我國(guó)東西部消費(fèi)差異的實(shí)證研究-全文預(yù)覽
【正文】 tte d 四、提高居民消費(fèi)水平的對(duì)策建議 根據(jù)以上分析，可以看出提高居民消費(fèi)水平的根本途徑是大力發(fā)展生產(chǎn)力。 Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 12/12/05 Time: 14:51 Sample: 1978 2020 Included observations: 25 Variable Coefficient Std. Error tStatistic Prob. C X5 Rsquared Mean dependent var Adjusted Rsquared . dependent var . of regression Akaike info criterion Sum squared resid 37302690 Schwarz criterion Log likelihood Fstatistic DurbinWatson stat Prob(Fstatistic) 從結(jié)果看出，可決系數(shù)很低， t統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)不顯著，盡管從經(jīng)濟(jì)背景分析來(lái)看，消費(fèi)物價(jià)指數(shù)可能影響消費(fèi)水平，但回歸結(jié)果顯示并非如此，這可能與統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)誤差以及估計(jì)方法有關(guān)系。居民消費(fèi)水平平均下降 元。 人口自然增長(zhǎng)率對(duì)居民消費(fèi)水平的影響 人口的多少與消費(fèi)水平的高低有密切的關(guān)系。造成這種情況，主要有以下幾個(gè)原因：第一是我國(guó)是農(nóng)民人口占絕大多數(shù)的國(guó)家，而居民消費(fèi)水平是以人口數(shù)為權(quán)數(shù)對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)水平和城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平進(jìn)行加權(quán)平均計(jì)算而得到的；第二是農(nóng)村居民的消費(fèi)動(dòng)力遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于城鎮(zhèn)居民。 居民人均收入對(duì)居民消費(fèi)水平的影響 如果說(shuō)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值是宏觀影響因素，那么居民的人均收入就是微觀影響因素。由經(jīng)濟(jì)理論分析可知，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與居民消費(fèi)水平有密切關(guān)系。筆者以分析居民消費(fèi)水平為目的，同時(shí)考慮了其他一些指標(biāo)的分析需要，根據(jù)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型的構(gòu)思，在建模時(shí)作了如下處理： 該模型為線性模型。 2. 由引入截距的西部消費(fèi)函數(shù)可以看出我國(guó)西部地區(qū)因?yàn)槭杖胨降停灾?邊際消費(fèi)傾向出現(xiàn)大于 1 的數(shù)。 2S = 1RSS + 2RSS =2514444， 2S 的自由度為 16 令 3S = 1S 2S =1067594，自由度為 2 構(gòu)造 F 統(tǒng)計(jì)量 ：16/ 2/23SSF?= 533797 ? ＞ 2,16 ? （ 10%的顯著性水平），所以認(rèn)為東西部的消費(fèi)在 10%的顯著性水平下是有顯著差異的。 所以西部地區(qū)的消費(fèi)函數(shù)為 ? ，東部地區(qū)的消費(fèi)函數(shù)為： 223 .6 7 0 .7 5 9yx? ? ? 而且我們可看出東部地區(qū)的邊際消費(fèi)傾向小于西部地區(qū)，這與東部生活水平比西部高這一點(diǎn)是相符的。 在此去掉截距項(xiàng)重新進(jìn)行回歸，得： Variable Coefficient Std. Error tStatistic Prob. X Rsquared Mean dependent var Adjusted Rsquared . dependent var . of regression Akaike info criterion Sum squared resid 1373347. Schwarz criterion Log likelihood DurbinWatson stat 得回歸方程為： ? ，與有截距時(shí)比較可看出：雖然可決系數(shù)降低了，但解釋變量 5 的 t 值顯著提高了。 3. 模型的延伸 在此依然選取西部地區(qū)為重慶，四川，貴州，云南，西藏，陜西，甘肅，青海，寧夏，新疆 10 個(gè)省市。 模型設(shè)定為： y x D? ? ? ?? ? ? ?，利用軟件回歸得： Variable Coefficient Std. Error tStatistic Prob. C D X Rsquared Mean dependent var Adjusted Rsquared . dependent var . of regression Akaike info criterion 4 Sum squared resid 3281682. Schwarz criterion Log likelihood Fstatistic DurbinWatson stat Prob(Fstatistic) 回歸方程為： 2 0 0 .7 3 5 6 0 .7 8 4 9 0 .9 8 9 2y x D? ? ? ?，且 t 值， F 值均比較合適。 因此，我 國(guó) 2020 年的消費(fèi)函數(shù)為： ?? 2. 模型的擴(kuò)展 接著本文要考察的是地域差異對(duì)我國(guó)的消費(fèi)是否有影響，故在解釋變量中加入虛擬變量D（表示所屬地區(qū)）。 ②．因?yàn)?2x 的 t 值偏低，且 F 統(tǒng)計(jì)量的值很顯著，考慮 1x 與 2x 間是否存在共線性。 即消費(fèi)函數(shù) 具有如下的特點(diǎn) ：第一，實(shí)際消費(fèi)與實(shí)際收入之間存在穩(wěn)定的函數(shù)關(guān)系；第二，邊際消費(fèi)傾向小于 1；第三，平均消費(fèi)傾向隨著收入的上升而下降。本文的思路如下：建立全國(guó)的消費(fèi)函數(shù)，然后加入虛擬變量研究東西部消費(fèi)的差異。本文試圖通過(guò)建立計(jì)量模型對(duì)我國(guó)的消費(fèi)函數(shù)及東西部的消費(fèi)函數(shù)的差異進(jìn)行實(shí)證分析。在這個(gè)規(guī)律支配下，消費(fèi)隨著收入的增加而增加，但增加的幅度不如收入增加的那么多。 再對(duì)此模型進(jìn)行檢驗(yàn)： ①．因?yàn)椴捎玫氖墙孛鏀?shù)據(jù)，故對(duì)其進(jìn)行異方差的 white檢驗(yàn)：在給定 ?? 的顯著性水平下有 2 (5) ?? ? ，因?yàn)?2nR = ＜ 2(5)?? ，由 white檢驗(yàn) 可認(rèn)為不存在異方差。 ③．自相關(guān)檢驗(yàn)：因?yàn)椴捎玫氖墙孛鏀?shù)據(jù)，即使有自相關(guān)也屬于模型設(shè)定的偏誤，故在此不考慮模型的自相關(guān)性。其余變量經(jīng)濟(jì)含義與前面相同。因此我們可以對(duì)東西部 分別建立消費(fèi)函數(shù)的回歸模型。 ①．西部地區(qū)的回歸所得： Included observations: 10 Variable Coefficie
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