可決系數(shù)的調(diào)整

1、關(guān)于農(nóng)村居民消費(fèi)預(yù)測(cè)的線性回歸模型來源：中國(guó)論文下載中心     09-09-29 11:55:00      馬潔瓊柳彬德    編輯：studa20 【摘要】農(nóng)村居民消費(fèi)問題是當(dāng)前金融危機(jī)形勢(shì)下政府農(nóng)村工作的重中之重,也是我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)尋找新動(dòng)力的所在。本文通過對(duì)農(nóng)村人均消費(fèi)及其相關(guān)因素的分析,建立了關(guān)于農(nóng)村居民消費(fèi)的多元線性回歸模型。該模型能夠較為準(zhǔn)確的反映實(shí)際,具有一定的使用價(jià)值。 【關(guān)鍵詞】 農(nóng)村居民消費(fèi) 線性回歸 實(shí)際意義 一、研究背景 隨著金融危機(jī)的不斷蔓延,我國(guó)

2、正在將經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)力源頭指向國(guó)內(nèi)市場(chǎng),擴(kuò)大內(nèi)需成為GDP不斷增長(zhǎng)的前提條件。國(guó)內(nèi)市場(chǎng)的擴(kuò)大不能單純依靠提高城鎮(zhèn)居民的購(gòu)買力水平,也要激發(fā)農(nóng)村居民的購(gòu)買熱情。在農(nóng)村人口占55%以上的中國(guó),農(nóng)村消費(fèi)水平的巨大提升空間正在引起人們?cè)絹碓蕉嗟年P(guān)注。自2001年以來,我國(guó)農(nóng)村人均年總收入以9%左右的速度平穩(wěn)增長(zhǎng)。2007年,農(nóng)村人均年總收入為人民幣5791.1元,比2006年同期增長(zhǎng)15%。與此同時(shí),考慮通貨膨脹的影響,2001年至2007年,農(nóng)村人均年生活費(fèi)用支出平均增速約為8.2%,2007年達(dá)人民幣3223.9元,比2006年同期增長(zhǎng)8.6%。2001年至2007年,農(nóng)村居民收入增速遠(yuǎn)高于支出增速

3、,同時(shí)城鎮(zhèn)人均消費(fèi)性支出保持3倍多于農(nóng)村人均生活消費(fèi),說明農(nóng)村居民消費(fèi)還存在較大潛力。現(xiàn)階段,不斷加深對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的研究,摸清農(nóng)村居民消費(fèi)規(guī)律,有利于政府政策的合理制定與貫徹落實(shí),符合當(dāng)前國(guó)際國(guó)內(nèi)形勢(shì)的要求。 二、研究意義 目前國(guó)內(nèi)對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的研究存在以下問題。第一,基于凱恩斯主義研究的消費(fèi)函數(shù)較多,主要分析了消費(fèi)者收入對(duì)消費(fèi)者消費(fèi)行為的影響,對(duì)更多的、重要的影響因素考慮得不夠充分。第二,國(guó)內(nèi)學(xué)者多將目光定位于城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)行為上,對(duì)人口眾多的農(nóng)村居民沒有足夠的研究。隨著時(shí)代的發(fā)展和變化,除了收入因素以外,影響消費(fèi)者消費(fèi)行為的因素越來越多,尤其是在我國(guó)廣闊農(nóng)村地區(qū),具體的影響因素又會(huì)有新

4、的內(nèi)容。因此,研究我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)特點(diǎn)并提出預(yù)測(cè)其發(fā)展趨勢(shì)的合理模型,對(duì)于拉動(dòng)農(nóng)村需求、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)均有不可小覷的作用。 三、研究方法 定量的研究農(nóng)村居民消費(fèi)支出,才能準(zhǔn)確預(yù)測(cè)其未來發(fā)展趨勢(shì)。農(nóng)村居民消費(fèi)支出包括:食品、衣著、居住、家庭設(shè)備用品及服務(wù);交通通訊、文教娛樂用品及服務(wù);醫(yī)療保健和其他商品及服務(wù)。構(gòu)成農(nóng)村居民消費(fèi)支出的因素有很多,影響其變動(dòng)的因素也會(huì)很多,因而它比較符合多元回歸研究的特點(diǎn)。為方便確定農(nóng)村居民消費(fèi)支出的自變量,將農(nóng)村居民消費(fèi)支出分為兩類:有形商品消費(fèi)支出和無形服務(wù)消費(fèi)支出。 有形商品消費(fèi)支出包括:食品、衣著、居住、家庭設(shè)備用品和其他商品。有形商品消費(fèi)支出以滿足農(nóng)村居民的

5、溫飽問題為主體,購(gòu)買的商品一般屬于生活必需品,其數(shù)量和質(zhì)量主要取決于居民的收入和商品自身的價(jià)格。有形商品消費(fèi)支出自變量有:人均年總收入(元)、政府對(duì)農(nóng)業(yè)的投入(億元)、商品零售價(jià)格指數(shù)。 無形服務(wù)消費(fèi)支出包括:交通通訊、文教娛樂用品及服務(wù);醫(yī)療保健及服務(wù)。無形服務(wù)消費(fèi)支出大都是享受型支出,除了同有形商品消費(fèi)支出一樣,受居民收入影響外,它還受居民生活質(zhì)量的要求以及對(duì)未來預(yù)期好壞的影響。無形服務(wù)消費(fèi)支出自變量有:農(nóng)村恩格爾系數(shù)、參加養(yǎng)老保險(xiǎn)人數(shù)占農(nóng)村總?cè)丝诘那Х直取?四、模型的建立 1、數(shù)據(jù)來源與處理 數(shù)據(jù)均來源于中華人民共和國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站公布的2008年中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒。選取1999年至2007年

6、的相關(guān)數(shù)據(jù),其中人均消費(fèi)支出、人均年總收入、政府對(duì)農(nóng)業(yè)的投入均采用當(dāng)年年末新增值;商品零售價(jià)格指數(shù)、恩格爾系數(shù)均采用原值;為防止數(shù)據(jù)本身過小造成誤差增大,用年末累計(jì)參加農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)人數(shù)除以當(dāng)年農(nóng)村人口數(shù)后,再乘以一千。利用SPSS16.0軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)處理。 2、模型變量的選擇和說明 被解釋變量:農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出(E); 解釋變量:人均年總收入(Y)、政府對(duì)農(nóng)業(yè)的投入(C)、商品零售價(jià)格指數(shù)(P)、農(nóng)村恩格爾系數(shù)(D)、參加養(yǎng)老保險(xiǎn)人數(shù)占農(nóng)村總?cè)丝诘那Х直?I)。 采用以下函數(shù)表達(dá)式表示各解釋變量與被解釋變量的關(guān)系:E=F(Y,C,P,D,I) 經(jīng)簡(jiǎn)單測(cè)算和經(jīng)驗(yàn)分析,發(fā)現(xiàn)農(nóng)村居民人均消費(fèi)

7、支出除了與傳統(tǒng)的人均年總收入成一元線性相關(guān)外,政府對(duì)農(nóng)業(yè)的投入影響農(nóng)民人均收入水平、商品零售價(jià)格指數(shù)影響消費(fèi)者價(jià)格心理、農(nóng)村恩格爾系數(shù)影響農(nóng)村消費(fèi)者消費(fèi)行為、參加養(yǎng)老保險(xiǎn)人數(shù)占農(nóng)村總?cè)丝诘那Х直扔绊戅r(nóng)村及其購(gòu)買能力,這些因素在單獨(dú)情況下,均與人均消費(fèi)支出成一元線性相關(guān)。因此,猜想以上各被解釋變量在綜合作用情況下與解釋變量成多元線性線性相關(guān)是完全可行、合理的。 3、線性回歸模型形成的步驟 (1)相關(guān)性分析。線性回歸方程擬引入一個(gè)因變量,即人均消費(fèi);五個(gè)自變量,即人均收入、政府投入、CPI、農(nóng)村恩格爾系數(shù)和養(yǎng)老保險(xiǎn)投保率。經(jīng)計(jì)算得加權(quán)平均值及方差如表1。 由表2看出,人均消費(fèi)與五個(gè)因變量相關(guān)性均較

8、大。其中,人均收入與人均消費(fèi)相關(guān)性高達(dá)99%,政府投入次之,達(dá)98.4%,恩格爾系數(shù)與CPI與人均消費(fèi)的相關(guān)性分別達(dá)83%和80.6%,遠(yuǎn)高于養(yǎng)老保險(xiǎn)參保率的47.8%。 結(jié)果驗(yàn)證了凱恩斯的消費(fèi)函數(shù)觀點(diǎn),自變量農(nóng)村人均收入與因變量人均消費(fèi)的相關(guān)性非常強(qiáng),兩者相關(guān)性散點(diǎn)如圖1。 在進(jìn)行線性回歸分析時(shí)采用的方法為全部引入Enter法。雖然只有養(yǎng)老保險(xiǎn)參保率與因變量的相關(guān)性最低,但為全面考慮,不將其從回歸方程中剔除,如表3。 表4說明,相關(guān)系數(shù)R=1,判定系數(shù)R2=1,調(diào)整后的判定系數(shù)仍高達(dá)0.99,回歸估計(jì)的標(biāo)準(zhǔn)誤差S=18.56672。說明回歸效果一般。 由表5看出,統(tǒng)計(jì)量F=1.533 E3,

9、相伴概率值p<0.001。說明多個(gè)自變量與因變量人均消費(fèi)之間存在著線性回歸關(guān)系。另外,Sum of Squares一欄中分別代表回歸平方和2641696.843、殘差平方和1034.170以及總平方和2642731.013,df為自由度。 表7列出了人均消費(fèi)的預(yù)測(cè)值、標(biāo)準(zhǔn)預(yù)測(cè)值、預(yù)測(cè)值標(biāo)準(zhǔn)差等指標(biāo)的最小值、最大值、平均值、方差和個(gè)案數(shù)。 (3)多元線性回歸的檢驗(yàn)。擬合優(yōu)度檢驗(yàn)。測(cè)定多元線性回歸的擬合程度,使用多重相關(guān)系數(shù)R2 ,它表示因變量與所有自變量全體之間線性相關(guān)程度,實(shí)際反映的是樣本數(shù)據(jù)與預(yù)測(cè)數(shù)據(jù)間的相關(guān)程度。由表4可以看出R2=1,說明回歸平面擬合程度最高。 回歸方程的顯著性檢驗(yàn)

10、又稱F檢驗(yàn),它利用方差分析的方法進(jìn)行,是平均的回歸平方和與平均的殘差平方和之比。F統(tǒng)計(jì)量服從第一自由度為k、第二自由度為n-k-1的F分布。由表5看出,F值為1.533E3,數(shù)值較大,說明自變量造成的因變量的變動(dòng)遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于隨即因素對(duì)因變量造成的影響,F統(tǒng)計(jì)量較為顯著,回歸方程的擬合優(yōu)度也較高。 回歸系數(shù)的顯著性檢驗(yàn),又稱t檢驗(yàn)。t檢驗(yàn)是檢驗(yàn)各自變量對(duì)因變量的影響是否顯著,從而找出那些自變量對(duì)因變量的影響哪些是重要的,哪些是不重要的。由表6可以看出各變量的t值。其中,人均收入t值為14.296,政府投入為1.798,CPI為-1.626,恩格爾系數(shù)為-0.094,養(yǎng)老保險(xiǎn)投保率為0.156,其他因

11、素為1.218。轉(zhuǎn)貼于 中國(guó)論文下載中心 :/ 五、回歸模型的分析及實(shí)際意義 通過對(duì)農(nóng)村人均消費(fèi)多元線性回歸模型的初始推導(dǎo)和后續(xù)驗(yàn)證,證明了該模型在實(shí)際應(yīng)用中可以較為準(zhǔn)確的預(yù)測(cè)出當(dāng)年的農(nóng)村人均消費(fèi)。更重要的是,該模型對(duì)今后政府制定的針對(duì)農(nóng)村、農(nóng)業(yè)、農(nóng)民的政策具有指導(dǎo)意義。 但是,在實(shí)際生活中,影響農(nóng)村居民消費(fèi)的因素有很多,這里只是選取了影響較大的幾個(gè)重要的因素。因此,模型所得預(yù)測(cè)值不可能與實(shí)際情況完全一致,但其科學(xué)性是客觀的。 從模型中可以看出,農(nóng)村商品零售價(jià)格指數(shù)對(duì)農(nóng)村人均消費(fèi)的影響最大,其次是農(nóng)村人均收入,緊隨其后的是農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)參保率和農(nóng)村居民家庭恩格爾系數(shù),最后是政府財(cái)政對(duì)農(nóng)業(yè)的投入。

12、值得思考的是:第一,盡管2008年以來推廣的家電下鄉(xiāng)等在一定程度上降低了農(nóng)村零售商品價(jià)格,但價(jià)格改革的繼續(xù)深化、工農(nóng)業(yè)商品比價(jià)的合理調(diào)整仍有很大的空間。農(nóng)村消費(fèi)決策的制定受價(jià)格因素的影響較大,商品的價(jià)格彈性和物美價(jià)廉的心理比城鎮(zhèn)強(qiáng)烈。第二,2007年城鎮(zhèn)人均年總收入達(dá)人民幣14908.6元,是農(nóng)村同期數(shù)據(jù)的2.57倍,其中農(nóng)村人均年總收入比城鎮(zhèn)低收入戶的人均年總收入還要低1201.5元。城鄉(xiāng)收入差距的不斷擴(kuò)大使得城鄉(xiāng)消費(fèi)水平差距越拉越遠(yuǎn),農(nóng)民增收問題任重而道遠(yuǎn)。第三,2004年以來,農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)發(fā)展逐漸好轉(zhuǎn),但每年增速僅為1%3%,2007年甚至出現(xiàn)2%的負(fù)增長(zhǎng),說明農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)在我國(guó)的開展仍處于初級(jí)階段。養(yǎng)老保險(xiǎn)能為農(nóng)民負(fù)擔(dān)沉重的養(yǎng)老和醫(yī)療負(fù)擔(dān),減少后顧之憂,敢于在現(xiàn)期消費(fèi),降低農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)投保的門檻,提高農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)的普及率應(yīng)是今后政府工作的重點(diǎn)。第四,自2001年以來,農(nóng)村居民家庭恩格爾系數(shù)每隔一年就有1%2%的小幅下降或上升,農(nóng)村居民家庭恩格爾系數(shù)與城鎮(zhèn)居民家庭恩格爾系數(shù)的比值一直保持在1.25左右,可以看出我國(guó)農(nóng)民生活中食品支出比重過大,農(nóng)村生活現(xiàn)代化程度還比較低。恩格爾系數(shù)過高也反映了農(nóng)民收入的偏低,說明提高農(nóng)民收入是解決這一問題的根本方法。第五,政府財(cái)政對(duì)農(nóng)業(yè)的投入雖在一定