【正文】 性相關(guān)關(guān)系,說明第一產(chǎn)業(yè)的發(fā)展水平對(duì)人均GDP有明顯的制約作用。第一產(chǎn)業(yè)作為完整的國(guó)民經(jīng)濟(jì)體系的重要組成部分,特別是我國(guó)正朝著全面建成小康社會(huì)的目標(biāo)奮進(jìn)的時(shí)刻,要緊緊把握住發(fā)展這一主題，農(nóng)業(yè)從業(yè)人口比重比較高,是我國(guó)目前大多數(shù)省區(qū)普遍存在的問題。同時(shí)農(nóng)業(yè)是第一產(chǎn)業(yè)，是國(guó)民經(jīng)濟(jì)的基礎(chǔ)，沒有農(nóng)業(yè)的發(fā)展，就不會(huì)有國(guó)民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。Y與全國(guó)能源生產(chǎn)總量(X2)的之間存在著明顯正的線性相關(guān)關(guān)系,說明能源生產(chǎn)總量對(duì)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展水平也有明顯的推動(dòng)作用。能源是國(guó)民經(jīng)濟(jì)的命脈,能源是國(guó)家重要的戰(zhàn)略資源。3其三者的聯(lián)系緊密，當(dāng)?shù)谝欢a(chǎn)業(yè)很好的平衡發(fā)展，國(guó)家的宏觀政策調(diào)節(jié)好三者之間的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)時(shí)，才能促進(jìn)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的又好又快發(fā)展。石油是工業(yè)的血液。參考文獻(xiàn)：[1]【M】.北京：科學(xué)出版社，2010.[2]羅祥立. 我國(guó)第三產(chǎn)業(yè)與人均GDP、農(nóng)業(yè)從業(yè)人口的關(guān)系[J].中國(guó)財(cái)政地方衛(wèi)生支出的影響因素分析內(nèi)容摘要近年來居民衛(wèi)生醫(yī)療健康狀況一直是全社會(huì)關(guān)注的重點(diǎn)民生問題。而許多地方“看病難、看病貴”等現(xiàn)象似乎并沒有得以解決，這個(gè)歷史遺留的民生問題牽涉的方方面面是在太多，要一次性完全解決妥當(dāng)似乎不是那么件容易的事。本文著重從政府地方衛(wèi)生支出的影響因素來分析，為何地方衛(wèi)生支出存在不均衡的問題。從絕對(duì)量上看，雖然增長(zhǎng)了4倍多，但直到2003年SARS的爆發(fā)，政府才更加重視衛(wèi)生領(lǐng)域的投入，政府預(yù)算支出的增長(zhǎng)開始慢慢地與財(cái)政支出的增長(zhǎng)相協(xié)調(diào)。根據(jù)Tanzi和Schuknecht(1997)的整理，早在上個(gè)世紀(jì)90年代奧地利、法國(guó)、意大利、德國(guó)、挪威、荷蘭等國(guó)醫(yī)療衛(wèi)生支出占GDP的比重就超過了8%，加拿大和美國(guó)更是超過了10%，比例最低的是愛爾蘭，%。本文主要以人口密度、人均GDP和文盲率作為人口、經(jīng)濟(jì)和社會(huì)三個(gè)方面的效率影響因素。衛(wèi)生醫(yī)療機(jī)構(gòu)數(shù)：衛(wèi)生醫(yī)療機(jī)構(gòu)多的地區(qū)，醫(yī)療衛(wèi)生發(fā)展水平相對(duì)較高，所以衛(wèi)生醫(yī)療機(jī)構(gòu)數(shù)應(yīng)與政府財(cái)政醫(yī)療支出成正比。所以財(cái)政收入高地地區(qū)政府財(cái)政衛(wèi)生醫(yī)療支出也高。F檢驗(yàn)：F=(51,315)= 表明模型線性關(guān)系顯著，或解釋變量人口密度X1，人均GDPX2，文盲率X3結(jié)合起來對(duì)被解釋變量政府衛(wèi)生醫(yī)療財(cái)政支出Y有顯著影響。先按照逐步回歸原理建立回歸模型。所以，以Y=a+bX+作為最基本的模型2）將其余的變量逐個(gè)引入模型，估計(jì)結(jié)果列入下表（第二行為t檢驗(yàn)值）模型X1X2X3X4y=f(x1)y=f(x1,x2)y=f(x1,x3)y=f(x1,x4)y=f(x1,x4,x2)y=f(x1,x4,x3)y=f(x1,x4,x3,x2)經(jīng)過以上的逐步引入檢驗(yàn)過程，最終確定政府財(cái)政醫(yī)療衛(wèi)生支出的函數(shù)為= + + （） （） （） t=( ) ( ) ()= = DW= F= 統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)：判定系數(shù)：R2= 接近于1，表明模型對(duì)樣本數(shù)據(jù)擬合優(yōu)度高。偏相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)：從上圖可知，表明回歸模型存在一階二階，三階，自相關(guān)性 從White檢驗(yàn)知Obs*Rsquared=。 經(jīng)比較和檢驗(yàn)，我們最終確定的政府財(cái)政醫(yī)療支出的模型為：= 951610+ +（） （） （） t=() () ()= = DW= F= P=這表明，在其他條件不變的情況下，地區(qū)人口每增加一萬人，該地區(qū)的政府財(cái)政醫(yī)療支出就會(huì)增加26萬元；在其他條件不變的情況下，地區(qū)財(cái)政收入每增加一億元，政府財(cái)政醫(yī)療支出就會(huì)增加228萬元。表明人口數(shù)量越多的地區(qū)，政府財(cái)政醫(yī)療衛(wèi)生支出越高，相應(yīng)的效率也越高。說明說明當(dāng)?shù)卣婺芰?qiáng)，能夠充分利用當(dāng)?shù)刭Y源，積極發(fā)展地方經(jīng)濟(jì)，說明地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平也就較高，醫(yī)療發(fā)展水平也較高。六、參考文獻(xiàn)[1]中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒. 2010[2]趙衛(wèi)亞. 計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)[M].上海：上海財(cái)經(jīng)大學(xué)出版社，2003年.我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)水平影響因素實(shí)例研究 一、提出問題 近年來，我國(guó)的經(jīng)濟(jì)在迅速的發(fā)展，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）也在增長(zhǎng)。2001年我國(guó)的居民消費(fèi)水平在3887萬億元，直到2010年，我國(guó)居民消費(fèi)水平增加到了9969萬億元。一般，通過消費(fèi)的物質(zhì)產(chǎn)品和勞務(wù)的數(shù)量和質(zhì)量反映出來的。消費(fèi)問題一直是經(jīng)濟(jì)學(xué)界研究的重點(diǎn)和熱點(diǎn), 國(guó)內(nèi)許多專家學(xué)者從收入、消費(fèi)支出、物價(jià)、貧富差異、地區(qū)和行業(yè)等因素入手研究了我國(guó)消費(fèi)結(jié)構(gòu)。二、理論綜述.凱恩斯的絕對(duì)收入理論。他強(qiáng)調(diào)實(shí)際消費(fèi)支出是實(shí)際收入的穩(wěn)定函數(shù)，這里所說的實(shí)際收入是指現(xiàn)期、絕對(duì)、實(shí)際的收入水平，即本期收入、收入的絕對(duì)水平和按貨幣購買力計(jì)算的收入?？芍涫杖氲扔诹銜r(shí)的消費(fèi)支出，來源于從前的儲(chǔ)蓄或現(xiàn)在的借債，這部分的消費(fèi)支出與可支配收入無關(guān)，稱為自發(fā)消費(fèi)；（2）隨著可支配收入的增加，消費(fèi)支出也增加。假定消費(fèi)函數(shù)為線性，則凱恩斯的消費(fèi)函數(shù)可表述為 C=C0 +cYd其中，C為消費(fèi)支出，Yd為可支配收入，C0與c均為常數(shù)，且C00,0c，cYd為引致消費(fèi)。相對(duì)于本人的歷史最高水平，指收入降低后，消費(fèi)不一定馬上降低，一般稱為“習(xí)慣效應(yīng)”。莫迪利安尼提出消費(fèi)不取決于現(xiàn)期收入，而取決于一生的收入和財(cái)產(chǎn)收入，其消費(fèi)函數(shù)公式為：C＝a?WR＋b?YL，式中WR為財(cái)產(chǎn)收入，YL為勞動(dòng)收入，a、b分別為財(cái)產(chǎn)收入、勞動(dòng)收入的邊際消費(fèi)傾向。還分析出消費(fèi)和財(cái)產(chǎn)的關(guān)系：財(cái)產(chǎn)越多和取得財(cái)產(chǎn)的年齡越大，消費(fèi)水平越高。弗里德曼認(rèn)為居民消費(fèi)不取決于現(xiàn)期收入的絕對(duì)水平，也不取決于現(xiàn)期收入和以前最高收入的關(guān)系，而是取決于居民的持久收入，即在相當(dāng)長(zhǎng)時(shí)間里可以得到的收入。持久收入理論和生命周期理論相結(jié)合構(gòu)成現(xiàn)代消費(fèi)理論，這兩種收入理論不是互相排斥的，而是基本一致的，互相補(bǔ)充的。按照經(jīng)典經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，收入是影響消費(fèi)的主要因素，如果收入為0時(shí)，居民的消費(fèi)支出是最低的，隨著收入的增加，人們才會(huì)拿出多余的錢買奢侈品，去娛樂。在考慮到這個(gè)因素的情況下，我們選擇居民人均收入（X2）作為解釋變量。對(duì)于價(jià)格需求彈性低的商品（生活必需品）來說，商品價(jià)格的變動(dòng)基本上對(duì)商品的需求量沒有什么影響，而對(duì)于價(jià)格 需求彈性高的商品（奢侈品）來說，物價(jià)的微小變動(dòng)會(huì)引起對(duì)消費(fèi)品需求的大幅度波動(dòng)，因此消費(fèi)品的價(jià)格水平對(duì)居 民的消費(fèi)水平也有一定的影響。（3）農(nóng)村家庭恩格爾系數(shù)。(4)其他因素 1)體制因素。在這種情況下，一方面，居民必須為下崗與再就業(yè)之間的各項(xiàng)支出，另一方面，我國(guó)勞動(dòng)就業(yè)、養(yǎng)老、醫(yī)療、教育、住房等，使得居民必須為某些活動(dòng)而消費(fèi)。 2)人口結(jié)構(gòu)因素。模型的設(shè)定Y： 農(nóng)村居民消費(fèi)水平X1：農(nóng)村居民的消費(fèi)價(jià)格指數(shù)X2: 農(nóng)村居民人均可支配收入X3：農(nóng)村家庭恩格爾系數(shù)基于以上數(shù)據(jù)，初步建立模型Y= C+ C1*X1+ C2*X2+ C3*X3++數(shù)據(jù)的收集本文收集了我國(guó)19912010年居民消費(fèi)水平的相關(guān)數(shù)據(jù)年份農(nóng)村居民消費(fèi)水平/元y農(nóng)村居民價(jià)格消費(fèi)指數(shù)%x1農(nóng)村居民人均可支配收入/元x2農(nóng)村家庭恩格爾系數(shù)%x31991602199268819938051994103819951313199616261997172219981730199917662000186020011969200220622003210320042319200525792006286820073293200837952009402120104455注：以上數(shù)據(jù)來源各年份中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒，四、模型的估計(jì)與調(diào)整1用最小二乘法，利用Eviews軟件可得估計(jì)結(jié)果如下報(bào)告形式： + + （）（）（） （）= （） （）（） () = DW= F= = p(f)=2）檢驗(yàn)多元回歸模型：擬合優(yōu)度檢驗(yàn)：=，表明模型對(duì)樣本數(shù)據(jù)擬合程度高。T檢驗(yàn)（解釋變量顯著性檢驗(yàn)）： ，表明居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)對(duì)Y沒有顯著影響；，表明農(nóng)村居民人均可支配收入對(duì)Y有顯著影響。3）模型經(jīng)濟(jì)意義：假設(shè)其他解釋變量不變，居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)每增長(zhǎng)1%，；。假設(shè)其他解釋變量不變，農(nóng)村家庭恩格爾系數(shù)每增長(zhǎng)1%。先按照逐步回歸原理建立回歸模型。所以，以Y=a+bX+作為最基本的模型Ls y c x22） 建立二元回歸模型以一元回歸模型為基礎(chǔ)建立二元回歸模型Ls y c x2 x1 Ls y c x2 x3 3) 建立三元回歸模型Ls y c x2 x3 x1 將其余的變量逐個(gè)引入模型，估計(jì)結(jié)果列入下表（第二行為t檢驗(yàn)值）模型x1x2x3R2y=f(x2) ()y=f(x2,x1)()()y=f(x2,x3)()()y=f(x2,x3,x1)()()()經(jīng)過以上的逐步引入檢驗(yàn)過程，最終確定農(nóng)村居民消費(fèi)函數(shù)為Y= + () () () T = () () ()R2= F= = = p(f)=統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)：判定系數(shù)：R2= 接近于1，表明模型對(duì)樣本數(shù)據(jù)擬合優(yōu)度高。計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)： 1）自相關(guān)檢驗(yàn)：，查DW表，當(dāng)n=20 ,k=2時(shí)，得下限值dL== dU所以無法判斷是否存在自相關(guān)性。檢驗(yàn)知Obs*Rsquared=,表明不存在異從White 檢驗(yàn)知Obs*Rsquared=，,表明不存在異方差性。當(dāng)農(nóng)村家庭恩格爾系數(shù)上升1%。既農(nóng)村文化素質(zhì)偏低,收入也偏低,由于人均可支配收入是消費(fèi)的主要因素,為了實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展的中國(guó)特色社會(huì)主義文化建設(shè),提高農(nóng)民消費(fèi)水平,(1)努力增加農(nóng)民的收入,收入是消費(fèi)的主要因素,這就需要加快農(nóng)業(yè)調(diào)整,加快經(jīng)濟(jì)發(fā)展(2)加快新農(nóng)村的建設(shè),增加基礎(chǔ)設(shè)施(3)加強(qiáng)社會(huì)保障體系(4)減輕居民醫(yī)療等負(fù)擔(dān)(5),增加收入?！娟P(guān)鍵詞】安徽 消費(fèi) 模型 影響因素 多重共線性 自相關(guān)性 異方差性 一、經(jīng)濟(jì)背景、模型理論及研究的意義消費(fèi)活動(dòng)是經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的終點(diǎn),經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的目的是為了滿足人們不斷增長(zhǎng)的消費(fèi)需求。西方消費(fèi)經(jīng)濟(jì)學(xué)者們認(rèn)為，收入是影響消費(fèi)者消費(fèi)的主要因素，消費(fèi)是需求的函數(shù)。他認(rèn)為消費(fèi)主要取決于消費(fèi)者的凈收入，邊際消費(fèi)傾向小于平均消費(fèi)傾向。（2）杜森貝利的相對(duì)收入消費(fèi)理論。當(dāng)期消費(fèi)主要決定于當(dāng)期收入和過去的消費(fèi)支出水平。這種理論把人生分為三個(gè)階段：少年、壯年和老年；在少年與老年階段，消費(fèi)大于收入；在壯年階段，收入大于消費(fèi)，壯年階段多余的收入用于償還少年時(shí)期的債務(wù)或儲(chǔ)蓄起來用來防老。他認(rèn)為消費(fèi)者的消費(fèi)支出主要不是由他的現(xiàn)期收入來決定，而是由他的永久收入來決定的。除此之外，還有其他一些因素也會(huì)對(duì)消費(fèi)行為產(chǎn)生影響。傳統(tǒng)的看法認(rèn)為，提高利率會(huì)刺激儲(chǔ)蓄，從而減少消費(fèi)。（2）價(jià)格指數(shù)。基于上述這些經(jīng)濟(jì)理論，我找到19952007年安徽省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出、總?cè)丝跀?shù)、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、全省商品零售價(jià)格指數(shù)以及銀行一年期存款利率的官方數(shù)據(jù)。針對(duì)這一模型，有以下兩個(gè)假定。這一假定符合我國(guó)居民的儲(chǔ)蓄——消費(fèi)心理，也與其他一些發(fā)展中國(guó)家的情況大體一致。二，由儲(chǔ)蓄和消費(fèi)的替代關(guān)系，可以假定刺激儲(chǔ)蓄的因素，會(huì)制約消費(fèi)。二、居民人均消費(fèi)水平主要因素的實(shí)證分析：(一)影響因素分析及選取城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)水平。借此來代表城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)支出情況，這是將要建立計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型的被解釋變量。由前面的理論，收入是決定消費(fèi)的主要因素。人均收入提高，人均消費(fèi)也會(huì)隨之增加。根據(jù)杜森貝利的相對(duì)收入消費(fèi)理論，消費(fèi)者會(huì)受自己過去的消費(fèi)習(xí)慣來決定當(dāng)期消費(fèi)。零售商品物價(jià)指數(shù)。它們應(yīng)該是正相關(guān)的關(guān)系。中國(guó)人民銀行一年期儲(chǔ)蓄利率。因此，它們應(yīng)該是負(fù)相關(guān)的。利率對(duì)不同人群的影響也是不同的。為達(dá)成統(tǒng)一，我每年各種年利率進(jìn)行加權(quán)后作為全年的利率。銀行利率來源三、模型建立與預(yù)測(cè)（一）模型建立我們用Eviews軟件逐步回歸法建立對(duì)數(shù)線性模型：Y= ，其中：Y: 安徽省人均消費(fèi)支出(元): 前一期人均消費(fèi)支出（元）: 城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入(元): 安徽省零售商品價(jià)格指數(shù)（定基比）: 中國(guó)人民銀行一年期儲(chǔ)蓄存款利率：隨機(jī)干擾項(xiàng)（二）OLS估計(jì)根據(jù)上表數(shù)據(jù)，運(yùn)用OLS方法估計(jì)模型的參數(shù)，利用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)計(jì)算機(jī)軟件Eviews，回歸結(jié)果如下：圖1從估計(jì)的模型結(jié)果不難看出，解釋變量xxx4的t檢驗(yàn)都不顯著，所以要進(jìn)一步的對(duì)模型進(jìn)行檢驗(yàn)修正。尤其是x1 和x2變量之間相關(guān)性很高。4個(gè)方程的回歸結(jié)果詳見圖3—圖6，再結(jié)合經(jīng)濟(jì)意義和統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)擬合效果最好的一元線性回歸方程。保留解釋變量X2在此基礎(chǔ)上分別加入變量XXX4分別進(jìn)行回歸。圖7圖8圖9類似第一步進(jìn)行分析，可以看到在X2基礎(chǔ)上加入X1后，可決系數(shù)有了改進(jìn)，各個(gè)參數(shù)的t檢驗(yàn)都較以前更為顯著。如下，見圖10圖11圖10圖11由表我們可以看到：加入變量X3或者X4以后，雖