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
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。
eviews软件对于我国城镇居民消费性支出和可支配收入的分析
我国城镇居民消费性支出和可支配收入的分析我国城镇居民消费性支出和可支配收入的分析一：研究目的及要求居民消费支出是指城乡居民个人和家庭用于生活消费以及集体用于个人消费的全部支出。
居民可支配收入是居民家庭在调查期获得并且可以用来自由支配的收入。
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。
为研究我国城镇居民消费支出与收入的相关性，探讨城镇居民可支配收入与消费性支出之间数量关系的基本规律，揭示可支配收入在居民消费性支出中的作用，对于宏观经济运行提出合理化建议，根据1994——2008年全国城镇居民消费性支出与可支配收入的基本数据，利用EVIEWS软件对计量模型进行了参数估计和检验，对城镇居民消费性支出与可支配收入之间数量关系进行分析从而证明增加居民收入来刺激消费，增加消费性支出的必要性。
二、模型设定及其估计食品支出，居民住房，医疗保健以及衣着对于居民日常生活来说是必不可少的支出，因此我考虑的影响因素主要有食品支出X2，居住支出X3,医疗保健X4，衣着方面X5，建立了下述的一般模型：+e t其中Y——居民的可支配收入tX——食品支出2X——居住支出3X——医疗保健4X——衣着支出5e t——随即扰动项。
从1995---2009年的中国统计年鉴中收集到以下数据：年份Y收入（元）X2(食品支X3(居住) X4(医疗保健) X5(衣着支出) （元）利用Eviews软件，输入Y、X2、X3、X4、X5、X6等数据，采用这些数据对模型进行OLS回归，结果如表1：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/16/10 Time: 11:19Sample: 1994 2008Included observations: 15Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.X2 2.194021 0.585904 3.744679 0.0038X3 0.214399 1.585739 0.135204 0.8951X4 6.304798 2.000612 3.151434 0.0103X5 2.098000 1.908098 1.099524 0.2973C -1227.160 365.0907 -3.361246 0.0072R-squared 0.997209 Mean dependent var 7974.180Adjusted R-squared 0.996092 S.D. dependent var 3628.636S.E. of regression 226.8423 Akaike info criterion 13.94759 Sum squared resid 514574.4 Schwarz criterion 14.18361 Log likelihood -99.60692 F-statistic 893.0849 Durbin-Watson stat1.471612 Prob(F-statistic) 0.000000表1 表2残差图-400-2000200400400080001200016000949596979899000102030405060708ResidualActualFitted表2由表2可以看出，残差的变动有系统模式，连续为正和连续为负，表明残差项存在一阶正自相关，模型中t 统计量和F 统计量的结论不可信，需采取补救措施。
城镇居民人均可支配收入与总消费分析
城镇居民人均可支配收入与总消费分析
背景分析
十八大报告提出，到 2020年，实现国内生 产总值和城乡居民收 入比2010年翻一番。 这是首次明确提出居 民收入倍增目标。
自金融危机以来， 我国一直在刺激国内 消费，希望减轻金融 危机对我国的影响。 那么，居民收入的增 加会对我国目前的总 消费产生多大的作用 哪？
加强交通建设管理，确保工程建设质 量。05: 04:3405:04:3405:04Thursday, October 15, 2020
安全在于心细，事故出在麻痹。20.10. 1520.10.1505: 04:3405:04:34October 15, 2020
踏实肯干，努力奋斗。2020年10月15 日上午5 时4分2 0. 10. 15 20. 10. 1 5
Yˆi 2639.756 10.0882Xi （770.0307）（0.091068）
t=（-4.428118）（110.7768）
R2 0.997561 F 12271.49 df 30
模型检验
1、可决定系数：R2 0.997561 模型整体拟合很 好
2、系数显著性检验：给定α=0.05，查t分布 表，在自由度为n-2=30临界值为 t0.025(30) =2.0423 因为t= 110.7768> t0.025(30) =2.0423 说明“城镇居民人均可支配收入X”对“总 消费Y”有显著影响。
3、用p值检验α=0.05 p=0.0000
4、经济意义检验
估计的解释变量的系数为10.0882， 说明城镇居民人均可支配收入每增加1 元，总消费就增加10.0882亿元，这与 经济学中的收入与消费成正比例关系 相一致。
5、经济预测
中国城乡居民收入与消费支出关系的实证分析
48 2014 年 23期 总第 762 期
商业研究
（1）用 Eviews7 对农村家庭的人均纯收入 x（SR）和消费支
出 y(ZC)做一个简单的线性回归分析 ，从散点图可以看出农 村家庭的人均纯收所以用一元线性回归方程 y=a + bx 来进行拟 合，用最小二乘估计得到一元线性回归方程：
摘 要：随着我国经济飞速的发展，人们的生活水平不断地 提高，为了进一步了解我国城镇居民和农村家庭的生活水平。本 文利用 2012 年我国 31 个省市城镇和农村家庭生活纯收入与消 费支出的基本数据，应用回归分析方法研究了我国各地城镇和 农村家庭生活消费支出与纯收入及其纯收入来源之间数量关系 的基本规律，并对城镇和农村进行比较。
商业研究
运管理等，用统一的商业规划控制业主的经营品类，限制业主 的自行招商。另外，商业地产需要翻新和改造时，整体改造费用 的收缴也容易引发矛盾。
4.拓宽融资渠道 商业地产开发面临的最大困难是资金不足。虽说小城镇商 业地产规模相对较小，但就中小地产开发商的实力而言，仍然 需要足够的资金支持。一般而言，商业地产商开发项目的资金 来自于自身的积累和传统的外源融资。自身资金积累主要是自 有资金和股权融资，自有资金的积累过程相当缓慢，并且十分 有限。而股权融资目前的利用也十分有限。传统的外源融资主 要是银行贷款和建筑企业的垫资等，其中又以银行贷款主。据 相关资料显示, 商业地产开发对银行的信贷依赖水平在 70%到 80%，而开发企业资本金仅够支付项目的土地出让金。自从国家 出台房地产宏观调控政策后，银行对开发贷款的审查相当严 格，开发企业尤其是中小企业很难获得银行贷款，融资难使项 目开发面临资金链断裂的风险。因此，多渠道解决资金成为商 业地产开发的关键问题。目前商业地产多渠道的融资框架在大 中城市已基本形成，而小城镇的经济活力和相关的引资机制远 不比大中城市，融资问题在很大程度上制约了小城镇商业地产 的开发。因此，小城镇商业地产开发商应积极拓宽融资渠道、探
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。
我国城镇居民收入与消费支出的关系
统计学论文目录（一）：研究方向（二）：摘要（三）：关键词（四）：引言（五）：城镇居民收入与消费支出的内涵（六）：城镇居民收入的构成变化的分析（七）：城镇居民消费支出的构成变化的分析（八）：城镇居民收入与消费支出之间的相关关系（九）：相关建议的给出与总结我国城镇居民收入与消费支出的关系摘要：科学、合理的消费会促进整个社会的发展。
协调好收入与支出的关系更加关系到居民的生活。
本文将以城镇居民的收入与消费支出为例，分析居民近十年的收入、消费构成及其变化发展，同时分析收入与消费支出之间的发展变化关系，并做相关总结，希望能用来做相关参考。
关键词：城镇居民、人均收入、人均消费、关系、指标体系。
引言：随着我经济的快速增长，我国居民的收入呈现快速的上升趋势，而国民消费也随之大幅度增加。
而尤以城镇居民的收入与消费关系表现的更为突出。
合理、科学的消费支出不仅能提高人民的生活水平与质量，更能促进整个国民经济的发展与市场经济的成熟。
相反，则会降低居民的生活质量，阻碍国民经济的发展，扰乱社会治安，增加犯罪数量，不利于和谐社会的构建和共产主义社会的实现。
所以及时对居民的收入与消费进行了解是提高我国居民生活水平很重要的环节。
而我们应当在此基础上对其进行引导，指示。
使我国居民在经济发展的同时处理好收入与消费支出之间的关系。
并积极支持我国的经济政策。
这里我们将以城镇居民为例进行分析，以此来总结我国城镇居民收入与消费支出之间的关系。
一、城镇居民收入与消费支出的内涵城镇居民收入:指被调查城镇居民的实际收入，包括经常或固定得到的收入和一次性收入。
不包括周转性收入，如提取银行存款、向亲友借款、收回借出款及其他各种暂收款。
具体的居民收入主要包含：实际收入与可支配收入。
而可支配收入又主要包括：工薪收入、经营净收入、财产性收入、转移性收入四个方面。
城镇居民消费性支出 :指被调查的城镇居民家庭用于日常生活的全部支出，包括购买商品支出和文化生活、服务等非商品性支出。
中国城镇居民人均可支配收入与平均每人全年消费性支出
中国城镇居民人均可支配收入与平均每人全年消费性支出中国城镇居民人均可支配收入与平均每人全年消费性支出的分析——基于平稳性检验和协整检验李丹吴伊刘覃莹国贸5104班摘要:为了考察1994-2010年中国城镇居民人均可支配收入与平均每人全年消费性支出的关系，运用统计检验、协整检验等检验分析方法采用Eviews6.0软件分析了1994-2010中国城镇居民人均可支配收入与平均每人全年消费性支出，结果表明中国城镇居民平均每人全年消费性支出变化的99.8764%可由人均可支配收入的变化来解释。
从斜率项的t检验值看，大于5%显著水平下自由度为n-2=13的临界值(13)=2.160，且该斜率值满足t0.0250<0.666754<1,符合经济理论中边际消费倾向在0与1之间的绝对收入假说，表明2010年，中国城镇居民人均可支配收入每增加1元，平均每人全年消费性支出增加0.666754元。
关键词中国城镇居民人均可支配收入平均每人全年消费性支出分析统计检验协整检验一、引言二、时间序列数据的来源表一收集了1994-2010年中国城镇居民人均可支配收入与平均每人全年消费性支出时间序列数据，其中Y代表人均可支配收入，X代表消费支出。
下面给出Eviews 进行相关分析。
1994-2010年中国城镇居民人均可支配收入与平均每人全年消费性支出的数据(来源:数据来源于1993年至2010年中国统计年鉴) 如下所示:表一年份人均可支配收入Y 平均每人全年消费性支出X 1994 3496.2 3125.32 1995 4293 3537.56 1996 4838.9 3919.46 1997 5160.3 4158.62 1998 5425.1 4331.61 1999 5854 4998 2000 6280 5090.1 2001 6859.6 5308.99 2002 7702.8 5834.31 2003 8472.2 6510.94 2004 9421.6 7182.1 2005 10493 7942.88 2006 11759.5 8696.55 2007 13785.8 9994.47 2008 15780.8 11242.85 2009 17174.7 12264.55 2010 19109.4 13471.45 三、建立模型设定的线性回归模型为:Y=+X+ ,,,01下表给出了采用Eviews软件对表一数据进行回归分析的结果。
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。
我国城镇居民人均年收入水平与消费支出水平的关系
我国城镇居民人均年收入水平与消费支出水平的关系姓名韩霜班级09国贸四班学号09219020424摘要本文旨在对1980到2009城镇居民年收入对各种消费的影响进行实证分析。
首先，综合集中关于收入和消费的几种主要观点建立理论模型，然后收集相关数据，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，最后进行经济意义分析，并相应提出一些政策建议。
关键词收入消费计量经济一：问题随着市场经济的繁荣和改革开放的深入发展，我国人均生活水平有了很大的提高，其主要表现在人均可支配收入的增长。
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整作用，市场供不应求的现象基本消失。
供过于求的商品不断增加，价格开始出现急剧下降。
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。
促进经济增长有重要意义。
三．论据方法1、数据收集数据来源：2010中国统计年鉴 2、模型的估计与检验05000100001500020000500010000150002000025000XY从散点图可以看出人均可消费性支出与人均可支配收入大体呈线性的关系，所以简历如下模型：用最小二乘法线性回归模型Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 01/03/12 Time: 10:41 Sample: 1980 2009 C 1364.464 899.8577 1.516311 0.1407 R-squared0.661942 Mean dependent var 6430.320 Adjusted R-squared 0.649868 S.D. dependent var 5410.594 S.E. of regression 3201.553 Akaike info criterion 19.04500 Sum squared resid 2.87E+08 Schwarz criterion 19.13841 Log likelihood -283.6750 F-statistic 54.82597由表得出：Y=1364.464+0.693910X(1.516311) (7.404456)R*2=0.661942 DW=2.09 F=54.82597 T=30（1）经济意义检验所估计的解释变量的参数你，这说明人均可支配收入每相差一个单位，人均可消费性支出相差0.693910个单位。
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
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
系，说明它们之间保持有长期的均衡关系。可是在短期内出现 失衡的状况是可能的．，为了提高回归模型的判断精度，把误 差项ｅｔ在回归模型中作为均衡误差看待，因此下一步可以通过 建立误差修正模型将ＳＣ与ＳＲ的之间的短期行为与长期变化联
ｅｔ（一１）估计的系数－０．５４１６９５说明了模型对偏离的修正，这进 一步说明如果上一期对均衡水平的偏离如果越远，那么本期对 模型的修正的量就会越大，也就是说，此模型系统是存在误差
修正机制的。
参考文献：
『１１庞皓．《计量经济学》．北京，科学出版社，２００６． 【２】易丹辉．《数据分析－与Ｅｖｉｅｗｓ应用》冲国人民大学出版
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一３．５８１１５２，－２．９２６６２２，一２．６０１４２４， 分别对应在１％，５％，１０％三个显著性水平检验，ｔ检验的值 为一９．３６１３６４ｄｘ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，
和消费支出关系的实证分析
■王瑛江西财经大学
一、研究青■、目的厦意义 依据西方经济学理论，人均消费和人均可支配收入成正相
因此做截距项为零的ＤＦ检验，检验的估计结论为：，在５％的 显著新水平下，ｔ检验的值为－－４．１４１９５３，小于临界值，因此 可以拒绝原假设，这说明残差序列是平稳序列不存在单位根，
（ＳＲ）与（ＳＣ）之间存在协整关系。 生活费支出（∞）与可支配收入（ＳＲ）之间存在协整关
以将ｅ进行单位根检验。另外可以看到，因残差的均值是零，
ｗｗｗ．ｓｈａｎｃｊｃｈａｎｇ．ｃｏｒｎ．ｏｎ
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 。
我国各地区城镇居民消费支出影响因素实证分析
我国各地区城镇居民消费支出影响因素实证分析摘要：本文利用2012年中国内地各地区城镇居民消费支出与城镇居民可支配收入、居民人民币储蓄存款余额、人均地区生产总值的截面数据，建立多元线性回归模型。
通过对模型的检验、预测，可以得出结论：城镇居民可支配收入、居民人民币储蓄存款余额和人均地区生产总值均对城镇居民消费支出具有显著性的影响。
关键词：消费支出、可支配收入、储蓄存款余额、人均地区生产总值随着经济水平的不断发展，居民消费水平也在不断地提高，从社会生产的角度来看，消费就是最终环节。
居民消费水平是指居民在物质产品和劳务的消费过程中，对满足人们生存、发展和享受需要方面所达到的程度。
通过消费的物质产品和劳务的数量和质量反映出来。
居民消费水平是指居民在物质产品和劳务的消费过程中，对满足人们生存、发展和享受需要方面所达到的程度。
它主要通过消费的物质产品和劳务的数量和质量来反映。
我国居民消费水平，直接影响了我国的经济增长速度。
一、相关概念解析1、居民消费支出：居民消费支出是指城乡居民个人和家庭用于生活消费以及集体用于个人消费的全部支出。
包括购买商品支出以及享受文化服务和生活服务等非商品支出。
对于农村居民来说，还包括用于生活消费的自给性产品支出。
集体用于个人的消费指集体向个人提供的物品和劳务的支出；不包括各种非消费性的支出。
其形式是通过居民平均每人全年消费支出指标来综合反映城乡居民生活消费水平。
2、人均可支配收入：人均可支配收入指个人收入扣除向政府缴纳的个人所得税、遗产税和赠与税、不动产税、人头税、汽车使用税以及交给政府的非商业性费用等以后的余额。
个人可支配收入被认为是消费开支的最重要的决定性因素。
因而，常被用来衡量一国生活水平的变化情况。
3、居民人民币储蓄存款：储蓄存款指为居民个人积蓄货币资产和获取利息而设定的一种存款。
储蓄存款基本上可分为活期和定期两种。
活期储蓄存款虽然可以随时支取，但取款凭证-存折不能流通转让，也不能透支。
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。
重庆城市居民人均可支配收入和消费性支出协整关系实证分析
重庆城市居民人均可支配收入和消费性支出协整关系实证分析消费、投资、进出口是推动经济增长的三大动力。
后危机时代，消费成为经济增长最大的拉动力，而影响消费的主要因素是居民收入。
本文运用协整理论，探讨了重庆市城市居民人均可支配收入和人均消费性支出之间的长期均衡和短期波动关系。
进一步证实了收入与消费间的协整关系，研究结果显示重庆市城市居民的消费支出具有一定的“滞后性”，且当期消费不能摆脱过去的消费习惯。
关键词：可支配收入消费性支出协整关系凯恩斯认为，收入是影响居民消费的主要因素，并且消费是随着收入的增加而增加。
消费由什么因素来决定？在这诸多因素中，起主要作用的是什么？收入与消费是否具有长期均衡关系？在短期来看，消费波动是受什么因素的影响？针对这一系列问题，国内外学者也做过相应的研究，并取得了一定的研究成果。
如王微（2003）对中国城乡居民收入与消费水平、结构与趋势的研究，于桂荣（2004）论城乡居民收入对消费的影响，杨汇道等（2001）对安徽省城镇居民消费情况进行实证分析，苏明君（2002）对辽宁省城镇居民消费与收入关系进行协整研究等。
改革开放以来，重庆市城市居民消费水平逐年递增，收入也在不断地增加。
本文通过SAS统计软件，运用协整理论，来探讨二者之间的长期均衡和短期波动关系。
数据说明研究数据来源于《重庆市统计年鉴（2008）》，选取1985-2007年的重庆城市居民人均可支配收入和人均消费性支出的年度数据进行实证分析研究，分别用变量income和payout来表示，对income和payout进行了取对数处理，相应表示为LNincome和LNpayout，以减少或消除时序数据的异方差。
样本数量为23。
研究思路及方法（一）人均可支配收入与消费性支出的描述性分析图1中实线表示人均可支配收入，虚线表示人均消费性支出。
从图中可以看出，收入和消费均呈现出明显的长期递增趋势，且增加的速度也同样呈现出递增的趋势，但收入增加的速度比消费稍快，特别是2004年以后。
城镇居民家庭人均支配收入与消费支出分析(doc 8页)
城镇居民家庭人均支配收入与消费支出分析(doc 8页)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，y 1,x 1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1,0002,0003,0004,0005,0006,0007,0008,0009,00024681012141618YX取对数后的序列时序图9.28.88.48.07.67.26.86.424681012141618Y1X1原有序列散点图9,0008,0007,0006,0005,000Y4,0003,0002,0001,00002,0004,0006,0008,000X6.57.07.58.08.59.09.56.46.87.27.68.08.48.8X1Y 1收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 -3.886751 5% level -3.052169 10% 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 -3.920350 5% level -3.065585 10% 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。
我国人均消费影响因素的实证分析
我国人均消费影响因素的实证分析人均消费是衡量一个国家经济状况的重要指标之一，影响人均消费的因素众多，包括经济收入水平、就业情况、人口结构、教育水平等。
本文将从实证分析角度探讨我国人均消费的影响因素。
首先，经济收入水平是影响人均消费的重要因素之一。
随着经济的发展，人们通过工作获得的收入也在不断增加。
相较于低收入人群，高收入人群的消费能力更强，因此其人均消费水平也更高。
这一点可以通过对我国东部发达地区和中西部欠发达地区人均消费水平的比较得以证实。
其次，就业情况也对人均消费产生重要影响。
就业率的提高将为更多的人提供稳定的收入来源，进而促进人均消费的增长。
在我国，随着经济的转型和发展，城镇化进程不断加快，就业机会也不断增加。
这导致了越来越多的人从农村迁往城市，寻找更好的就业机会。
因此，城镇化和就业率的提高是我国人均消费增长的重要基础。
另外，人口结构也对人均消费产生重要影响。
年轻人常常是消费的主力军，他们更有消费能力和意愿，因此人口结构中青年人口的比例越高，人均消费水平也越高。
而我国正处于老龄化社会转型期，老年人口比例逐渐增加，这对人均消费产生了一定压力。
然而，随着老年人消费需求的增加，特别是在养老、医疗等方面的消费需求上，老年人口也逐渐成为重要的消费群体。
最后，教育水平也对人均消费产生一定的影响。
教育水平的提高可以提高人们的就业能力和收入水平，从而增加人们的消费能力。
此外，教育水平的提高还可以提高人们的消费理性，使他们更加注重理财规划，从而提高人均消费水平。
综上所述，我国人均消费水平受到多方面因素的影响。
经济收入水平、就业情况、人口结构和教育水平的提高都可以促进人均消费的增长。
因此，在制定经济政策时，应综合考虑这些因素，以促进我国人均消费水平的提高。
人均消费作为一个关键的经济指标，对于评估一个国家的生活水平和消费能力至关重要。
我国作为一个发展中国家，人均消费水平的提高可以反映出经济发展的成果和人民生活的改善。
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。
我国城乡居民收入差距对居民消费需求的影响的实证分析
我国城乡居民收入差距对居民消费需求的影响的实证分析2023-10-30contents •引言•我国城乡居民收入差距现状及影响因素分析•我国城乡居民消费需求现状及影响因素分析•我国城乡居民收入差距对居民消费需求的实证分析•结论与政策建议目录01引言当前我国经济已由高速增长阶段转向高质量发展阶段，促进消费成为经济增长的重要推动力。
城乡居民收入差距对居民消费需求有显著影响，缩小收入差距对于激发居民消费潜力具有重要意义。
研究背景与意义研究内容探讨我国城乡居民收入差距对居民消费需求的影响，分析不同收入层次对消费支出的影响，并运用实证方法检验收入差距与消费支出的关系。
研究方法采用定性和定量相结合的方法，收集相关数据并建立回归模型进行分析。
研究内容与方法本研究有助于深入了解城乡居民收入差距对消费需求的影响，为制定相关政策提供参考。
贡献由于数据来源和时间限制，研究可能存在一定的局限性。
限制研究贡献与限制02我国城乡居民收入差距现状及影响因素分析城镇居民可支配收入高于农村居民，且差距呈逐年扩大趋势。
绝对收入差距相对收入差距收入来源结构城镇居民可支配收入增长速度高于农村居民，导致相对收入差距也呈扩大趋势。
城镇居民多元化收入来源，而农村居民主要依靠农业等生产活动。
03我国城乡居民收入差距现状0201影响因素分析户籍制度、土地制度、社会保障制度等影响城乡居民的就业、收入分配和消费水平。
政策因素地区经济发展不平衡，导致城乡居民收入和消费水平存在差异。
经济发展城乡居民教育水平存在差异，影响就业机会和收入水平。
教育水平农业和非农产业的结构和比重影响农村居民的收入水平和消费结构。
产业结构随着收入水平提高，人们的消费支出增加，但消费占收入的比重逐渐降低。
边际消费倾向递减随着收入差距扩大，高收入群体对奢侈品的需求增加，而低收入群体对基本生活必需品的需求难以满足。
消费结构变化城乡居民收入差距扩大导致消费需求不足，制约了经济增长的速度和质量。
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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
■王 瑛 江西财经大学
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） 。 为了分析可支配收入（SR）和生活费用（SC）序列数据 之间是否协整，理论上应先对两个变量进行回归检验，然后通 过对回归残差的平稳性的检验来判断。 将以上的生活费支出（SC）变量作为被解释变量，而人 均可支配收入（SR）为解释变量，估计的回归模型为 为了得出回归残差是否平稳的特性，设et=Resid，从而可 以将et进行单位根检验。另外可以看到，因残差的均值是零， 作者简介：王瑛（1987.6.21.--）女，汉族，籍贯：江西 高安，硕士研究生，江西财经大学，会计硕士，研究方向：会 计理论与实务 参考文献： [1]庞皓.《计量经济学》.北京，科学出版社，2006. [2]易丹辉.《数据分析与Eviews应用》.中国人民大学出版 社，2009. [3]William H.Green，Econometric Analysis,，Prentice-Hall International Inc.，1997. [4]Robert S.Pindyck & Daniel L.Rubinfeld，Ecnometric Model and Economic Foreasts，forth edition，McGraw-Hill Companies，1998. 因此做截距项为零的DF检验，检验的估计结论为： ，在5%的 显著新水平下，t检验的值为-4.141953，小于临界值，因此 可以拒绝原假设，这说明残差序列是平稳序列不存在单位根， （SR）与（SC）之间存在协整关系。 生活费支出（sc）与可支配收入（SR）之间存在协整关 系，说明它们之间保持有长期的均衡关系。可是在短期内出现 失衡的状况是可能的.，为了提高回归模型的判断精度，把误 差项et在回归模型中作为均衡误差看待，因此下一步可以通过 建立误差修正模型将SC与SR的之间的短期行为与长期变化联 系起来。 误差修正模型的结构如下：
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SCt SRt et 1 t
将作为 SCt 被解释变量，以 SRt 和 et 1 作为解释变量， 估计回归模型，最终得到误差修正模型的估计结果为：
SCt 0.393897 0.528305SRt -0.541695et 1
t=（0.064） （12.193） （-3.994） R2=0.7769 DW=1.8979 四、结论 通过以上的分析可以看到，城镇居民月人均生活费用支出 的变化食欲可支配收入的变化紧密联系的它不仅仅根据可支配 收入的变化而变化，更重要的是它还因上一期生活支出对均衡 水平的不同而有所偏离，即消费支出是有惯性特征的，误差项 et（-1）估计的系数-0.541695说明了模型对偏离的修正，这进 一步说明如果上一期对均衡水平的偏离如果越远，那么本期对 模型的修正的量就会越大，也就是说，此模型系统是存在误差 修正机制的。