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。
- 1、下载文档前请自行甄别文档内容的完整性，平台不提供额外的编辑、内容补充、找答案等附加服务。
- 2、"仅部分预览"的文档,不可在线预览部分如存在完整性等问题,可反馈申请退款(可完整预览的文档不适用该条件!)。
- 3、如文档侵犯您的权益，请联系客服反馈,我们会尽快为您处理(人工客服工作时间：9:00-18:30)。
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：
79
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。