我國(guó)東西部消費(fèi)差異的實(shí)證研究-文庫(kù)吧在線文庫(kù)
【正文】 XY t ?? () () 其中，可決系數(shù) 2R =。根據(jù)聯(lián)合國(guó)糧農(nóng)組織提出的標(biāo)準(zhǔn)，恩格爾系數(shù)在 59%以上為貧困， 50— 59%為溫飽，40— 50%為小康， 30— 40%為富裕，低于 30%為最富裕。其原因主要是我國(guó)人口基數(shù)大，即使增長(zhǎng)率很低，也使得以人口平均來(lái)計(jì)算的居民消費(fèi)水平有顯著性變動(dòng)。但在大力發(fā)展生產(chǎn)力，增加城鄉(xiāng)居民可支配收入的同時(shí)，必須嚴(yán)格控制人口增長(zhǎng)。畜牧業(yè)在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中處于“前拉后帶”的重要環(huán)節(jié)，搞好了可以促進(jìn)種植業(yè)、帶動(dòng)加工業(yè)，實(shí)現(xiàn)農(nóng)產(chǎn)品轉(zhuǎn)化增值。推進(jìn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化，應(yīng)突出抓好建設(shè)農(nóng)產(chǎn)品基地 ，培育龍頭企業(yè)，建立利益機(jī)制，完善社會(huì)化服務(wù)體系等幾個(gè)關(guān)鍵環(huán)節(jié)。同時(shí)加強(qiáng)對(duì)目前人口狀況和人口動(dòng)態(tài)的研究分析，為人口控制、就業(yè)、遷移與城市化等正確決策提供依據(jù)。 （ 二 ） 嚴(yán)格控制人口增長(zhǎng) 控制人口增長(zhǎng)是人口問(wèn)題的重點(diǎn)和難點(diǎn) 。目前，由于技術(shù)相對(duì)落后，我國(guó)農(nóng)業(yè)資源的利用率遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于發(fā)達(dá)國(guó)家水平，特別是農(nóng)民在用水、用電、用地等很多方面，缺乏科學(xué)指 14 導(dǎo)，浪費(fèi)嚴(yán)重。 １、調(diào)整農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)，提高農(nóng)產(chǎn)品品質(zhì)。 三、影響居民消費(fèi)水平的多因素分析 在前面分析的基礎(chǔ)上，將所有對(duì)居民消費(fèi)水平影 響顯著的解釋變量（消費(fèi)物價(jià)指數(shù)除外）放進(jìn)同一個(gè)模型，進(jìn)行多元回歸分析，結(jié)果如下： Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 12/12/05 Time: 15:06 Sample: 1978 2020 Included observations: 25 Variable Coefficient Std. Error tStatistic Prob. C X2 X3 12 X4 X1 Rsquared Mean dependent var Adjusted Rsquared . dependent var . of regression Akaike info criterion Sum squared resid Schwarz criterion Log likelihood Fstatistic DurbinWatson stat Prob(Fstatistic) 從回歸結(jié)果看，盡管可決系 數(shù)很高， F 統(tǒng)計(jì)值很大，說(shuō)明模型在整體上線性回歸擬合較好，但常數(shù)項(xiàng)的回歸系數(shù)不顯著，城鎮(zhèn)居民可支配收入與人口自然增長(zhǎng)率的符號(hào)與經(jīng)濟(jì)意義相悖，表明模型中解釋變量存在嚴(yán)重的多重共線性。由經(jīng)驗(yàn)分析可知，在人口數(shù)量一定的情況下，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，消費(fèi)品數(shù)量越多，那么居民消費(fèi)水平就會(huì)越高；反之，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平穩(wěn)定的條件下，人口數(shù)量的多少就決定著消費(fèi)水平的高低。由于我國(guó)城鄉(xiāng)差距比較顯著，于是在這里分別考察了城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民的可支配收入對(duì)消費(fèi)水平的影響。 主要采集的樣本是 1978 年以后的，因?yàn)楦母镩_(kāi)放以后，我國(guó)的經(jīng)濟(jì)運(yùn)行機(jī)制有了 7 極大的改變，人民生活水平也有了極大的提高，故這一時(shí)期的樣本更能反 映這種變化。 三． 結(jié)論 通過(guò)以上的計(jì)量回歸分析，我們從中可以發(fā)現(xiàn)以下幾點(diǎn)： 1. 我國(guó)東西部間的確存在著消費(fèi)差異，且通過(guò)它們各自的回歸方程可 看出東部地區(qū)的 邊際消費(fèi)傾向較小，這說(shuō)明東部地區(qū)人們除了消費(fèi)外用于其它方面（如儲(chǔ)蓄，投資）的錢(qián)要多些。 利用 Glejser 檢驗(yàn)異方差性：建立如下函數(shù)形式： 12||ex? ? ?? ? ?， 12||ex? ? ?? ? ? 121||e x? ? ?? ? ?等，均未發(fā)現(xiàn)有很強(qiáng)的異方差性。 對(duì)其進(jìn)行對(duì)其進(jìn)行異方差的 white檢驗(yàn)（非交叉檢驗(yàn)）：在給定 ?? 的顯著性水平下有2 (3) ?? ? ，因?yàn)?2nR = ＜ ，故由 white檢驗(yàn)可認(rèn)為加入虛擬變量后依然不存在異方差。 單獨(dú)建立 y 對(duì) 2x 的回歸，有： Variable Coefficient Std. Error tStatistic Prob. C X2 Rsquared Mean dependent var Adjusted Rsquared . dependent var . of regression Akaike info criterion 3 Sum squared resid 86995304 Schwarz criterion Log likelihood Fstatistic DurbinWatson stat Prob(Fstatistic) 可以看出回歸效果并不理想，因此剔除解釋變量 2x ，單獨(dú)建立 y 對(duì) 1x 的回歸： Included observations: 31 Variable Coefficient Std. Error tStatistic Prob. C X Rsquared Mean dependent var Adjusted Rsquared . dependent var . of regression Akaike info criterion Sum squared resid 4733197. Schwarz criterion Log likelihood Fstatistic DurbinWatson stat Prob(Fstatistic) 回歸方程為： ?? 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(2) ?? ? ，因?yàn)?nR =＜ ，由 white 檢驗(yàn)可認(rèn)為不存在異方差。進(jìn)而分別建立東西部的消費(fèi)函數(shù)，最后用鄒氏檢驗(yàn)法對(duì)其差異進(jìn)行驗(yàn)證。 二． 數(shù)據(jù)及變量 本文選取的是 2020年 全國(guó) 31個(gè)省市的城鎮(zhèn)居民的人均全年可支配收入和人均全年消費(fèi)支出，以及各地區(qū)的失業(yè)率，其中 消費(fèi)支出和可支配收入的數(shù)據(jù)來(lái)自《 中國(guó)價(jià)格及城鎮(zhèn)居民家庭 收支調(diào)查統(tǒng)計(jì)年鑒 （ 2020）》，失業(yè)率數(shù)據(jù)來(lái)自《
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