收益管理-研究城镇居民可支配收入与人均消费性支出的关系计量经济学模型 精品
人均可支配收入与居民消费支出的关系精选文档
人均可支配收入与居民消费支出的关系精选文档TTMS system office room 【TTMS16H-TTMS2A-TTMS8Q8-人均可支配收入与居民消费支出的关系关键词：人均可支配收入、居民消费支出摘要：本次研究的主要目的是利用计量经济学模型研究人均可支配收入和居民消费支出这二者之间的内在关系。
一、前言人均可支配收入：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。
居民消费支出：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。
随着改革开放三十年的到来，我们大家回首这三十多年的光辉历程，全国人民在伟大的中国共产党和各代党中央领导人的带领下，大力发展经济建设，把中国领上了繁荣复兴的发展大道上。
国家领导人对民生问题很重视，在努力发展经济的同时不忘改善国民的生活水平。
人民生活水平不断提高，购买力不断增强，研究居民消费水平对于把握区域经济的宏观平衡和动态增长具有不可忽视的意义。
二、理论模型1.基本假设在其它条件不变的情况下，假定每单位人均可支配收入的变化都会引起相应的居民消费支出的变化2.数学模型推倒Y=C+BX（Y-居民消费支出 X-人均可支配收入）3.假说人均可支配收入X的高低对居民消费支出Y有影响假想人均可支配收入X和居民消费支出Y正相关四、结果与检验1.介绍所使用数据来源资料来源于国家统计局网站散点图： 0.005000.0010000.0015000.0020000.0025000.0030000.0035000.000.002000.004000.006000.008000.0010000.0012000.0014000.0016000.00系列1通过E-VIEWS 做回归得出结论：2.介绍对象假说的统计检验结果显着性检验P值越低，拒绝零假设的证据越充分，表明参数通过统计检验3.介绍和分析最后选择的模型结果方程及回归解释1、方程为：Y=+2、回归解释：符合预期，人均可支配收入与居民消费支出正相关。
城镇居民人均可支配收入对人均消费支出的影响研究——基于凯恩斯消费函数的实证分析
城镇居民人均可支配收入对人均消费支出的影响研究——基
于凯恩斯消费函数的实证分析
童百利; 杨贤传; 李国安
【期刊名称】《《长春大学学报（社会科学版）》》
【年(卷),期】2012(022)006
【摘要】根据安徽铜陵市1990-2010年城镇居民人均可支配收入和人均消费支出统计数据,依据凯恩斯消费函数,运用协整理论和误差修正模型,分析了铜陵市城镇居民人均可支配收入对人均消费支出的长期和短期影响,发现两者无论在长期还是在短期内均存在高度的相关性,并对提高城镇居民人均可支配收入提出了相关建议。
【总页数】5页(P1338-1342)
【作者】童百利; 杨贤传; 李国安
【作者单位】铜陵职业技术学院管理系安徽铜陵244000
【正文语种】中文
【中图分类】F061.4
【相关文献】
1.中国农村居民消费函数的实证分析——对凯恩斯消费函数的修正 [J], 胡静娴
2.基于凯恩斯消费函数的青海城乡居民消费实证分析 [J], 迮晓明
3.基于凯恩斯消费函数的我国城乡发展差距变化实证分析 [J], 徐晖
4.城镇居民人均可支配收入对人均消费支出的影响研究——基于凯恩斯消费函数的实证分析 [J], 童百利;杨贤传;李国安
5.基于消费函数模型的内蒙古城镇居民人均可支配收入对人均消费支出影响的分析研究 [J], 文志月
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研究城镇居民可支配收入与人均消费性支出的关系(计量经济学模型)
研究城镇居民可支配收入与人均消费性支出的关系一、研究的目的本案例分析根据1985年～2014 年城镇居民人均可支配收入和人均消费性支出的基本数据,应用一元线性回归分析的方法研究了城镇居民人均可支配收入和人均消费性支出之间数量关系的基本规律，并在预测2016年人均消费性支出的发展趋势。
从理论上说，居民人均消费性支出应随着人均可支配收入的增长而提高。
随着消费更新换代的节奏加快,消费日益多样化,从追求物质消费向追求精神消费和服务消费转变。
因此,政府在制定当前的宏观经济政策时,考虑通过增加居民收入来鼓励消费,以保持经济的稳定增长。
二、模型设定20089636.2412380.40200910694.7913627.65201011809.8714769.94201112432.2216015.58201214336.8717699.30201315527.9719732.86201416857.5121574.72为分析1985—2014年城镇人均可支配收入（X）和人均消费性支出(Y)的关系，作下图所示的散点图。
图1 城镇人均可支配收入和人均消费性支出的散点图从散点图可以看出城镇人均可支配收入（X）和人均消费性支出(Y)大体呈现为线性关系，为分析中国城镇人均消费性支出随城镇人均可支配收入变动的数量规律性，可以建立如下简单线性回归模型：Y=β+βX+ui12i三、估计参数一．T检验Eviews 的回归结果如下表所示：表2 回归结果① 参数估计和检验的结果写为：^184.59590.780645i i Y X =+（41.10880）（0.004281） t =(4.490423) (182.3403)2R =0.999159 2R （修正值）=0.999129 F =33247.99 n=30 ② 回归系数的区间估计[α=5% 2t α(n-2)=2.048 ]^^2222222ˆˆˆˆ[()()]1P t SE t SE ααβββββα-≤≤+=- =P （0.780645— 2.048*0.0042812β≤≤0.780645+2.048*0.004281）=P （0.7719 2β≤≤0.7894） =95%二异方差检验三序列相关性检验四、模型检验1、 经济意义检验所估计的参数β1= 184.5959，β2=0.780645，说明城镇人均可支配收入每增加一元，可导致人均消费性支出提高0.780645元。
计量经济学论文 城镇居民人均消费支出及其影响因素的分析
计量经济学论文题目：城镇居民人均消费支出及其影响因素的分析城镇居民人均消费支出及其影响因素的分析一、问题的提出改革开放以来，中国经济保持了快速发展势头，投资、出口、消费形成了拉动经济发展的“三架马车”，这已为各界所取得共识。
通过建立计量模型，运用计量分析方法对影响城镇居民人均消费支出的各因素进行相关分析，找出其中关键影响因素，以为政策制定者提供一定参考，最终促使消费需求这架“马车”能成为引领中国经济健康、快速、持续发展的基石。
在科技的不断进步下，随着居民收入水平的提高及电子通讯、家用汽车价格的下调，移动电话及家用汽车己成为我国近几年形成的新消费热点之一。
从趋势上看，这方面的消费需求将会持续旺盛。
家庭教育支出的平均增长也几倍于收入的平均增长；百姓对医疗领域向盈利方面的转化开始强烈不满。
教育、医疗和住房三方面支出的过快增长，完全打乱了正常的家庭消费结构。
二、理论综述我们主要从以下几个方面分析我国居民消费支出的影响因素：①居民未来支出预期上升，影响了居民即期消费的增长居民的被动储蓄直接导致购买力的巨大分流, 从而减弱对消费品的即期需求，严重地影响了居民即期消费的增长，进而导致有效需求的不足，最终导致经济增长的乏力。
②商品供求结构性矛盾依然突出从消费结构上看，我国消费品市场已发生了新的根本性变化：居民低层次消费已近饱和，而更高水平的消费又未达到。
③物价总水平持续在低水平运行，通货紧缩的压力较大，不利于消费的增长加入WTO之后，随着关税的降低和进口规模的扩大，国外产品对我国市场的冲击将进一步加大，国际价格紧缩对国内价格变化将产生负面影响。
物价的持续下降，不利于居民的消费增长。
④我国现阶段没有形成大的消费热点，难以带动消费的快速增长经过近几年的培育和发展，我国目前已经形成了住房消费、居民汽车消费、通信及电子产品的消费、节假日消费及旅游消费等一些消费亮点，可以促进消费的稳定增长，但始终未能形成大的消费热点，因此不能带动消费的高速增长。
计量经济学论文城乡居民收入与消费
计量经济学论文：城乡居民收入与消费引言城乡居民收入和消费是计量经济学中一个重要的研究领域。
随着我国城市化进程的加快，城乡居民收入差距和消费水平的差异成为社会关注的焦点。
本文旨在通过计量模型的分析，探讨城乡居民收入与消费之间的关系，以提供有效的政策建议和参考。
数据来源和描述本文使用的数据来自中国统计年鉴和国家统计局发布的相关数据。
主要包括城乡居民收入、消费支出、人口信息、价格指数等。
以下是数据的主要描述：•城乡居民收入：包括城市居民人均可支配收入和农村居民人均纯收入。
•消费支出：包括城市居民人均消费支出和农村居民人均消费支出。
•人口信息：包括城市人口和农村人口的总量和结构。
•价格指数：包括城市居民消费价格指数和农村居民消费价格指数。
模型设定为了探索城乡居民收入与消费之间的关系，我们使用了以下计量模型进行分析：1. 静态计量模型首先，我们使用静态计量模型来研究城乡居民收入与消费之间的相关性。
模型设定如下：$$ C_i = \\beta_0 + \\beta_1Y_i + u_i $$其中，C i代表第i个居民单位的消费支出，Y i代表该居民单位的收入水平，$\\beta_0$和$\\beta_1$分别为模型的截距和斜率，u i为模型的误差项。
2. 动态计量模型其次，我们使用动态计量模型来考察城乡居民收入对当前和未来消费的影响。
模型设定如下：$$ C_{i,t} = \\alpha_0 + \\alpha_1Y_{i,t} + \\alpha_2Y_{i,t-1} + \\alpha_3Y_{i,t+1} + v_{i,t} $$其中，C i,t代表第i个居民单位在时期t的消费支出，Y i,t代表该居民单位在时期t的收入水平，Y i,t−1和Y i,t+1分别代表该居民单位在前一时期和后一时期的收入水平，$\\alpha_0$、$\\alpha_1$、$\\alpha_2$和$\\alpha_3$为模型的参数，v i,t为模型的误差项。
最新-城镇居民收入与消费关系分析 精品
城镇居民收入与消费关系分析摘要可支配收入是影响居民消费最主要的因素，收入的变化带动消费同向变化。
云南省经济发展相对全国平均水平较低，研究云南省居民收入与消费之间的关系对云南省经济发展有重要作用。
本文从协整理论模型出发，基于1995-2014年云南省城镇居民的人均可支配收入和消费性支出的时间数据分析，分析结果表明云南省的城镇居民可支配收入和其消费性支出之间呈现长期均衡的稳定关系，同时城镇居民的可支配收入依然是影响消费性支出变动的关键因素；最后，结合云南省自身异质性，提出了相关意见及建议。
关键词云南省；可支配收入；协整检验一、引言1978年以来，改革带来的制度红利对西部地区有所辐射，云南省城镇居民的人均可支配收入和人均消费性支出两者均有较大幅度的增长，随着1992年邓小平南巡提出建立经济特区的伟大创举以及西部大开发的进一步实施以来，收入和消费都呈上升趋势，且增长速不断提高。
十八大报告中，我国提出在2020年要实现和城乡居民收入比2010年翻一番的目标。
这个新目标预示着云南省经济的持续高速增长在很大程度上会和居民收入水平的提高消费结构和总量的飞跃来决定，此外，消费和收入的关系再次引起了国内外学者的关注，成为了较热的研究课题。
据相关统计数据显示云南省城镇居民2002年人均可支配收入比1978年增长了20倍之多，年均增长率高达1377，同时伴随的是其人均年消费性支出总增长了18倍，年均增长率达1311；2014年云南省的人均可支配收入相比1995年而言增长了6倍左右，年均增长速度高达30，人均年消费性支出的增长相比1995年而言，增长了48倍，年均增长速度24，更值得庆贺的是，云南省的城镇居民可支配收入增幅首次高于全国平均水平，基本实现了十八大报告中要求的目标即城镇居民收入翻一番。
城镇居民的收入和消费之间关系如何，二者之间是否存在协整关系，如果存在协整关系，这种关系在是如何贯穿于云南省的经济发展中的，这种影响是否具有稳定性和长期性，利用协整方法是否可以揭示收入与消费的关系，这正是本文所要研究的重点。
计量经济学实验报告(范例)
在“Objects”菜单中点击“New Objects”，在“New Objects”对话框中选“Group”，并在“Name for Objects”上定义文件名，点击“OK”出现数据编辑窗口。
1．学会OLS方法的估计过程
2．掌握了模型的估计和检验方法
3．深入了解了消费函数的计量结果，扩大了思路。
一、研究目的和意义
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”。
若要将工作文件存盘，点击窗口上方“Save”，在“SaveAs”对话框中给定路径和文件名，再点击“ok”，文件即被保存。
2、输入数据
在数据编辑窗口中，首先按上行键“↑”，这时对应的“obs”字样的空格会自动上跳，在对应列的第二个“obs”有边框的空格键入变量名，如“Y”，再按下行键“↓”，对因变量名下的列出现“NA”字样，即可依顺序输入响应的数据。其他变量的数据也可用类似方法输入。
Annual (年度) Weekly (周数据)
Quartrly (季度) Daily (5 day week ) (每周5天日数据)
Semi Annual (半年) Daily (7 day week ) (每周7天日数据)
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
中国城镇居民消费的计量经济学分析
财政与公共管理学院09税务2班刘超2009280092摘要：民生问题是我国现阶段的热点话题，从中央到地方，从国家决策层到普通百姓都高度重视我民生问题的现状和解决途径。
改革开放以来，我国经济呈现快速而稳定的增长趋势，由于我国分配制度和收入水平的变话，城镇居民生活水平在达到小康之后，消费结构和消费水平都出现了一些新特征、新问题。
本文根据我国近年来城镇居民消费的相关数据资料，运用一定的计量经济学的研究方法。
对影响消费的一些因素进行分析，并找到影响我国城镇居民消费的主要原因。
Abstract:Livelihood issues is the current hot topics, from central to local, from the national decision-makers to ordinary people attach great importance to the status of my livelihood issues and solutions. Since reform and opening, China's economy has shown rapid and stable growth trend, our allocation system and the income levels change, the living standards of the urban residents in the well-off, consumption structure and consumption levels have emerged in a number of new features and new problems. Based on the data of consumption of urban residents in recent years, the use of econometricmethods. Some of the factors affecting consumer analysis, and find the main reason affecting the consumption of urban residents in China.关键词：城镇居民消费计量经济学模型分析正文：随着改革开放的继续深入发展，人民的物质文化生活水平日益提高，消费结构和消费水平都有一定的调整，随着城镇化程度的提高，城镇居民消费在整个国民经济中的地位日益重要，“扩大内需”也是现阶段我国政府调控宏观经济的重要内容，因此对其进行计量经济分析，研究其规律是十分有必要的，也是大有裨益的。
年人均可支配收入与年平均每人消费性支出的相关分析
一、研究目的为了考察1994-2010年中国城镇居民年人均可支配收入与年平均每人消费性支出的相关性。
二、研究变量1994-2010中国城镇年人均可支配收入和年人均消费支出三、研究方法采用SPSS相关分析具体过程如下：1、原始数据如图（1）G=f(T),其中T为自变量，G为因变量step1：建立数据文件 file——new——data；图（1）Step2：画散点图：选中Graphs——Scatter/dot-----Simple scatter------define图（2）根据散点图可以看出1994-2010年中国城镇居民年人均可支配收入与年平均每人消费性支出成线性相关，而且就是正相关，所以选择相关分析中的pearson 指数，单侧检验其相关性。
Step3：进行数据分析：在spss最上面菜单里面选中Analyze——correlate——bivariate，左边包含G，T的框为源变量框，后面的空白框为分析变量框，我们现在需要分析G和T的关系，因此将源变量框中的G和T选进分析变量框待分析，选择Pearson指数，再选中单侧检验。
同时点击Options勾选计算均值和方差。
过程如图：图（3）图（4）结果如图所示：描述性统计量均值标准差N人均可支配收入9170.9941 4799.46184 17人均消费支出6918.2212 3202.03948 17图（5）相关性人均可支配收入人均消费支出人均可支配收入Pearson 相关性 1 .999**显著性（单侧）.000N 17 17人均消费支出Pearson 相关性.999** 1显著性（单侧）.000N 17 17**. 在.01 水平（单侧）上显著相关。
图（6）执行完上面的操作后，首先给出的是当前样本进行描述性统计的结果，如表（5）所示。
可以看到样本容量都等于17，全国年人均可支配收入和年人均消费支出的平均均值分别为9170.9941和6918.2212，方差分别为4799.46184和3202.03948，差异不大。
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
深究城镇居民消费计量经济学
深究城镇居民消费计量经济学近年来,改革开放的影响不断加大,人民的物质文化生活水平日益提高,消费水平和消费结构都有了一定的调整,随着城镇化程度的提高,城镇居民消费在整个国民经济中的地位日益重要,因此,对其进行计量经济分析的十分有必要的。
一、建立模型估计参数本文采用计量经济模型对国内的城镇居民消费进行分析和预测,根据我国居民的实际情况,假设一般模型为:Y—a0+ax。
+bx2+cx3+H,其中:Y为当期城镇人均消费支出,Xl为当期人均可支配收入, 为当期价格指数,X3为前期城镇人均消费支出,U为随机扰动项。
分析数据选取1998年至20XX年。
除xi以外,包括常数项在内的所有变量的t值相伴概率均远大于都不满足t检验时的显着性水平。
所以要对模型进行调整,重新进行估计。
鉴于此情况,对每个变量分别进行一元回归,以期找到拟合优度最高的变量,并以此为基础。
y与x3的一元回归:R33=, 一, 一,经比较可知,xI的拟合优度最高,故以其为基础。
R2=, . =,R2 R2’所以剔除变量。
可知,常数项和x3的t值相伴概率均大于,不满足t检验时的显着性水平。
所以在现实意义允许的情况下,剔除变量和x],则输出结果为:Y一 l75+ xj() ()R 一,F一 .由结果可知,模型的拟合度比较好,t值通过检验。
二、检验模型1、经济意义检验由模型可知,城镇居民人均可支配收入与人均消费支是正相关关系,即随着城镇居民收入的增加或减少,消费支出也会相应的增加或减少。
说明此模型符合经济学的一般规律,能用经济检验的标准对其进行解释。
2、拟合优度检验由R 一,R2—可知,拟合优度还是比较好的。
3、杜宾.瓦森()检验简称检验,是自相关检验最常用的方法之一。
杜宾和瓦森构造了检验一阶自相关的杜宾一瓦森统计量DW。
若存在一阶完全正自相关,即≈ 1,则DW~0;若存在一阶完全负自相关,即西≈-1,则Dw≈4;若不存在自相关,即≈0,则Dw≈2。
根据不同的样本容量N和解释变量的个数P,在给定的不同显着性水平a下,建立包括临界值du的DW 统计量临界值表。
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。
计量经济学论文之四川省城镇居民收入与消费支出关系研究
四川省城镇居民收入与消费支出关系研究一、前言经济学通过数学把复杂的经济活动尽可能地用简单而精确的数学关系表达出来, 并利用现代数学方法进行处理, 以揭示现象之间的内在联系和最优的数量关系, 这是人们研究问题所追求的一种方法。
在本文所涉及到的城乡人均收入与消费支出中，收入变化对消费支出是如何产生影响和影响程度的大小，在四川省各个城市与农村具体表现则各有差异。
本文主要运用Eviews来研究四川省1978年到2012年城乡人均收入与消费支出状况,并用该模型研究我省城乡收入和消费支出在不同阶段变化情况, 还用该模型进一步对其作短期预测。
二、提出问题改革开放以来，随着经济体制的改革，经济得到了快速的发展，城镇人口的人均收入和消费支出也发生了翻天覆地的变化，随着西部大开发，四川省城镇晓得消费增长也发生了变化。
为了研究影响四川省城镇人均消费支出增长的主要因素，分析城镇消费支出的增长规律，预测未来四川省城镇消费支出的增长趋势，需要建立计量经济学模型。
三、理论分析影响四川省人均消费支出的因素：1、人均GDP。
人均GDP越高，表示消费支出水平越高；人均GDP越低，表示人均消费支出越低。
2、城镇居民家庭人均可支配收入。
一般而言，居民可支配收入与消费支出呈密切的正相关关系。
随着收入的增加，消费水平会逐步提高。
3、物价水平。
物价指水平越高，人均消费支出越低。
4、老年人口抚养比。
理论上，抚养比会与消费支出呈现负相关的关系。
四、建立模型以四川省人均可支配收入Y 作为被解释变量以四川省人均消费性支出x作为解释变量其它因素没有引入，此处不考虑模型设定为：Y=α+βx+μY为人均可支配收入X为人均消费性支出μ为随即扰动项五、数据收集四川省城镇人均收入与消费支出六、参数估计假定模型中随机项满足基本假定，可用OLS法估计其参数。
具体操作：用EViews软件，估计结果为：模型估计的结果可表示为：Y=-292.8456+1.312742X（60.22080）（0.010236）t=(-4.862865) (128.1430)R²=0. 997997 F=16446.27七、模型检验1.拟合优度：可决系数R²=0.997997较高，修正的可决系数为0.997937也较高，表明模型拟合较好。
计量经济学论文城镇居民家庭消费性支出分析
城镇居民家庭消费性支出分析【摘要】 随着中国经济的蓬勃发展，城镇居民的生活水平日益提高，对于城镇居民家庭消费性支出的分析也越来越得到重视。
为了探究城镇居民家庭消费性支出的影响因素，本文集中了1991-2009年的相关数据，采用多元线性回归分析法，分析了城镇居民家庭可支配收入，消费者物价指数和国内生产总值，城镇居民恩格尔系数，城镇居民存款储蓄对城镇居民家庭消费性支的影响。
最终确定了城镇居民家庭可支配收入和消费者物价指数两个重要解释变量对消费性支出的影响。
【关键词】城镇居民家庭消费性支出 消费者物价指数 城镇居民家庭可支配收入 国内生产总值一、引言（一）背景随着改革开放的深入和市场经济的发展,人民的生活水平得到了大大地提高。
作为总需求中最主要的部分，消费的增长在GDP 的增长中占了极大的比例。
我国目前仍然面临消费需求不足问题,研究城镇居民消费性支出对经济增长有积极的影响, 同时可以更好的理解消费对我国经济增长的作用。
由此，分析影响我国城镇居民消费性支出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。
（二）文献综述凯恩斯在《就业利息和货币通论》一书中提出：总消费是总收入的函数。
这一思想用线性函数形式表示为：Ct=a + b +Yt 式中C 表示总消费,Y 表示总收入，下标t 表示时期；a 、b 为参数。
参数b 为边际消费倾向，其值介于0与1之间。
凯恩斯的这个消费函数仅仅以收入来解释消费，被称为绝对收入假说。
这一假说过于简单粗略,用于预测时误差较大，所以本文基于凯恩斯消费理论进行新的探究。
二、数据收集与模型建立（一）研究问题：研究影响影响我国城镇居民家庭消费性支出的因素（二）变量选取：解释变量1X :城镇居民家庭可支配收入；2X ：消费者物价指数；3X ：国内生产总值；4X ：城镇居民消费恩格尔系数；5X ：城镇居民储蓄存款被解释变量Y ：城镇居民家庭消费性支出样本容量：19数据来源：中国统计年鉴2011表一1991-2009年城镇居民家庭消费性支出影响因素为了具体分析各要素对城镇居民家庭消费性支出影响的大小，我们可以用运用这些数据进行回归分析。
计量经济学实验报告
《计量经济学》实验报告
一，数据
某年中国部分省市城镇居民家庭人均年可支配收入（X）与消费性支出（Y）统计数据
二，理论
模型的设
计
解释变量：
可支配收入
X
被解释变量：
消费性支出
Y
软件操作：（1）X与Y散点图
从散点图可以粗略的看出，随着可支配收入的增加，消费性支出也在增加，大致呈线性关系。
因此，建立一元线性回归模型：
（2）对模型做OLS估计
OLS估计结果为
三，模型检验
从回归估计结果看，模型拟合较好，可决系数为0.98，表明家庭人均年可消费性支出变化的98.31%可由支配性收入的变化来解释。
t检验:在5%的显着性水平下
1
β不显着为0，表明可支配收入增加1个单位，消费性支出平均增加0.7551单位。
1，预测
现已知2018年人均年可支配收入为20000元，预测消费支出预测值为
0272.36350.75512000015374.3635
Y=+⨯=
E(X)=6222.209，Var(X)=1994.033
则在95%的置信度下，E(
Y)的预测区间为（874.28,16041.68）
2，异方差性检验
对于经济发达地区和经济落后地区，消费支出的决定因素不一定相同甚至差异很大。
如经济越落后储蓄率越高，可能出现异方差性问题。
G-Q检验
对样本进行处理，X按从大到小排序，去掉中间4个，分为两组数据，
128
n n ==
分别回归
于是的F 统计量：
在5%的想着想水平下，0.050.05(6,6) 4.28,(6,6)F F F =>，即拒绝无异方差性假设，说明模型存在异方差性。
一元线性回归模型案例分析
一元线性回归模型案例分析——各地区城镇居民家庭平均每人全年可支配收入对平均每人全年消费性支出的影响一、研究目的和要求居民消费在社会经济的持续发展中具有重要的作用。
居民适度的消费可以促进经济的循环以及经济的增长。
随着改革开放以来，人们生活水平不断提高，消费水平也不断提升。
研究居民消费性支出的变动有哪些因素的影响，其中城镇居民家庭的人均全年可支配收入和人均全年消费性支出数据相对较稳定，人均全年可支配收入是指人均全年收入扣除人均全年储蓄后的剩余部分，在人们满足储蓄要需求后，剩余部分收入与人均消费性支出有怎样的关系？不同地区的人均收入与人均消费性支出又存在着差异，为了研究人均消费性支出的变动运用计量经济学建立相关模型，并进行分析。
二、模型设定为了分析各地区城镇居民家庭人均全年消费性支出与城镇居民家庭人均全年可支配收入的关系，选择“城镇居民家庭人均全年消费性支出”（单位：元）为被解释变量（用Y 表示）；选择“城镇居民家庭人均全年可支配收入”（单位：元）为解释变量（用X表示）。
表一由国泰安数据库得到的各省2013年城镇居民家庭人均全年消费性支出和城镇居民家庭人均全年可支配收入数据。
代码 简称 统计年度 城镇居民家庭平均每人全年可支配收入（单位：元） 城镇居民家庭平均每人全年消费性支出（单位：元） 500000 重庆 2013 25216.1271 17813.8642 510000 四川 2013 22367.633 16343.4513 520000 贵州 2013 20667.0748 13702.8708 530000 云南 2013 23235.5268 15156.1494 540000 西藏 2013 20023.35 12231.86 610000 陕西 2013 22858.3719 16679.6872 620000 甘肃 2013 18964.7783 14020.7206 630000 青海 2013 19498.54 13539.5 640000 宁夏 2013 21833.33 15321.1 650000新疆201319873.7715206.16为分析城镇居民家庭人均全年消费性支出（Y ）与城镇居民家庭人均全年可支配收入（X ）的关系，此案例用EViews 软件做计量分析。
金融计量学大作业 中国城镇居民收入-消费关系模型 gretl版
中国城镇居民收入-消费关系模型一、研究背景及意义：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，是在家庭总收入中，除去一切必要花费之外，居民可随意支配的部分。
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。
由于在一定时期内，由于物价上涨的因素，使得相同的货币所能购买到的生活消费品和社会服务的数量与基期相比相应减少，造成货币的购买力下降，货币贬值。
居民收入水平，尤其是可支配收入对居民的日常生活产生重大影响。
一般来说，人均可支配收入与生活水平成正比，即人均可支配收入越高，生活水平则越高。
基于城乡居民收入抽样调查的居民可支配收入统计数据是我国国民经济核算体系中重要的基础数据之一，它不仅是衡量国家和各地区居民生活水平的基本指标，而且在宏观经济学理论及实证研究中有着非常重要的地位，对国家宏观经济政策的制定也有着重要的作用。
2009年，我国城乡居民收入继续保持增长，城镇居民收入增幅加快，农村居民收入增幅有所放缓。
统计数据显示：2009年1月至9月，城镇居民人均可支配收入为12973元，扣除价格因素，实际增长10.5%，增幅比上年同期提高2.1个百分点；与此同时，居民生活水平进一步提高，消费结构得到升级，生活质量不断改善，全面建设小康社会进展顺利。
从社会消费品零售总额情况看，国内市场销售继续保持快速增长，但增速有所放缓。
消费与投资比例失衡;为了深入了解居民收入对可支配收入即对居民消费水平的影响，通过相关统计数据的收集制成下表（其中X代表可支配收入，Y代表消费支出）各地区城镇居民家庭收支基本情况（2009年度）二、建立模型：在本样本下建立一元回归模型：01Y X μββ=++打开gretl 软件，并导入相关excel 表格，可以得到如下数据：对数据进行回归分析的计算结果，表明可建立如下函数：755.0110.668Y X Λ=+ N=31（1.45）（21.60） 220.9410.939(1,29)466.64R R F -===从回归估计的结果来看，模型拟合的较好：F （1,29）>0.05 4.18F =，拒绝原假设，说明显著性成立，调整后的可决系数20.939R -=，表明拟合优度很高。
计量经济
中国城镇居民平均可支配收入与消费性支出的分析——14信息管理与信息系统班摘要：为了考察2000-2014年中国城镇居民人均可支配收入与人全年消费性支出的关系。
运用OLS 方法对数据进行拟合运用Eviews6.0分析2000年与2012年中国城镇人均可支配收入与人平均可支配收入的的关系，结果表明中国城镇居民消费性支出的变化可以由人均可支配收入来解释关键词：异方差性 OLS 建立模型中国城镇居民人均可支配收入平均每人全年消费性支出 一、引言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。
二、模型的建立1 对2000年的城镇居民平均可支配收入与消费性支出的分析（1）利用EViews 对模型011y t t b b x u =++进行OLS 拟合得到人均消费支出与可消费支出与可支配收入回归方程：^260.85020.756123t t y x =+t=(1.5881) (31.5273) 2R =0.9822 F=993.968（2）(a)White 检验：有white 检验的2nr 对应得p 值小于0.05表明该模型存在异方差性(b)戈德菲尔-匡特检验：将样本x 数据排序，从中间去4个样本确定子样本（1-8）求出RRS1=1265286.6 确定子样本（13-20）求出RRS2=615472.计算出12615472F 4.86126528.3RRS RRS === 给定显著水平α=0.05查0.05F (6,6) 4.28=得F >F α所以模型存在显著异方差性（3）采用加权最小二乘法进行估计。
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对外经济贸易大学
研究城镇居民可支配收入与人均消费性支出的关系
班级：国际经济与贸易一班姓名：李文泳学号：20XX524119 一、研究的目的
本案例分析根据1980年～20XX 年城镇居民人均可支配收入和人均消费性支出的基本数据,应用一元线性回归分析的方法研究了城镇居民人均可支配收入和人均消费性支出之间数量关系的基本规律，并在预测20XX年人均消费性支出的发展趋势。
从理论上说，居民人均消费性支出应随着人均可支配收入的增长而提高。
随着消费更新换代的节奏加快,消费日益多样化,从追求物质消费向追求精神消费和服务消费转变。
因此,政府在制定当前的宏观经济政策时,考虑通过增加居民收入来鼓励消费,以保持经济的稳定增长。
二、模型设定
表1 1980—20XX年城镇人均可支配收入和人均消费性支出
20XX 15527.97 19732.86
20XX 16857.51 21574.72
为分析1980—20XX年城镇人均可支配收入（X）和人均消费性支出(Y)的关系，作下图所示的散点图。
图1 城镇人均可支配收入和人均消费性支出的散点图
从散点图可以看出城镇人均可支配收入（X）和人均消费性支出(Y)大体呈现为线性关系，为分析中国城镇人均消费性支出随城镇人均可支配收入变动的数量规律性，可以建立如下简单线性回归模型：
Y=β+βX+u
i12i
三、估计参数
Eviews的回归结果如下表所示：
表2 回归结果
① 参数估计和检验的结果写为：
^
184.59590.780645i i Y X =+
（41.10880）（0.004281） t =(4.490423) (182.3403)
2R =0.999159 2R （修正值）=0.999129 F =33247.99 n=30 ② 回归系数的区间估计[α=5% 2
t α(n-2)=2.048 ]
^^
22222
2
2
ˆˆˆˆ[()()]1P t SE t SE ααβββββα-≤≤+=- =P （0.780645—2.048*0.004281 2β≤≤0.780645+2.048*0.004281）
=P （0.7719 2β≤≤0.7894） =95%
剩余项（Residual ）、实际值（Actual ）、拟合值（Fitted ）的图形如下：
图2 剩余项、实际项、拟合值的图形
四、模型检验
1、 经济意义检验
所估计的参数β1= 184.5959，β2=0.780645，说明城镇人均可支配收入每增加一元，可导致人均消费性支出提高0.780645元。
2、 拟合优度和统计检验 ① 拟合优度的度量：
由表2中可以看到，案例中可决系数为0.999159，调整后的可决系数为0.999129，说明所建模型整体上对样本数据拟合较好，即解释变量“城镇人均可支配收入”对被解释变量“人均消费性支出”的绝对部分差异作出了解释。
② 对回归系数的t 检验：
针对01:H β=0和02:H β=0，由表2中还可以看出，估计的回归系数β1的标准误差和
t 值分别为：1ˆ()SE β=41.10880，1
ˆ()t β= 4.490423；β2的标准误差和t 值分别为： 2ˆ()SE β=0.004281，2
ˆ()t β= 182.3403。
取α=5%，查t 分布表得自由度为n-2=30-2=28的临界值0.025t (28)=2.048。
因为1ˆ()t β= 4.490423＞0.025t (28)=2.048，所以拒绝01:H β=0；因为2
ˆ()t β= 182.3403＞0.025t (28)=2.048，所以拒绝02:H β=0。
这表明，城镇人均可支配收入对
人均消费性支出确有显著影响。
③用P值检验：α=0.05>P=0.000
五、回归预测
将年份1980—20XX，扩展为1980—20XX，因此区间改为1980—20XX。
取
f
X=22000,为了作区间预测，取α=0.05。
表3 X和Y的描述统计结果
①
f
Y平均值置信度95%的预测区间为：
2
^^
F
F
Fα2
i
(X-X)
1
Y=Y tσ+
n x
±
∑。
通过作回归分析得到ˆf Y=17358.79。
并且得到X和Y的描述统计结果：
由表3的数据可以计算出：
222
()(1)4954.366(301)711826531.4
i i x
x x x n
σ
=-=-=⨯-=
∑∑
22
()(220005883.657)259736511.7
f
X X
-=-=
当
f
X=22000时，将相关数据代入计算得到：
1259736511.7
17358.79 2.048146.2587
30711826531.4
±⨯+=17358.79163.98544
±。
当20XX
年
f
X=22000时，
f
Y平均值置信度95%的预测区间为（17194.804，17522.775）元。
②
f
Y个别值置信度95%的预测区间为：
2
22
()
1
ˆ1F
F F
i
X X
Y Y t
n x
α
-
=±++
∑
当f X =22000时，代入数据得：
1259736511.717358.79 2.048146.2587130711826531.4
±⨯+
+=17358.79354.1926±。
当20XX 年f X =22000时，f Y 个别值置信度95%的预测区间为（17004.597，17712.982）元。
图3 预测值。