需要求出
ρ。因本例中样本不是很大 ,根据 d统计量的泰尔 —纳
F = 49881016 其概率 p = ( 01000000) r2 = 01997201 调整的 r2 = 01997001 D - W d = 21616695 这 两 个 模 型 修 正 后 的 德 宾 —沃 森 d 值 分 别
C23t
Y23t
(元 ) C1t
Y1t
C2 t
(元 ) Y2t
1989
53514
60115
38714 43512
121110
137319
994184 1128167
1990
58416
68613
31712 38519
1278189
151012
711163 866163
1991
61918
70816
40019 44212
关键词 :居民收入 ;消费支出 ;收入差距 ;措施
一 、引言 改革开放特别是 1978 - 1988 年期间 ,我国农村居
民收入呈现出大幅度增长态势 ,但是 1989 年以来开始 缓慢增长甚至出现停滞不前的状态 , 1997 - 2005年是农 民收入增长停滞时期 。近几年 ,需求不旺 、市场疲软已 成为制约我国经济持续稳定增长的根本因素 ,内需不旺 的主要原因在于农村有效需求不足 。目前占我国人口 70%的农民消费额 ,只占社会消费额总量的 46% ,农民 人均消费水平仅约占城镇人均消费水平的 35%左右 , 农村市场所蕴藏的巨大消费潜力尚未得到开发利用 。 因而扩大内需的关键是开拓农村市场 ,而要启动农村消 费市场 ,最有效的手段是解决近年来农民收入增长减缓 的问题 ,增加农民收入 。目前就上述问题 ,理论界已有 不少研究与讨论 ,但对农村居民收入分配与消费需求之 间关系的研究仍为数不多 ,且一般都停留在理论分析认 识上 ,缺乏定量的实证分析 。本文试图借助一定的经济 计量模型 ,从量化的角度对农村居民的收入水平与消费 水平之间的关系进行实证分析 ,并在分析比较的基础上 进一步对收入水平及其差距的影响因素进行分析 。
我国城镇居民的收入与消费结构变化研究
我国城镇居民的收入与消费结构变化研究随着我过经济的快速发展，我国经济的发展有高速度发展向高质量发展转变，进入“新常态”阶段，城镇居民的生活水平的不断提高，消費结构也在跟着发生变化。
本文在总结国内外收入与消费增长关系的研究基础上，重点研究我国城镇居民的收入与消费结构变化。
标签：城镇居民消费结构收入结构变化研究一、引言消费结构的改善是人们追求更高的物质文化生活的体现。
改革开放以来，我国各行各业都得到了很大发展，人们的消费理念和消费结构都跟随着发生了变化，消费品琳琅满目，各类消费品的比例逐渐变大。
消费品也显示出一些新功能。
因此，在消费结构研究中，对城市居民消费结构变化的研究似乎具有更长远的意义。
二、影响消费结构变化的主要因素影响消费结构变化的因素分为不同的领域，包括经济因素和非经济因素。
根据其构成，有外部因素和内部因素。
根据范围，有宏观消费结构和微观消费结构。
根据对消费结构影响的不同性质，社会再生产系统（生产，分配和消费）内部也存在影响因素，社会再生产系统的外部因素（人口及其构成）因素，（文化发展水平教育，地理环境，种族等），这些因素也相互交叉。
三、我国城镇居民消费结构的现状我国城镇居民消费结构的变化特征。
改革开放以来，中国经济发展水平发展迅速，城镇居民可支配收入也呈上升趋势。
同时，消费结构也发生了重大变化，变化过程中如下（一）消费结构变化的特征这一趋势的特点是消费者资金流入两个主要领域，即食品和耐用消费品的消费，以及消费热点的快速转移。
消费结构呈现上述特征，使消费支出不足，导致其他生产部门发展受到限制或生产多样化，对生产和消费热产品的企业也施加了巨大压力。
（二）消费结构变化过程这一变化过程的基本特征是快速变化，即高度波动和区域间变化过程的不平衡。
但是，从中国国情来看，到目前为止，中国仍处于从温饱阶段向小康阶段迈进的过程中。
随着消费结构的不断升级，人们不再担心基本的生存需求，而是越来越多地将消费支出集中在住房和交通等消费领域，形成相对狭窄和过度集中的消费现象。
城镇居民可支配收入与消费性支出的关系
２ １２一 元 线 性 回归 拟 合 注 意 事 项 ： ．． （ ） 对 两 个 变 量 之 间 的 关 系 进 行 初 步 的 判 断 ， 经 验 １要 从 或 分 析 知 道 两 个 变 量 问 确 实 存 在 因 果 联 系 。结 合 本 实 践 内 容 ， 镇 居 民 人 均 可 支 配 收 入 和 人 均 消 费性 支 出 两 个 变 量 间 城
支 出之 问 的 相 关 关 系 进 行 了 实 证 性 分 析 判 断 。 得 出 结 论 ， 工 薪 收 入 对 城 镇 居 民 消 费 结 构 有 决 定 性 影 响 ， 产 性 收 入 促 进 财
其 骞 岁 Ｔ１ 中一 一／ ￣ ｆ ＝
根据 数 据 的散 点 图 建 立 一 元 线 性 经 验 回 归 方 程 为 ：
假设 人均 年可支 配 收 入 为 自变 量 Ｘ 单 位 ： ） 人 均 年 （ 元 ，
消 费 支 出 为 因 变 量 Ｙ（ 位 ： ） ｎ 组 样 本 观 测 值 为 ， 单 元 ，
（ ， ， 一 １ ２ ３ ”ｌ Ｙ）ｉ ， ，…
消 费 高 级 化 。 尽 管 居 民 消 费 并 不 完 全 取 决 于 收 入 ， 是 财 产 但 性 收入 较多 的居 民对收入 的 预期 明显要 比其他 居 民户 要好 ， 正 是 这 些 收 入 和 心 理 因 素 使 财 产 性 收 入 表 现 出 促 进 消 费 高 级 化 的 特 征 。 工 薪 收 入 仍 将 是 居 民 家 庭 收 入 增 长 的 主 要 动
道 增 加 城 镇 居 民 工 薪 收 入 ， 拓 多 元 化 收 入 渠 道 ， 定 居 民 开 稳
Ｊ ３ Ｒ 尺 ≥ ｌ Ｙ与 ｘ线 性 关 系 显著 。 则
消费预期 工 薪 收入 仍 将 是 居 民家 庭 收 入 增 长 的 主要 动 力 。 任 志 强 根 据 协 整 和 误 差 修 正 模 型 （ Ｃ ） 论 ， １ ７ Ｅ Ｍ 理 对 ９８ ２０ ０ ６年 我 国 农 村 居 民 收 入 与 消 费 进 行 协 整 分 析 。 研 究 表 明 ， 国 农 村 居 民 家 庭 实 际 收 入 和 消 费 之 间 存 在 长 期 的 协 整 我
居民消费水平指数与人均可支配收入的计量分析实践报告
中国居民消费水平指数与人均可支配收入的计量分析摘要：改革开放以来,我国经济飞速发展,人民生活水平不断提高,居民消费水平也不断增长。
消费水平是一定时期内整个社会用于生活消费和服务的规模和水平,消费水平在一定程度上反映了居民的生活质量。
研究影响居民消费的因素具有较强的经济意义。
本文基于计量经济学的实证分析，选取了国内2003-2017年居民消费水平及人均可支配收入的年度数据作为统计分析的样本，通过“对数消除异方差”、“单位根检验”、“协整检验”、“格兰杰因果检验”及建立“误差修正模型”，对中国居民消费水平与经济增长之间的关系进行分析。
结果表明在居民消费水平中，人均可支配收入的贡献较大，且二者之间，存在长期稳定的均衡关系。
本文结合实证分析给出相关结论。
关键词:居民消费水平指数；人均可支配收入；计量模型一、问题的提出近年来，人均消费性支出增长迅速，消费结构从商品性消费向服务性消费转变：城镇居民人均消费性支出由2008年的8707元增长至2017年22935元。
中产阶级群体规模扩大，或将重塑国内消费市场：2015年，我国中产阶级人数达1.09亿，占全国成年人口的11%。
中产阶级家庭年收入一般介于10.6-22.9万元，其消费行为更成熟，更愿意为产品品质支付溢价，非必需品消费占比扩大，将成为今后十年带动消费支出上涨的重要引擎之一。
在这期间，国民居民消费水平和人均可支配收入之间的关系如何？是消费刺激了收入的增长，还是收入的增长带动了消费？如果存在这样的关系，那么是刺激了多少？带动的幅度有多大？本文运用时间序列的计量经济模型，对这两者关系做实证分析研究。
二、模型的设定与数据说明1、人均可支配收入X人均可支配收入在实际生活中，常用来代指人均居民可支配收入，严格来说这么使用不够准确。
居民可支配收入是居民可用于最终消费支出和储蓄的总和，即居民可用于自由支配的收入。
既包括现金收入，也包括实物收入。
按照收入的来源，可支配收入包含四项，分别为：工资性收入、经营性净收入、财产性净收入和转移性净收入。
城镇居民家庭人均支配收入与消费支出分析
中国城镇居民家庭人均可支配收入与人均消费支出的变动分析对中国1985—2003年中国城镇居民家庭人均可支配收入与人均消费支出数据进行分析，数据如附表1。
为了便于分析降低数据数量级，进而对原有数据都取对数。
用y表示城镇居民家庭人均收入，用x表示城镇居民人均消费支出，y1,x1分别为取对数后的城镇居民家庭人均收入和城镇居民人均消费支出。
文中的估计结果由Eviews5.0输出。
一、长期均衡分析（一）序列线性关系检验原有序列时序图取对数后的序列时序图原有序列散点图入和城镇居民人均消费支出之间具有线性关系，下面对取对数后的序列进行分析。
（二）对对数序列进行ADF检验表1 城镇居民人均消费支出t-Statistic Prob.*Augmented Dickey-Fuller test statistic -1.049393 0.7100Test critical values: 1% level -3.8867515% level -3.05216910% level -2.666593表2 城镇居民家庭人均收入t-Statistic Prob.*Augmented Dickey-Fuller test statistic -1.941651 0.3068Test critical values: 1% level -3.9203505% level -3.06558510% level -2.673459从表1 和表2可以看出，进行ADF检验的结果表明取对数后的城镇居民家庭人均可支配收入和城镇居民人均消费支出二者都为非平稳序列。
由于多元序列的建模前面要求序列必须平稳才能进行建立动态回归模型，进而取对数后的城镇居民家庭人均可支配收入和城镇居民人均消费支出序列不能建模，需要进行协整检验，如果存在协整关系即可进行建模，下面对两个序列进行协整检验。
（三）协整检验对数消费支出2阶差分的ADF 检验t-Statistic Prob.* Augmented Dickey-Fuller test statistic -3.790603 0.0011Test critical values:1% level -2.754993 5% level -1.970978 10% level-1.603693对数可支配收入2阶差分的ADFj 检验t-Statistic Prob.*Augmented Dickey-Fuller test statistic -3.480370 0.0018Test critical values:1% level -2.717511 5% level -1.964418 10% level-1.605603从对数消费支出2阶差分的ADF 检验和对数可支配收入2阶差分的ADF 检验的结果可以看出2阶差分后序列都是平稳的，两个序列都是2阶单整，说明原有序列之间存在协整关系，下面进行协整检验。
我国城镇居民收入差距与消费倾向关系的实证研究
基尼系数 有着简单 明 了的经济含 义 。 是 由于数据统计 方式 但
方 法 的 不 同 ， 尼 系数 的 计 算 并 没 有 一 个 统 一 的 方 法 。 国 内 学 者 基
然而 ， 民 的消 费倾 向却在 不断下 降 。根 据传统 的消 费理 论 以及 居 国外 的 实 证 研 究 表 明 ， 入 差 距 可 能 是 消 费 力 下 降 的 原 因 。改 革 收
３７ ６ ７ ２１ ５ ０． １ ０１ １
－ ，６ ９ ３ ７ ９５ ７
经 过 尝 试 ， 尼 系 数 的 一 阶 差 分 序 列 通 过 平 稳 性 检 验 。检 验 基 结 果见 表 ４ 基 尼系数一 阶差 分序列 的 Ａ Ｆ检验统 计量 为一 ． ， Ｄ ３７ ２， 在显 著性水 平为 ５ ％的 条 件 下 拒 绝 序 列 不 平 稳 的 原 假 设 ，即 基 尼
时更新 调 整。
参考 文献 ： 【】 春 、 莎 ， 代 风 险 导 向 审 计 论 ［ ， 国 时 代 经 济 出 版 社 ． ｌ蔡 赵 现 Ｍ】 中
２ ６ ００
（ ） 立与风 险导 向审计 相适 应 的新 型审 计组 织 。在人 民 一 建
银 行分 支机构 成立 风险委 员会 ， 置 风险管 理部 门 ， 分散 在各 设 将
者之 间或社会各 个阶级之 间的分配 决定者 消费。 西方经济学 的 在
消 费 理 论 里 ． 费 力 是 由 消 费 倾 向 衡 量 的 ． 且 认 为 收 入 分 配 是 消 并
影 响消费的重要 的客观 因素。 凯恩 斯以人们边 际消 费倾 向递减 的 心理 为基础论证 了收入分 配对消费 的影响 。 于存在边 际消费倾 由 向随 着收 入的增 加而递 减 的行为 规律 ， 随着 收入 的提 高 ． 人们 的 消费 率是在 下降 ； 时 ， 同 因为高收 入者 的边 际消 费倾 向低 于低收 入者 的边 际消费倾 向 ， 以收 人分配差 距 的扩 大会 降低整体 的平 所
我国城镇居民消费与可支配收入关系的实证分析
《计量经济学》课程论文我国城镇居民消费与可支配收入关系的实证分析【摘要】本文旨在对1999我国城镇年人均收入变动对年人均各种消费变动的影响进行实证分析。
首先，我们综合了几种关于收入和消费的主要理论观点；进而我们建立了理论模型。
然后，收集了相关的数据，利用EVIEWS 软件对计量模型进行了参数估计和检验，并加以修正。
最后，我们对所得的分析结果作了经济意义的分析，并相应提出一些政策建议。
一．问题的提出随着市场经济的稳定繁荣和改革开放的深入发展，我国人均生活水平有了大幅度提高，其主要表现在人均可支配收入的增长。
联系我国“九五”期间的情况看，政府为加快经济发展所使用的扩张性财政政策收效明显，各种金融资产的利率也多次下调，其结果使大量储蓄直接转化为投资，将后期消费转化为当期消费，大大激活了商品市场，使其流动性增强。
投资的增加促使了商品的多元化快速发展。
90年代中期以来,短缺经济现象在我国基本消失,价格机制在资源配置中开始发挥基础性调节作用,市场供不应求的商品已很少见,供过于求的商品不断增加,价格开始出现持续下降。
我国城镇居民收入高,消费量大,商品化程度高,其消费对农村居民有一定的示范作用,在消费结构的研究中占有重要的地位,因而研究分析城镇居民消费结构及特征,对拓宽消费品市场渠道,确定经济发展战略,适时调整和正确引导居民消费方向,促进经济增长具有重大意义。
与此同时，改革开放以来的经济在从计划向市场转型的过程中，人民的消费水平、结构都发生了很大变化。
在90年代后期我国更是首次出现了有效需求严重不足的状况，影响我国消费的因素就更成了一个热点问题。
针对这种现象，本文收集了我国“九五”期间首年和末年各省、市、自治区的相关截面数据，并加以实证分析及比较对比分析，分析我国“九五”政策对我国经济发展的影响。
二．经济理论陈述<一>.西方经济学中关于消费与收入决定关系的有关理论假说 （一）凯恩斯绝对收入假说对于)(y f c = y y C APC )(= )(y C MPC '=有（1）1)(0<'<y C ，即C 会随收入的而增长 ，但其增量小于收入增量。
中国城镇居民人均可支配收入和消费支出关系的实证分析
中国城镇居民⼈均可⽀配收⼊和消费⽀出关系的实证分析2019-10-10⼀、研究背景、⽬的及意义依据西⽅经济学理论，⼈均消费和⼈均可⽀配收⼊成正相关关系。
这⼀关系是否在中国也成⽴呢，为此，我们收集相关数据，假设在中国⼈均可⽀配收⼊与⼈均消费⽀出存在正相关关系，并进⾏相关的实证分析。
这可以帮助我们了解中国居民的消费倾向，并且对指导相关政策有⼀定的意义。
⼆、样本及研究⽅法为了深⼊分析研究中国的城镇居民的⽣活费⽀出与可⽀配收⼊的具体数量关系，收集了中国城镇居民⽉⼈均可⽀配收⼊（SR）和⽣活费⽀出（SC）2007～2009年各⽉度数据序列（数据来源：中经⽹统计数据库）因时间序列数据的特殊性，其平稳性需要进⾏检验，此时可以使⽤EG两步法确认是否存在协整，并且对模型进⾏⼀定的误差修正。
三、实证与分析根据EG两步法的理论，⾸先考察⽣活费⽀出和⼈均可⽀配收⼊的单整阶数.通过软件Eviews中的具体操作过程如下：⾸先检验序列（SR）的平稳性，选带截距项，在滞后差分项下选2阶，通过估计结果来说，单位根检验的临界值分别为-3.577723，-2.925169，-2.600658，分别对应着在1%，5%，10%三个显著性⽔平检验，t检验的值为-3.438827⼤于1%临界值，因此⽆法拒绝H0，这说明⼈均可⽀配收⼊（SR）为⾮平稳序列，因存在单位根.在单位根检验中，为了确定⼈均可⽀配收⼊（SR）序列的单整阶数，选择确定对⼀阶差分序列进⾏单位根检验并且带有截距项，选择2阶滞后差分项，通过估计的结果来说，单位根检验的临界值分别为-3.581152，-2.926622，-2.601424，分别对应在1%，5%，10%三个显著性⽔平检验，t检验的值为-9.361364⼩于临界值，因此拒绝H0，可判断⼈均可⽀配收⼊（SR）的差分序列是平稳的，因不存在单位根，也就是说，（SR）序列是⼀阶单整的，SR～I（1）。
通过以上的理论⽅法同样可以可检验⽣活费⽀出（SC）序列也是⼀阶单整的，即SC～I（1）。
城镇居民生活支出与可支配收入的关系分析
城镇居民生活支出与可支配收入的关系分析在当今社会，城镇居民的生活水平和经济状况是备受关注的重要话题。
其中，生活支出和可支配收入之间的关系对于理解居民的经济行为、消费模式以及社会经济的运行都具有关键意义。
首先，我们来明确一下什么是城镇居民的生活支出和可支配收入。
城镇居民的可支配收入，简单来说，就是居民家庭在调查期获得并且可以用来自由支配的收入。
这包括了工资性收入、经营净收入、财产净收入以及转移净收入等。
而生活支出，则涵盖了居民在日常生活中用于满足各种需求的花费，如食品、衣着、居住、交通通信、教育文化娱乐、医疗保健等方面的支出。
从直观上看，可支配收入是决定生活支出的重要因素。
当居民的可支配收入增加时，通常会有更多的资金用于满足生活中的各种需求和享受，从而导致生活支出的上升。
例如，当一个家庭的月可支配收入从 8000 元增加到 12000 元时，他们可能会考虑更换更大的住房、购买更优质的食品、增加旅游和娱乐等方面的消费。
反之，如果可支配收入减少，居民可能会削减一些非必要的生活支出，以维持基本的生活水平。
然而，这种关系并不是简单的线性关系。
在实际情况中，居民的消费行为还受到多种因素的影响。
一方面，消费习惯和消费观念起着重要作用。
有些居民即使收入增加，也可能由于长期养成的节俭习惯而不会大幅增加生活支出，而是选择将多余的收入储蓄起来。
而另一些居民可能具有较强的消费意愿，即使收入增长有限，也愿意通过借贷等方式提前消费，提高生活支出水平。
另一方面，社会保障体系的完善程度也会影响居民的生活支出与可支配收入关系。
在社会保障较为健全的情况下，居民可能会减少预防性储蓄，更放心地将收入用于消费，从而提高生活支出在可支配收入中的比例。
反之，如果社会保障不足，居民可能会为了应对未来可能的风险而增加储蓄，减少当前的生活支出。
此外，家庭结构和人口特征也是不可忽视的因素。
例如，有子女正在接受教育的家庭，在教育方面的支出往往会相对较高；而老年人比例较高的家庭，可能在医疗保健方面的支出更为突出。
我国城镇居民人均可支配收入对消费支出影响的实证研究1300字
我国城镇居民人均可支配收入对消费支出影响的实证研究1300字摘要：消费需求是社会总需求的重要组成部分，直接影响着生产规模的扩大及整体经济水平的提高。
本文收集了2015年我国30个省份的截面数据，以此作为样本来分析城镇居民人均可支配收入对于消费支出的影响程度，结果表明当前我国城镇居民的消费弹性为0.9327，据此提出提高居民可支配收入进而刺激消费的政策建议。
关键词：人均可支配收入；消费支出；实证研究一、引言消费作为宏观经济学中重要的研究指标，对于生产发展及经济增长的拉动作用明显。
由凯恩斯的消费函数可知，城镇居民的消费支出主要由两部分组成，即自发消费与引致消费。
自发消费支出不受其他因素的影响，然而影响引致消费的因素有很多，包括物价水平、利率、当期可支配收入、未来收入预期等。
其中对引致消费影响效果最为显著的即当期可支配收入，其与边际消费倾向共同作用直接影响着居民实际消费支出，但当期可支配收入对消费支出的影响程度到底有多大，是本文即将展开分析的内容。
本文收集了我国30个省份的截面数据，以此作为样本来分析我国城镇居民人均可支配收入对于消费支出的影响程度，并据此提出相应的政策建议。
二、计量经济模型建立为了分析我国城镇居民人均可支配收入与消费支出的关系，本文选取了2015年我国30个省份的截面数据作为统计分析样本数据，其中把我国城镇居民人均可支配收入（单位：元）作为解释变量（用X表示），把消费支出（单位：元）作为被解释变量（用Y表示），建立了下述的一般模型：Yi=A+BXi+U（i=1，2，3，4），其中：Yi --各地区城镇居民平均第i种物品消费A --常数项B --代定参数X --各地区城镇居民平均收入U --随机扰动项三、模型的求解和检验通过EVIEWS9.0软件，利用OLS最小二乘法对线性回归模型进行回归分析及统计检验，并对其中可能存在的多重共线性、异方差性与自相关性进行补救，从而估计出最终的参数。
模型的回归分析结果如下：Yi=6543.531+0.9327Xi（1854.316）（0.0704）T=（3.5288）（13.2412）R2=0.8623 n=30 df=28F=175.3294 DW=2.37151.经济意义检验从模型中可以看出，当城镇居民可支配收入每增长1元时，居民消费支出将增加0.9327元，居民消费支出随着可支配收入的增加而增加，很明显符合实际情况，经济意义合理。
城镇居民可支配收入与消费性支出实证分析——以黑龙江为例
表1黑龙江省城镇居民年人均收入与支出(单位,元)20042005200620072008200920102011201220137470.718272.519182.3110245.2811581.2812565.9813856.5115696.1817759.7519597.05567.536178.016655.437519.288622.979629.6010683.9212054.212983.614161.7图1黑龙江省人均年可支配收入与消费性支出散点图图2Eviews回归分析表收稿日期:2015-07-11作者简介:刘根梅(1985-),女,江西萍乡人,研究方向:经济发展与经济增长。
城镇居民可支配收入与消费性支出实证分析———以黑龙江为例刘根梅(广州华立科技职业学院,广州511325)摘要:通过实证分析方法探究黑龙江省城镇居民消费支出与收入之间的关系,揭示可支配收入对居民消费性支出的贡献作用,为黑龙江省宏观经济运行提供实证依据,以更好地发挥消费对黑龙江经济增长的促进作用。
关键词:消费性支出;可支配收入;拟合优度中图分类号:F062.5文献标识码:A文章编号:1005-913X(2015)10-0096-01一、引言近年来黑龙江省经济取得了重大的进步,伴随着居民可支配收入的逐年增加,消费性支出也随之增加。
众所周知,消费既是社会再生产的起点,同时也是终点,其对经济的发展和产业结构的调整具有重要的引导作用。
线性回归分析理论的研究结果表明,可支配收入是影响居民消费支出最直接、最具决定性的因素。
根据2004年至2013年黑龙江省城镇居民人均可支配收入和人均消费性支出的统计数据,运用线性回归分析方法研究城镇居民消费性支出与可支配收入之间数量关系的规律,并通过得到的回归方程用2013年的实际人均可支配收入估计出2013年的城镇居民人均消费性支出,与2013年实际的消费性支出相比偏差很小,证明了方程的高度拟合,揭示了近年来城镇居民消费性支出与收入的特点和变化趋势,有助于有关部门和经营者制定切实可行的经济政策并进行有效的宏观调控,这对保持经济持续、健康发展具有重要意义。
可支配收入与消费水平之间的关系研究
可支配收入与消费水平之间的关系研究以2005-2014年天津市城镇居民人均可支配收入与消费水平为例【摘要】消费、投资、出口是拉动经济增长的“三驾马车”，消费作为宏观经济变量，是社会再生产过程的重要环节，消费决定着产品的需求，从而影响到生产和就业水平乃至整个经济水平，消费是拉动经济增长的重要动力，消费是宏观经济中一个必不可少的环节。
当前我国经济正处于飞速发展的阶段，经济调整和扩大内需的任务十分艰巨，在当前阶段，我们要继续保持适度宽松的货币政策和积极的财政政策，实现国民经济平稳较快发展。
【关键词】可支配收入消费水平回归分析一、研究的目的居民可支配收入是衡量人民生活水平的重要指标，人均可支配收入这项指标非常重要，因为它标志着居民的消费能力，居民的收入提高了还是降低了，有多大的消费能力，看一个居民、一个家庭有多大的消费能力就要看这个指标，因为它是可支配的，他可以用于消费、投资，购买股票、基金，用于存款，这个指标增长得越快，就反映人民生活水平提高的越快，反映它的消费能力就越强，这是很重要的指标，它是国家决策很重要的依据。
看收入的高和低主要看这个指标，如果这个指标高于物价的上扬，那么居民的实际生活水平是在提高的，如果低于物价的上涨，物价指数比他还要高那么也就是说人民的生活水平实际是在下降的。
消费需求不足一直都是中国经济发展的重要问题，我们从纵向变化趋势来看，中国的居民消费水平出现逐年下滑的趋势。
从横向比较来看，根据世界银行2007年的统计数据显示不同收入水平国家的平均居民消费率为65%，而我国的居民消费率大大低于全球消费水平。
随着中国市场经济水平的快速发展，在当前宏观的经济背景下，如何扩大居民的消费需求已经成为我国政府面临的重大挑战。
我国原有的经济模式必须发生转变，由出口外向型转为扩大内需型，引导与扩大居民消费需求是我国经济发展的当务之急。
从消费的经济贡献看，“短板效应”日益显著。
2005～2014年期间，消费需求对GDP 的贡献率由65.1%降至55.5%，而投资对GDP的贡献率由22.4%提高至48.8%。
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《计量经济学》课程论文我国城镇居民消费与可支配收入关系的实证分析小组成员：（金融学院99级）指导教师：日期：年3月——6月【摘要】本文旨在对1999我国城镇年人均收入变动对年人均各种消费变动的影响进行实证分析。
首先，我们综合了几种关于收入和消费的主要理论观点；进而我们建立了理论模型。
然后，收集了相关的数据，利用EVIEWS 软件对计量模型进行了参数估计和检验，并加以修正。
最后，我们对所得的分析结果作了经济意义的分析，并相应提出一些政策建议。
一．问题的提出随着市场经济的稳定繁荣和改革开放的深入发展，我国人均生活水平有了大幅度提高，其主要表现在人均可支配收入的增长。
联系我国“九五”期间的情况看，政府为加快经济发展所使用的扩张性财政政策收效明显，各种金融资产的利率也多次下调，其结果使大量储蓄直接转化为投资，将后期消费转化为当期消费，大大激活了商品市场，使其流动性增强。
投资的增加促使了商品的多元化快速发展。
90年代中期以来,短缺经济现象在我国基本消失,价格机制在资源配置中开始发挥基础性调节作用,市场供不应求的商品已很少见,供过于求的商品不断增加,价格开始出现持续下降。
我国城镇居民收入高,消费量大,商品化程度高,其消费对农村居民有一定的示范作用,在消费结构的研究中占有重要的地位,因而研究分析城镇居民消费结构及特征,对拓宽消费品市场渠道,确定经济发展战略,适时调整和正确引导居民消费方向,促进经济增长具有重大意义。
与此同时，改革开放以来的经济在从计划向市场转型的过程中，人民的消费水平、结构都发生了很大变化。
在90年代后期我国更是首次出现了有效需求严重不足的状况，影响我国消费的因素就更成了一个热点问题。
针对这种现象，本文收集了我国“九五”期间首年和末年各省、市、自治区的相关截面数据，并加以实证分析及比较对比分析，分析我国“九五”政策对我国经济发展的影响。
二．经济理论陈述<一>.西方经济学中关于消费与收入决定关系的有关理论假说 （一）凯恩斯绝对收入假说 对于)(y f c= yy C APC)(= )(y C MPC'=有（1）1)(0<'<y C ，即C会随收入的而增长 ，但其增量小于收入增量。
（2）fyy C y C )()(<'，即APCMPC <由ycy C APC)(= 可知yyy C cy C yy C y y C dyAPCd )()()()()(2-'=--'=有0)(<dy APC d ，即收入的平均消费倾向递减。
绝对收入假说下的消费函数通常采用线性形式bya C +=，100<<>b a此时ya b APCbMPC+==，函数bya c+≠符合假说10<<MPC 和APC MPC <（二）杜森贝利相对收入假说1．由于消费的示范效应，消费支出不仅受消费者自身收入影响，而且受他人消费支出和收入影响。
2．由于消费的棘轮效应，消费支出不仅受消费者当前收入影响，而且受他过去收入和消费支出影响，尤其受具高峰时期收入和消费支出影响。
即0100)(2102><<>++=b b a c b by a y Cc 表示过去最高消费水平，对APC 有0)(0<'=f y y f y C其中0y 表示过去最高收入水平。
（三）弗里德曼持久性收入假说该假说把收入y 分解为持久性收入p y 和暂时性收入t y ，把c 分解为持久性消费pc和暂时性消费t c ，有tpy yy+=，tpc cc+=假定： 1．从而0)()(=-=p t y y E y E2．ppyk c ⋅=，其中)(1u w r k k⋅=，k 是由利息率r ，消费者非人力资本财富w 其他因素u 决定的，认为k 通常是相对稳定的常数。
3.t c 与t y ，t c 与p y ，t c 与t y 不相关，即0)cov(=t t y c ，)cov(=p t y c ，),cov(=t p y c ，从而0)(=ct E ，因此)()()(p p t c E c c E c E =+=，进而有pyk y kE c E ⋅==)()(。
所以：消费函数tpt y b yb a yc 2)(++=不清101=>b a，在假设1012<<<b b 下，函数形式tpy b yb a c21++=成为弗里德曼持久性收入假说消费函数的修正形成或弱形式。
〈二〉.有关消费结构对居民消费影响的理论（一）消费结构是消费者为满足不同方面的需要，用于不同方面的消费支出在总消费支出中所占的比例关系。
它是居民消费行为的重要内容。
消费结构根本上说是由生产力发展水平决定的同时，又反过来对生产力发展水平产生重要影响。
研究居民消费结构，对于正确引导消费，实现消费结构合理化，为产业结构调整提供理论依据，以促进经济发展有重要意义。
西方经济学家对消费支出的分类，一般有以下3种， （1） 按吃、穿、住、用划分；（2） 按消费对象基本属性划分，分为非耐用消费品、耐用消费品、劳务 （3） 按消费的社会功能分为生理消费和社会消费。
消费结构变化取决于多方面因素，其中志决定作用的是人均收入水平。
恩格尔定律揭示了两者的关系，用恩格尔系数=，作为衡量个人家庭消费结构，以至一国居民消费结构变化的指标，也成为衡量富国、穷国的标准，一般也随着收入的增加，恩系趋于下降。
（二）从整个人类社会发展过程看，消费结构变化一般规律可概括为四个转化 （1）从自给性消费为主的消费结构向商品性消费结构转化。
（2）在商品性消费结构中，吃为主的消费结构向穿用为主的消费结构转化。
（3）由物质性消费为主向精神和劳务性消费为主的结构转化。
（4）由商品消费结构向产品性消费结构转化。
（三）消费结构在其发展过程中呈现出来的不同阶段性特点，是由生产力发展的不同水平决定的。
低级阶段特点是以吃穿两项占绝大比重，中级发展阶段吃穿退居次要地位，耐用消费品占主要地位；高级阶段上物质生活消费退居次要地位，文化精神生活消费上升为主要内容。
（四）.城镇居民消费模型的建立与估计目前国际上广泛采用“线性支出系统”或“扩展线性支出系统”(ExtendedLinearExpenditureSystem 缩写为ELES)建立模型。
线性支出系统是英国经济学家斯通(R ·stone)于1954年提出的,是用效用函数直接推导出的一种较为复杂的需求系统研究(也称消费结构研究)。
1973年经济学家路迟(C ·Lluch)在线性支出系统基础上作了两点改进,又提出了扩展线性支出系统。
ELES 用模型表示为PiXi=PiX0i+α*i(Y-ΣPiX0i) i=1,2,…,n;0<α*i<1Σα*i<1式中:PiXi ——第i 种商品人均消费总支出额;PiX0i ——第i 种商品基本需求量(最低限度消费量);Y ——人均可支配收入;ΣPiX0i ——人均基本需求总支出;α*i ——第i 种商品的边际消费倾向;1-Σα*i ——边际储蓄倾向。
模型可解释为:给定居民的收入水平Y,他们首先购买各种基本消费品PiX0i 。
三、相关数据收集在进行实证分析的过程中，所需要的数据，应是能够度量收入对消费倾向的影响的指标。
在收入指标和消费倾向的选择上，我们所用的数据均来源于《中国统计年鉴》 所设模型的样本容量为30个左右，对于一元回归分析计算要求和目已经足够了。
%100 总支出金额食物支出金额表二.1995年各地区城镇居民家庭平均每人全年生活费支出四.计量经济模型的建立我们建立了下述的一般模型：Yi=α+X+Ｕt (i=1,2,3,4)其中Yi ——各地区城镇居民平均第i 种物品消费 Ｃ ——常数项——代定参数X ——各地区城镇居民平均收入 Ｕt ——随即扰动项。
五、模型的求解和检验我们分别利用EVIEWS 软件，用最小二乘法进行回归分析及统计检验，并针对其中有自相关和异方差影响的方程，进行修正后再来估计参数。
ββ各方程如下：Y1= 28.26117+0.341614X Y2= 359.6067+0.02296X(0.229796) (16.93639) (4.524146)(1.688777) R 2=0.908162 F=286.3414 DW=1.342728 R 2=0.08998 F=2.851967 DW=1.697139Y3= 52.46606+0.032013X Y4= 17.45969+0.0.034105X (1.118259)(4.240647) (0.281288)(3.350183) R 2=0.382757 F=17.88309 DW=1.304749 R 2=0.279032 F=11.22 DW=1.46219〈一〉．经济意义的检验从经济意义上来说居民消费支出应随着收入的增加而增加，边际消费倾向MPC 应满足 0〈 MPC 〈 1 ，根据OLS 回归所得：1=0.341614， 2=0.022016， 3=0.03263， 4=0.034105，均大于0小于1，所以模型的参数估计是符合经济理论的。
i 是样本回归方程的斜率，它表示我国城镇居民的边际消费倾向，说明年人均可支配收入每增加一元，将有i 元用于消费支出，C 是样本回归方程的截距，它表示不变可支配收入影响的自发消费行为,其符号与大小均符合经济理论和目前我国的实际情况。
〈二〉．统计推断的检验（一）收入对食品支出的影响 R 2=0.908162 说明总离差平方和的90.8163%被样本回归直线解释，仅有不足10%未被解释，因此样本回归直线对样本的拟合优度是很高的。
t=16.93639 查表t0.05=2.045 t>t0.05 n-2=29， 说明收入增加对食品支出影响显著（二）收入对衣着支出的影响 R 2=0.08998 模型整体拟合优度较差t=1.688777<t0.05 说明收入增加对衣着支出影响不显著 （三）收入对医疗支出的影响 R 2=0.382757 模型整体拟合优度较差t=4.240647>t0.05 可支配收入对医疗指出有显著影响 （四）收入对住房支出的影响 R 2=0.279032 模型整体拟合优度较差t=3.350183>t0.05 可支配收入对住房支出有显著影响 〈三〉。
计量经济的检验 （一）多重共线性检验ββββββ因为在我们的模型中只涉及一个解释变量，所以不存在多重共线性。
（二）.异方差性的检验运用Goldfeld-Quandt检验，将的样本观测值按升序排列，的样本观测值按原来与的对应关系排列，略去中心约1/4即8个样本观测值，将剩下的22个样本观测值分成容量相近的两个子样本，每个查表知F(10,10)(0.05) =2.98,经比较，发现y1与y2 存在异方差性，y3 ,y4 不存在异方差性用加权最小二乘法WLS进行修正。