影响居民消费因素的实证分析

1、第 1 页 共 25 页课程论文影响居民消费因素的实证分析影响居民消费因素的实证分析姓姓 名名: : 学学 号号: : 0707 专专 业业: : 国际经济与贸易国际经济与贸易 班班 级级: : 国贸国贸 091091 课程名称：课程名称： 计量经济学计量经济学 指导教师指导教师: : 二二 0 0 一二年四月一二年四月 影响居民消费因素的实证分析第 1 页 共 25 页摘 要改革开放以来，为了发展国内经济缩短与西方发达国家的经济差距,我国一直采取外向性的经济政策，通过出口和吸引外商投资来拉动国内经济的增长，但自 2008 年全球金融危机以及 2009 年欧洲主权债务危机以来， ，越来越多的全

2、球性经济问题也日益突现。原材料价格上涨，劳动力成本上升，各种贸易壁垒以及环境污染已经成为制约全球经济进一步发展的主要因素，使各国面临着更为严重的经济挑战。消费、投资和对外出口被认为是拉动经济增长的“三架马车” ，在改革开放的过去三十多年内我国一直依靠出口和外商投资带动经济增长，作为发展中国家通过扩大出口和吸引外商投资我国获得了巨大的经济利益，但随着经济的发展我国在成本方面的竞争优势逐进丧失，据有关部门统计我国外商直接投资（FDI）和国内生产总值的增长率持续走低，此时研究作为拉动经济增长的三架马车之一的消费以及对其影响的因素具有重要意义。本文采用实证分析，运用计量经济学的计量方法，利用 1991

3、 年到 2010 年的年度统计数据，对我国城镇居民可支配收入、农村居民存收入、消费者价格指数，居民储蓄对消费影响进行实证分析。结果表明居民消费水平与城镇人均可支配收入、农村存收入消费者价格指数和有重要关系，并且受居民储蓄的影响。关键词：关键词：居民消费水平；城镇居民可支配收入；农村居民存收入；居民储蓄；CPI 影响居民消费因素的实证分析第 2 页 共 25 页目 录一、选题的背景和意义一、选题的背景和意义.3二、文献综述二、文献综述.3（一） 、凯恩斯的绝对收入假说.3（二）、杜森贝利的相对收入假说.4（三） 、莫迪利安的生命周期假说.4（四）、弗里德曼的持久收入假说.5三、计量经济模型分析三

4、、计量经济模型分析.5（一）模型设定.5四、一元模型四、一元模型.6（一）.最小二乘法（OLS）回归.7（二） 、模型检验.81、经济意义检验.82、统计意义检验.93、预测.104、结论.12五、多元模型五、多元模型.12（一） 、模型设定.12（二）、 最小二乘法（OLS）回归 .13（三）模型检验.141、经济检验.142、统计检验.143、计量经济学检验.154、分析方法的描述.22六、结论六、结论.23七、政策建议七、政策建议.23（一）、增加居民人均可支配收入.23（二） 、调控好消费者价格指数.23（三） 、降低银行存款利率，转变消费观念.24八、参考文献：八、参考文献：.24

5、影响居民消费因素的实证分析第 3 页 共 25 页一、选题的背景和意义一、选题的背景和意义改革开放以来，我国经济取得了突飞猛进的发展，国内生产总值快速增长，人民生活水平迅速提高。根据统计数据，我国居民的人均收入绝对数逐年增长，农村居民的家庭人均村收入由 1978 年 133.6 元增长到 2010 年的 5919.0 年，增长了 44.3 倍；城镇居民的家庭人均可支配收入由 1978 年的 343.4 年增长到2010 年的 19109.4 年，增长了 55.6 倍；而同期我国农村居民实际家庭人均存收入的年增长率为 2.26%，城镇居民实际家庭人均可支配收入的年平均增长率为1.59%。进入 2

6、0 世纪 90 年代以来，居民消费需求对国民经济发展的影响不断增大，对国民经济产生的巨大的拉动作用。我国经济逐步由短缺经济走向过剩经济、由卖方市场转向买方市场，社会消费需求不足，居民消费问题显得更加突出。特别是对于如何启动内需，扩大居民消费变得越来越重要。特别是 2008 年的金融危机爆发和 2009 的欧洲主权债务危机以来，消费受到了怎样的影响？在我国几乎还存在着两个完全不同的消费群体，他们的消费对我国的经济增长孰重孰轻？在全球性消费不振的情况下我国应将经济增长点放在哪个消费群体上呢？是农村还是城市？对此我们展开了关于影响消费因素的影响探讨。此项探讨对于提高我国经济增长速度和质量都有重要意义

7、。二、文献综述二、文献综述（一） 、凯恩斯的绝对收入假说凯恩斯在货币通论中提出了绝对收入假说,其主要理论观点是认为，人们的消费支出是由其当期的可支配收入决定的。当人们的可支配收入增加时,其中用于消费的数额也会增加,但是消费增量在收入增量中的比重是下降的,因此随收入的增加，人们的消费在收入中的比重是下降的， 而储蓄在收入中所占的比重则是上升的。凯恩斯的消费函数，假定了消费是人们收入水平的函数，也称为绝对收入消费函数。当人们的可支配收入增加时，其中用于消费的数额也会增加,但是消费 影响居民消费因素的实证分析第 4 页 共 25 页增量在收入增量中的比重是下降的,因此随收入的增加，人们的消费在收入中

8、的比重是下降的，而储蓄在收入中所占的比重则是上升的。（二）、杜森贝利的相对收入假说该假说的基本思想是，在稳定的收入增长时期，总储蓄率并不取决于收入；储蓄率要受到利率、收入预期、收入分配、收入增长率、人口年龄分布等多种因素变动的影响；在经济周期的短周期阶段中，储蓄率取决于现期收入与高峰收入的比率，从而边际消费倾向也要取决于这一比率，这也就是短期中消费会有波动的原因，但由于消费的棘轮作用，收入的减少对消费减少的作用并不大，而收入增加对消费的增加作用较大；短期与长期的影响结合在一起了。当期收入和过去的消费支出水平决定当期消费。该假说间接的说明了消费对于经济周期稳定的作用。示范效应：家庭消费决策主要参

9、考其他同等收水家庭，即消费有模仿和攀比性。棘轮效应：家庭消费即受本期绝对收入的影响，更受以前消费水平的影响。收入变化时，家庭宁愿改变储蓄以维持消费稳定。（三） 、莫迪利安的生命周期假说生命周期假说将人的一生分为年轻时期、中年时期和老年时期三个阶段。年轻和中年时期阶段，老年时期是退休以后的阶段。一般来说，在年轻时期，家庭收入低，但因为未来收入会增加，因此，在这一阶段，往往会把家庭收入的绝大部分用于消费，有时甚至举债消费，导致消费大于收入。进入中年阶段后，家庭收入会增加，但消费在收入中所占的比例会降低，收入大于消费，因为一方面要偿还青年阶段的负债，另一方面还要把一部分收入储蓄起来用于防老。退休以后

10、，收入下降，消费又会超过收入。因此，在人的生命周期的不同阶段，收入和消费的关系，消费在收入中所占的比例不是不变的。生命周期假说理论认为，由于组成社会的各个家庭处在不同的生命周期阶段，所以，在人口构成没有发生重大变化的情况下，从长期来看边际消费倾向是稳定的，消费支出与可支配收入和实际国民生产总值之间存在一种稳定的关系。但是，如果一个社会的人口构成比例发生变化，则边际消费倾向也会变化，如 影响居民消费因素的实证分析第 5 页 共 25 页果社会上年轻的和老年人的比例增大，则消费倾向会提高，如果中年人的比例增大，则消费倾向会降低。（四）、弗里德曼的持久收入假说弗里德曼认为，要正确分析人们的消费行为对

11、社会经济生活的影响，就必须严格区分两种收入：一种是暂时性收入，另一种是持久性收入。与之相适应，消费也应该区分为暂时性消费和持久性消费。暂时性收入是指瞬间的、非连续性的、带有偶然性质的现期入，如工资、奖金、遗产、馈赠、意外所得等等；而持久性收入是与暂时的或现期的收入相对应的、消费者可以预期到的长期性收入，它实际上是每个家庭或个人长期收入的一个平均值，是消费者使其消费行为与之相一致的稳定性收入。至于这个持久期限究竟长到何种程度，弗里德曼认为最少应是三年。三、计量经济模型分析三、计量经济模型分析（一）模型设定根据凯恩斯的消费理论，同时参考杜森贝利（J.S.Duesenberry）的相对收入消费理论，

12、莫迪利安尼（F.Modigliani）的生命周期生命理论和弗里德曼（M.Frriedman）的永久收入的消费理论得知消费主要可支配收入的影响，同时还受消费者价格指数和居民储蓄的影响。为此建立如下计量经济学模型：Yt =0+1X1+2X2+3X3+4X4+i (i=1,2,3)其中：Y 表示居民消费水平，X1 表示城镇居民可支配收入，X2 表示农村居民存收入，X3 消费者价格指数（CPI），X4 表示居民储蓄，0 表示在不变情况下，居民的自发消费。而 i 分别表示各影响因素在消费变化中的权数；i表示随机误差项。相关数据（来源国家统计局来源国家统计局 20112011 年统计年鉴年统计年鉴） 影响

13、居民消费因素的实证分析第 6 页 共 25 页表一：居民消费水平与相关影响因素的数据表表一：居民消费水平与相关影响因素的数据表 项目项目年份年份居民消费水居民消费水平（元）平（元）城镇居民可支城镇居民可支配收入（元）配收入（元）农村居民纯农村居民纯收入收入( (元元) )CPI(CPI(设上设上年年 100)100)储蓄（亿元）储蓄（亿元）19919321700.6708.6103.49244.9199211162026.6784.0106.411757.3199313932577.4921.6114.715203.5199418333496.21221.0124.121518.8199523

14、554283.01577.7117.129662.3199627894838.91926.1108.338520.8199730025160.32090.1102.846279.8199831595425.12162.099.253407.5199933465854.02210.398.659621.8200036326280.02253.4100.464332.4200138876859.62366.4100.773762.4200241447702.82475.699.286910.7200344758472.22622.2101.2103617.7200450329421.62936.4

15、103.9119555.42005557310493.03254.9101.8141051.02006626311759.53587.0101.5161587.32007725513785.84140.4104.8172534.22008834915780.84760.6105.9217885.42009909817174.75153.299.3260771.72010996819109.45919.0103.3303302.5（消费者价格指数（消费者价格指数（CPICPI）是根据统计数据做简单处理的结果）是根据统计数据做简单处理的结果）四、一元模型四、一元模型根基凯恩斯的消费理论，居民消费水

16、平主要由居民的可支配收入决定。本文选取了 1991 至 2010 年年间居民消费水平和城镇居民的可支配收入的年度数据进行分析，以得出城镇居民可支配收入对居民消费水平的影响。Y居民消费水平（元）X城镇居民可支配收入（元） 设模型为：Yt =0+1X+ui (i=1,2,3，) 影响居民消费因素的实证分析第 7 页 共 25 页 表二：居民消费水平与城镇居民可支配收入表二：居民消费水平与城镇居民可支配收入年份年份居民消费水平（元）居民消费水平（元）城镇居民可支配收入（元）城镇居民可支配收入（元）19919321700.6199211162026.6199313932577.419941833349

17、6.2199523554283.0199627894838.9199730025160.3199831595425.1199933465854.0200036326280.0200138876859.6200241447702.8200344758472.2200450329421.62005557310493.02006626311759.52007725513785.82008834915780.82009909817174.72010996819109.4（一）被解释变量居民消费水平与解释变量城镇居民可支配收入进行回归：Dependent Variable: YMethod: Least

18、 SquaresDate: 04/28/12 Time: 13:13Sample: 1991 2010Included observations: 20VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C189.272649.531623.8212480.0013X0.5167370.00520499.298690.0000R-squared0.998178 Mean dependent var4380.050Adjusted R-squared0.998077 S.D. dependent var2643.838S.E. of regression1

19、15.9504 Akaike info criterion12.43884 影响居民消费因素的实证分析第 8 页 共 25 页Sum squared resid242000.8 Schwarz criterion12.53841Log likelihood-122.3884 F-statistic9860.229Durbin-Watson stat0.468466 Prob(F-statistic)0.000000用 OLS 法进行回归得到如下模型： Y= 189.2726 +0.5167X （1） （3.8212） （99.2987）R2=0.998178 D.W=0.468466 F=98

20、60.229（二）、模型检验（二）、模型检验1、经济意义检验本模型1= 0.5167 符合经济学一般规律，参数=dy/dx 称为边界消费额，表明可支配收入增加一个单位（元），居民消费水平可增加 0.5167 个单位（元）0 =189.2726 在经济学中称为自发消费，即人民完成生活需要必须要消费的物质的数量表现XY 的散点图 影响居民消费因素的实证分析第 9 页 共 25 页XY 的线形图从以上的散点图和线性图也可以明显看出居民消费水平和城镇居民的可支配收入存在明显的线性关系。2、统计意义检验参数显著性检验本模型中的1的 T 统计量为 99.29869。对于给定显著水平 a=0.05,查 t

21、分布表得其临界值为 t0.025(18)=2.101,因为 T=99.29869 t0.025(18)=2.101,所以拒接 H0 ：1 =0,表明城镇居民可支配收入居民消费水平有显著地影响拟合优度检验本模型中 R2=0.998178，表明样本回归直线的解释能力为 99.8%，拟合优度很高，远大于经验值 0.8，说明居民消费水平与城镇居民可支配收入确实存在线性关系。 影响居民消费因素的实证分析第 10 页 共 25 页（三）（三） 、预测、预测已知:2011 年我国城镇居民的人均可支配收入为 21810 元，经过预测得知 2011年居民消费水平在 11458.4996，过程如下： 影响居民消费

22、因素的实证分析第 11 页 共 25 页 影响居民消费因素的实证分析第 12 页 共 25 页4、结论、结论Y= 189.2726 +0.5167X （3.8212） （99.2987）R2=0.998178 D.W=0.468466 F=9860.229从上述的分析可知城镇居民人均可支配收入对居民消费水平有重要的影响，但影响居民消费水平的因素除了人均可支配收入外还有许多其他因素，如农村居民村收入消费者价格以及指数（CPI）等。下面将进一步讨论影响居民消费水平的其他因素。五、多元模型五、多元模型（一）模型设定 影响居民消费因素的实证分析第 13 页 共 25 页根基凯恩斯的消费理论，同时参考杜

23、森贝利（J.S.Duesenberry）的相对收入消费理论，莫迪利安尼（F.Modigliani）的生命周期生命理论和弗里德曼（M.Frriedman）的永久收入的消费理论得知消费主要可支配收入的影响，同时还受消费者价格指数和国内生产总值的影响。设：设：Y居民消费水平（元）X1城镇居民可支配收入（元）X2农村居民存收入（元）X3消费者价格指数（设上年为 100）X4居民储蓄（亿元）为此建立如下计量经济学模型：Yt =0+1X1+2X2+3X3+4X4+i (i=1,2,3)（二）. 最小二乘法（OLS）回归对被解释变量居民消费水平与解释变量城镇居民可支配收入，农村居民存收入，消费者价格指数，居

24、民储蓄进行回归：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 04/28/12 Time: 20:02Sample: 1991 2010Included observations: 20VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C600.4221244.90502.4516530.0270X10.4419070.03531812.512320.0000X20.4746770.0901895.2631460.0001X3-6.5997992.122271-3.1097810.0072X4-0.00

25、37380.001286-2.9072870.0108R-squared0.999672 Mean dependent var4380.050Adjusted R-squared0.999585 S.D. dependent var2643.838S.E. of regression53.84900 Akaike info criterion11.02256Sum squared resid43495.72 Schwarz criterion11.27150Log likelihood-105.2256 F-statistic11446.32Durbin-Watson stat2.038432

26、 Prob(F-statistic)0.000000用最小二乘法进行回归得到如下模型： 影响居民消费因素的实证分析第 14 页 共 25 页Y=600.4221+0.4419X1+0.4747X26.5998X30.0037X4 （2） （12.5123） （5.2631） （-3.1098） （-2.9073）R2=0.999672 D.W=2.038432 F=1144632（三）模型检验1、经济检验本模型表明城镇居民人均可支配收入和农村居民存收入与居民消费水平呈正相关的关系，且城镇居民人均收入增加一个单位（元） ，则消费水平增加0.4419 个单位（元） ；农村军民存收入增加一个单位，则

27、消费水平增加 0.4747个单位（元） 。消费者价格指数和居民储蓄呈负相关关系，且消费者价格指数增加一个单位，则居民消费水平减少 6.5598 个单位（元） ；居民储蓄增加一个单位（亿元） ，则居民消费水平减少 2.9073 个单位（元） 。此结果符合经济学的一般规律。2、统计检验 拟合优度检验R2=0.999672 表明各解释变量的综合对被解释变量居民消费指数的解释能力为 99.97% ，R2=0.999672 0.8 说明模型的拟合优度非常高 影响居民消费因素的实证分析第 15 页 共 25 页 t 检验|t1|=12.513 2 |t2|=5.2634 2 |t3|=3.1098 2 |

28、t3|=2.9073 2 根据经验值判断 x1 、x2、x3、x4 对被解释变量居民消费指数都较显著3、计量经济学检验 异方差性检验（怀特检验）异方差性检验（怀特检验） 1 1White Heteroskedasticity Test:F-statistic2.797738 Probability0.058415Obs*R-squared13.40960 Probability0.098512Test Equation:Dependent Variable: RESID2Method: Least SquaresDate: 04/28/12 Time: 21:41Sample: 1991 20

29、10Included observations: 20VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C152549.5134913.51.1307210.2822 影响居民消费因素的实证分析第 16 页 共 25 页X113.897415.5568192.5009650.0295X12-0.0001570.000200-0.7823060.4505X2-13.7154012.14130-1.1296480.2827X22-0.0012280.002544-0.4827850.6387X3-2439.9092432.159-1.0031860.337

30、3X328.80915811.068740.7958590.4430X4-0.6685660.225032-2.9709830.0127X421.41E-065.37E-072.6225390.0237R-squared0.670480 Mean dependent var2174.786Adjusted R-squared0.430829 S.D. dependent var2732.899S.E. of regression2061.792 Akaike info criterion18.40270Sum squared resid46760851 Schwarz criterion18.

31、85078Log likelihood-175.0270 F-statistic2.797738Durbin-Watson stat2.209905 Prob(F-statistic)0.058415Obs*R-squared 统计量是 white 检验的检验统计量是 nR2,通过相伴概率判断是否拒接无异方差的 H0假设。这里 Obs*R-squared=13.40960，对于 0.05 的显著水平 X20.05=9.49 。由于 Obs*R-squared=13.40960 X20.05=9.49 ，故否定 H0假设，随机项中存在异方差。异方差的修正（加权最小二乘法）异方差的修正（加权最小二

32、乘法） 2 2Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 04/28/12 Time: 22:00Sample: 1991 2010Included observations: 20Weighting series: W1VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C546.526279.013996.9168280.0000X10.4481740.02499117.933060.0000X20.4561680.04039411.292890.0000X3-6.1344370.802950-7.

33、6398700.0000X4-0.0037200.000942-3.9507410.0013Weighted StatisticsR-squared0.999985 Mean dependent var3231.976Adjusted R-squared0.999981 S.D. dependent var3021.424S.E. of regression13.13700 Akaike info criterion8.201060Sum squared resid2588.712 Schwarz criterion8.449993Log likelihood-77.01060 F-stati

34、stic99783.48Durbin-Watson stat2.542063 Prob(F-statistic)0.000000 影响居民消费因素的实证分析第 17 页 共 25 页Unweighted StatisticsR-squared0.999664 Mean dependent var4380.050Adjusted R-squared0.999575 S.D. dependent var2643.838S.E. of regression54.51823 Sum squared resid44583.56Durbin-Watson stat1.994335通过加权最小二乘法（WLS

35、）修正得回归方程：Y=546.5262+0.4482X1+0.4562X26.1344X30.0037X4 （3） （17.93306） （11.29289） （-7.63987） （-3.950741）R2= 0.999985 D.W=2.542063 F=99783.48 系列相关性检验（杜宾系列相关性检验（杜宾瓦森检验法）瓦森检验法） 3 3由回归方程（2）易知：D.W=2.038432经查验杜宾瓦森检验上下限表得知 dl=1.00 du=1.68即 duD.W.2.32 故随机误差项不存在系列相关性多种共线性的检验与修正（逐步回归法）多种共线性的检验与修正（逐步回归法） 4 4X1、x

36、2、x3、x4 的相关系数矩阵对被解释变量与各解释变量进行最小二乘法（OLS）回归：1 居民消费水平与城镇居民人均可支配收入的回归Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 04/28/12 Time: 22:51Sample: 1991 2010Included observations: 20VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C189.272649.531623.8212480.0013 影响居民消费因素的实证分析第 18 页 共 25 页X10.5167370.00520499.

37、298690.0000R-squared0.998178 Mean dependent var4380.050Adjusted R-squared0.998077 S.D. dependent var2643.838S.E. of regression115.9504 Akaike info criterion12.43884Sum squared resid242000.8 Schwarz criterion12.53841Log likelihood-122.3884 F-statistic9860.229Durbin-Watson stat0.468466 Prob(F-statisti

38、c)0.000000居民消费水平与农村居民存收入的回归Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 04/28/12 Time: 22:53Sample: 1991 2010Included observations: 20VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-446.762194.65251-4.7200240.0002X21.8190190.03148657.772930.0000R-squared0.994636 Mean dependent var4380.050Adjusted

39、 R-squared0.994338 S.D. dependent var2643.838S.E. of regression198.9387 Akaike info criterion13.51851Sum squared resid712379.2 Schwarz criterion13.61808Log likelihood-133.1851 F-statistic3337.712Durbin-Watson stat0.597877 Prob(F-statistic)0.000000居民消费水平与消费者价格指数的回归Dependent Variable: YMethod: Least S

40、quaresDate: 04/28/12 Time: 22:57Sample: 1991 2010Included observations: 20VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C20174.049064.0902.2257110.0391X3-150.662986.29848-1.7458350.0979R-squared0.144809 Mean dependent var4380.050Adjusted R-squared0.097299 S.D. dependent var2643.838S.E. of regression

41、2511.926 Akaike info criterion18.59013Sum squared resid1.14E+08 Schwarz criterion18.68970Log likelihood-183.9013 F-statistic3.047939Durbin-Watson stat0.141133 Prob(F-statistic)0.097885 影响居民消费因素的实证分析第 19 页 共 25 页居民消费水平与居民储蓄的回归Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 04/28/12 Time: 23:00Sample:

42、 1991 2010Included observations: 20VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C1333.452128.238610.398210.0000X40.0306110.00098830.996320.0000R-squared0.981610 Mean dependent var4380.050Adjusted R-squared0.980588 S.D. dependent var2643.838S.E. of regression368.3587 Akaike info criterion14.75063Sum

43、 squared resid2442386. Schwarz criterion14.85020Log likelihood-145.5063 F-statistic960.7721Durbin-Watson stat0.543191 Prob(F-statistic)0.000000分别作 Y 与 X1，X2, X3, X 间的回归得到回归结果如下：1516737. 02726.189XY （3.821248） ( 99.26869 ) R2 = 0.998178 D.W.=0.468466 F=9860.2292819019. 17621.446XY ( -4.720024) （57.77

44、293）R2 = 0.994636 D.W.= 0.597877 F=3337.71236629.15004.20174XY （2.225711） （-1.745835）R2 = 0.144809 D.W.=0.141133 F=3.0479394030611. 0452.1333XY （10.39821） （30.99632）R2 = 0.981610 D.W.= 0.543191 F=960.7721通过观察以上四个一元回归模型结合经济理论得知：城镇居民可支配收入（X1）是被解释变量居民消费水平最重要的解释变量（无论从经济理论还是统 影响居民消费因素的实证分析第 20 页 共 25 页计检

45、验都是最适合的） ，因此把 作为最优的基本方程)(1XfY 将其余变量逐个引入 第一个为：)(1XfY ),(21XXfY Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 04/29/12 Time: 08:02Sample: 1991 2010Included observations: 20VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-30.8475252.23624-0.5905390.5626X10.3469500.03237010.718150.0000X20.6018810.11415

46、35.2725900.0001R-squared0.999309 Mean dependent var4380.050Adjusted R-squared0.999227 S.D. dependent var2643.838S.E. of regression73.49679 Akaike info criterion11.56984Sum squared resid91830.23 Schwarz criterion11.71920Log likelihood-112.6984 F-statistic12284.46Durbin-Watson stat1.169639 Prob(F-stat

47、istic)0.000000如上图所示，加入 X2 变量，使由 0.998178 提高到 0.999309，也由2R2R0.998077 提高到 0.999227，同时 X2 的 t 大于 2 也通检验，但该模型中的常数项的符号为负，已一般经济经济规律不符，因此应将该变量排除将第三个解释变量引入得：),(31XXfY Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 04/29/12 Time: 09:03Sample: 1991 2010Included observations: 20VariableCoefficientStd. Errort

48、-StatisticProb. C1307.547394.50053.3144380.0041X10.5119200.004717108.51570.0000X3-10.294823.611202-2.8508030.0111R-squared0.998767 Mean dependent var4380.050Adjusted R-squared0.998622 S.D. dependent var2643.838S.E. of regression98.13805 Akaike info criterion12.14811Sum squared resid163728.3 Schwarz

49、criterion12.29747Log likelihood-118.4811 F-statistic6886.250Durbin-Watson stat0.575310 Prob(F-statistic)0.000000 影响居民消费因素的实证分析第 21 页 共 25 页如上图所示，加入 X3 变量，使由 0.998178 提高到 0.998767，也由2R2R0.998077 提高到 0.998622，同时 X3 的 t 大于 2 也通检验说明该解释变量对被解释变量有显著的影响，应与保留。将第三个解释变量引入得：),(431XXXfY Dependent Variable: YMeth

50、od: Least SquaresDate: 04/29/12 Time: 09:08Sample: 1991 2010Included observations: 20VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C1171.647358.65493.2667820.0048X10.5902700.03476016.981340.0000X3-10.579773.239482-3.2658830.0049X4-0.0047190.002078-2.2708950.0373R-squared0.999068 Mean dependent var4380.050Adjusted R-squared0.998893 S.D. dependent var2643.838S.E. of regression87.97012 Akaike info criterion11.96873Sum squared resid123819.9 Schwar