宁夏城镇居民收入与消费关系的研究.docx
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宁夏城镇居民收入与消费关系的研究
北方民族大学
学士学位论文
论文题目：
宁夏城镇居民收入与消费关系的分析
院（部〉名称:
数学与信息科学学院
学生姓名：
专业:
统计学学号:
指导教师姓名：
论文提交时间：
论文答辩时间：
学位授予时间：
北方民族大学教务处制
宁夏城镇居民收入与消费关系的分析
摘要
中国从改革开放以来经济得到不断发展，经济的发展带动了GDP的增长，居民生
活水平也随之提高。
本文运用计量经济学中的弗里德曼提出的消费的持久收入理论与凯恩斯的绝对收入消费理论建立模型，再利用统计学中的回归分析，基于宁夏2000-
2018年的相关数据，对宁夏城镇居民收入与消费的关系进行分析，并给出了分析结论
和相关的对策建议。
关键词：
城镇居民，收入，消费，计量经济学，回归分析
TheanalysisoftherelationshipbetweenurbanresidentsincomeandconsumptioninNingxia
Abstract
SincereformandopeningupinChina,oureconomicisdevelopmentandbreakthrough.ThedevelopmentofeconomydrivethegrowthofGDPandourlifelevelincreases.Thispaperuseseconometricsfriedman'spermanentincometheoryandtheconsumptionofKeynes'sabsoluteconsumptiontheorybuildingamodel.wereusestatisticalregressionanalysisandanalyserelativedataofningxiain2000-2018.Weanalysetherelationshipbetweentheurbanresidentsincomeandconsumptioninningxia.Finally,theconclusionofanalysisandrelatedcountermeasuresorSuggestionsaregiven.
Keywords:
UrbanlivingstandardsinNingxia,Income,Consumption,Econometrics,Regressionanalysis
前言1
1宁夏城镇居民生活水平状况分析2
1.1宁夏城镇居民收入水平分析2
1.1.1宁夏城镇居民与全国各地收入水平的比较分析2
1.1.2宁夏与西部地区发达省市比较3
1.2宁夏城镇居民消费水平分析4
1.2.1宁夏城镇居民与全国各地消费水平的比较4
1.2.2宁夏与西部地区发达省市比较6
2宁夏城镇居民收入与消费关系的分析8
2.1模型的选取8
2.2变量的选取及数据搜集8
2.3多元回归模型的分析9
2.3.1模型结果分析9
2.3.2最小二乘估计10
2.3.3模型改进——主成分回归基本步骤与分析11
2.4多元回归模型的经济意义检验14
3宁夏城镇居民收入与消费结构关系的分析15
4结论与建议17
4.1主要结论17
4.2对策建议17致谢18参考文献19
宁夏城镇居民收入与消费的关系分析
刖言
我国实施西部大开发政策，目的是“把东部沿海地区的剩余经济发展力转移到西部地区，用以提高西部地区的经济和社会发展水平、巩固国防”。
经济的发展在一定的程度上可以反映居民生活水平的状况，宁夏回族自治区作为西部经济发展相对落后的地区，随着西部地区经济的发展，居民生活也发生了翻天覆地的变化。
本文以宁夏地区作为研究对象，用收集得到的相关数据，运用计量经济学中的收入-消费模型，分
析宁夏城镇居民收入与消费之间的关系，并给出了分析结论和相关的对策建议。
1宁夏城镇居民生活水平状况分析
随着我国西部大开发政策的深入实施，宁夏地区经济得到了空前的发展，经济的
发展也带动了城镇居民的收入和消费水平的不断提高，人民生活也发生了翻天覆地的
变化。
本文结合中国统计年鉴中的全国及东部＜黑龙江、吉林、辽宁、河北、北京、天
津、山东、江苏、浙江、福建、广东、海南），中部＜内蒙古、山西、河南、江西、湖
南、湖北、安徽、广西、陕西），北部＜重庆、贵州、云南、四川、甘肃、宁夏、青
海、新疆、西藏）各地区城市居民的收入与消费的数据及图表进行简单的分析，比较
得到宁夏居民的生活水平状况。
1.1宁夏城镇居民收入水平分析
1.1.1宁夏城镇居民与全国各地收入水平的比较分析
收入作为衡量居民生活水平的重要指标，对于居民的生活水平状况具有很强的刻画性。
下表1-1为各地区城镇居民每年人均可支配收入数据；
2000
2001
2002
2003
2004
2005
2006
2007
2008
2009
2018
2018
2018
全国
6280
6860
7703
8472
9422
10493
11760
13786
15781
17175
19109
21810
24565
东部
7390
8114
8867
9824
10928
12207
13713
15608
17775
19377
21535
24506
27477
中部
5302
5795
6477
7135
7958
8853
9888
11676
13402
14595
16214
18572
21003
西部
5743
6264
6711
7247
7961
8634
9446
10940
12385
13480
14913
17011
19284
宁夏
4912
5544
6067
6531
7218
8094
9177
10859
12932
14025
15345
17579
19831
表1-1
根据上述数据简要的做出折线图1-2来分析宁夏城镇地区居民的收入变化;
西SP
宁■回圧目沿区
•丰E
由上图表，宁夏城镇居民人均可支配收入在逐年增加。
从2000到2018年宁夏城
镇居民人均可支配收入增长了14919元平均每年增长1243.25元，全国人均可支配收
入为18285元平均每年增长1523.75元，可以看出来宁夏城镇居民可支配收入与全国人均可支配收入有一定的差距，说明宁夏城镇居民的收入情况相对全国平均收入水平而言还是较低的；由图1-3可以看出与中部地区比较没有太大的差距；与东部地区城镇居民可支配收入的差距更大并且差距也越来越大。
最具刻画性的是宁夏与西部地区城镇居民可支配收入的比较，从2000-2007年数据可
以看出西部地区的人居可支配收入高于宁夏但是差距越来越小，到2008年宁夏反超西
部地区人均可支配收入，但是差距大致都保持在一定的值上，说明宁夏在西部城市地区中发展是相对较快的。
1.1.2宁夏与西部地区发达省市比较
为了进一步说明宁夏地区在西部地区中居民收入的水平，将宁夏与西部地区发达省市<本文以重庆为例）做比较。
下面是重庆与宁夏城镇居民人均可支配收入的相关数据，见表1-3为宁夏与重庆人均可支配收入数据表。
2000
2001
2002
2003
2004
2005
2006
2007
2008
2009
2018
2018
2018
重庆
6276
6721
7238
8094
9221
10244
11570
12591
14368
15749
17532
20250
22968
宁夏「
4912
5544
6067
6531
7218
8094
9177
10859
12932
14025
15345
17579
19831
表1-3
下图为根据上述数据绘制的柱状图1-4与折线图1-5;
图1-4
表1-5
由数据表可以看出2000到2018年宁夏城镇居民人均可支配收入增长了14919
元，平均每年增长1243.25元，重庆城镇人均可支配收入增长了16692元，平均每年
增长1391元。
同时可以从图1-5可看出宁夏与重庆都现上升的趋势，但是宁夏城镇居民的人均可支配收入增长低于重庆市，居民生活水平还是有一定的差距，说明宁夏城镇居民收入还有待提高。
1.2宁夏城镇居民消费水平分析
1.2.1宁夏城镇居民与全国各地消费水平的比较
消费带动经济发展，经济增长使得居民收入得到增加，收入又刺激了居民的消费。
所以消费也是衡量居民生活水平的重要指标。
的下表为各地区城镇居民每年人均消费数据，表1-6。
2000
2001
2002
2003
2004
2005
2006
2007
2008
2009
2018
2018
2018
全国
4998
5309
6030
6511
7182
7943
8697
9998
11243
12265
13472
15161
16674
东部
5780
6164
6863
7465
8226
9121
10022
11271
12579
13729
15012
16793
18357
中部
4283
4562
5037
5436
6020
6635
7264
8425
9504
10383
11483
13077
14459
西部
4709
5024
5556
5941
6478
6964
7198
8097
9034
9842
10811
12172
13603
宁夏
4201
4595
5105
5330
5821
6404
7206
7817
9558
10280
11334
12896
14067
表1-6
下图为根据上述数据绘制的柱状图1-7与折线图1-8；
图1-7
I-41JCP4J
1zono
1130（10
hil'UB4t
J4JUR1b
£>
2O€l[>ZOG>1.丄DQZ2:
0012AD42:
00S卫DUE2心九心2011丄
图1-8
由上图表可以看出宁夏城镇居民消费在不断的增加。
2000到2018年宁夏居民人
均支出增加了9866元，平均每年增长822.17元，全国人均支出增长了11676,平均每年增长973元，显然宁夏消费水平是低于全国消费水品。
与东部地区比较有更大的差距。
与中部地区的折线图变化趋势基本一样，说明宁夏的消费水平与中部地区平均消费水平基本一致。
从表1-7可以得出，2000到2018年宁夏居民消费增长9866元平均每年增长822.17元；西部地区平均人均消费增长了8894元，平均每年增长741.17元，说明宁夏城镇居民消费增长速度比西部地区快，同时在2008年反超西部地区平均
消费及宁夏城镇居民消费水平提高比西部地区快，最后高于西部平均消费水平。
1.2.2宁夏与西部地区发达省市比较
为了进一步研究宁夏城镇居民消费水平在西部地区的位置，我们将西部地区发达地区<以重庆为例）与之比较，可大致的得到宁夏城镇居民消费水平在西部地区的大致情况。
下表是重庆与宁夏城镇居民年人均的消费数据，表1-9。
2000
2001
2002
2003
2004
2005
2006
2007
2008
2009
2018
2018
2018
重庆
5570
5874
6360
7118
7973
8623
9399
9890
11147
12144
13335
14975
16573
宁夏
4201
4595
5105
5330
5821
6404
7206
7817
9558
10280
11334
12896
14067
表1-9
根据数据可绘制下列图表1-10、1-11；
表1-10
JSOOO
表1-11
由上图表看出宁夏城镇居民消费在逐年提高。
2000到2018年宁夏城镇居民人均
消费增长了9866元，平均每年增长822.17元；重庆城镇居民人均消费增长11003
元，平均每年增长916.92元，说明宁夏城镇居民人居消费低于西部发达省市；宁夏城镇居民消费水平与西部发达地区还有一定的差距。
2宁夏城镇居民收入与消费关系的分析
2.1模型的选取
根据弗里德曼1957年提出的消费的持久收入理论，居民收入也可以分为两类：
一类收入是长期性的，可预料的。
这种收入叫做持久性收入，另一类收入是偶然性
的，不可预料到的，这种收入就叫做暂时性收入。
那么居民消费C也可以分为两
类：
一类消费是经常的，计划的，这种消费叫做持久性消费；另一类是不经常的，计
划外的。
这种消费叫做暂时性消费。
他认为消费C与持久收入和暂时性收入都有
关。
即：
—口则描述持久消费函数为:
故本文选取根据弗里德曼的持久消费函数的经济模型:
匡表示持久收入，表示暂时性收入两者作为自变量，总消费作为因变量;
22变量的选取及数据搜集
本文收集了宁夏城镇居民可支配收入的四大种类：
可支配收入即工资及补贴收入和其他劳动收入等；经营性收入即居民个体经营得到的收入等；财产性收入即利息收入，股利与红利收入，保险收入，其他投资收入，保险收益，出租房收入，知识产权收入，其他财产性收入等；转移性收入即养老金或离退休金，社会经济补助，辞退金，赔偿收入，保险收入，赡养收入，捐赠收入，提取住房公积金，记账补贴等其他转移性收入。
根据持久性收入与暂时性收入的定义，本文选取收入中的工资性收入和经营性收入之和为持久收入，财产性收入与转移性收入之和作为暂时性收入
数据统计如下表2-1，宁夏城镇居民收入结构数据表；
年份
人均家庭总收入（元＞
工资性收入
（元〉
经营净收入
（元＞
财产性收入
（元＞
转移性收入
（元＞
暂时性收入
（元＞
持久性收入
（元＞
2000
4945
3459
305
41
1140
1181
3764
2001
5566
3908
365
40
1253
1293
4272
2002
6409
4367
405
41
1597
1638
4772
2003
6991
4671
441
82
1797
1879
5112
2004
7749
5166
495
60
2027
2087
5662
2005
8745
5772
957
64
1952
2018
6728
2006
10002
6451
979
89
2483
2572
7430
2007
11793
7668
1183
147
2795
2942
8851
2008
14119
8794
1857
183
3285
3468
10650
2009
15551
9597
2036
281
3636
3918
11633
2018
17537
10821
2238
190
4288
4477
13059
2018
19655
12397
2367
198
4692
4890
14764
2018
21902
13966
2523
161
5253
5414
16489
表2-1
2.3多元回归模型的分析
2.3.1模型结果分析
将数据输入SPSS16.0中做二元性回归得到下列输出结果:
输出结果2-2
Correlations
C
Yp
Yt
PearsonCorrelationC
1.000
.998
.997
Yp
.998
1.000
.996
Yt
.997
.996
1.000
输出结果2-2是相关阵看出，与、相关系数为0.998及0.997,说明用宁
夏城镇居民消费水平与自变量持久性收入与暂时性收入作多元线性回归是合适
的，且变量选取的较好。
2.3.2最小二乘估计
通过用统计软件spss16.0建立回归模型，用最小二乘法vOLS估计［3］参数输出结果如下：
输出结果2-3
ModelSummary
Model
R
RSquare
AdjustedR
Square
Std.Errorofthe
Estimate
Durbin-Watson
1
.999a
.998
.997
137.661
2.686
从输出结果2-3模型概要表可以看到，复相关系数R=0.999，决定系数
=0.998，说明因变量-1的波动中99.8%可由回归方程解释，自变量造成因变量的变动远远大于随机因素对因变量的造成的影响，方程拟合优度很好。
由此看出回归方程高度显著。
输出结果2-4
ANOVAb
Model|
SumofSquares
df
MeanSquare
F
Sig.
1
Regression
1.288E8
2
6.440E7
3.398E3
.000a
Residual
189505.389
10
18950.539
Total
1.290E8
12
从输出结果2-4方差分析表可以看到，变量之间的线性关系的F检验值为
3.398E3，对应的检验概率的P值=0.000<=0.05的显著性水平，说明回归方程变量
之间线性关系显著，这与相关系数的检验结果是一致的。
Coefficients
Standardized
UnstandardizedCoefficients
Coefficients
CollinearityStatistics
Model
B
Std.Error
Beta
T
Sig.
Tolerance
VIF
1
（Constant〉
1313.876
90.375
14.538
.000
持久性收入
.646
.106
.835
6.081
.000
.008
128.478
暂时性收入
.382
.320
.164
1.196
.259
.008
128.478
输出结果2-5
从输出结果表2-5回归系数表可以得到样本的回归方程，初步模型定为:
=1313.876+0.646+0.382
但是我们从上表可以看出自变量持久性收入的与暂时性收入的方差扩大因子
VIF分别为128.478和128.478都远远大于10,说明两自变量之间存在多重共线性。
所以我们必须进行模型的优化，消除自变量之间的多重共线性。
2.3.3模型改进——主成分回归基本步骤与分析
而消除多重共线性的方法有下列几种：
剔除一些不重要的解释变量，逐一剔除解释变量中方差因子较大的一个后做多元线性回归最后可以使剩余的解释变量的方差因子变得小于10,这时我们就消除了变量之间的多重共线性；第二种方法，增大样本量；第三种方法是回归系数的有偏估计，及运用岭回归，主成分法，偏最小二乘法等。
本文中的变量为两个解释变量所以第一种方法剔除自变量显然是不可行的，结果违背了弗里德曼的持久消费理论的经济模型，第二种方法是增大样本量，增大样本量在有些经济问题中是不现实的。
第三种方法中若利用最小二乘法，得到的回归系数的估计值很不稳定，致使在回归方程整体高度显著，一些回归系数通不过显著性检验，回归系数的正负号也可能出现倒置切结果不佳，使得回归方程无法得到合理的经济解释，直接影响到最小二乘法的应用效果，降低回归方程的应用价值。
为了使回归系数更能够合理的解释宁夏城镇居民消费与暂时性收入与持久性收入的关系。
所以本文采用第三种方法中的主成分法来消除自变量之间的多重共线性。
主成分回归是对普通最小二乘法估计的一种改进，它的参数估计是一种有偏估计。
主成分分析是用一种降维的思想，在损失很少信息的前提下把多个指标利用正交旋转变换化为几个综合指标的多元统计分析方法。
主成分回归方程使我们看到主成分的简化结构，消除变量之间的相关方面起到了明显的效果，但是也给回归方程的解释带来了复杂性。
它并不像原解释变量的边缘效应那样简单的解释，因此，我们可以运用主成分分析消除多重共线性，得到最终的估计结果，也必须将主成分还原成原始的变量。
在SPSS16.0中输入数据进行主成分分析得到下列各表及结论
<1）主成分分析可行性检验
通常米用KMO检验判断是否可以进行主成分分析。
KMO检验用于检验变量间的偏相关系数是否过小，一般KMO大于0.9时效果最佳，小于0.5时不宜做主成分分析。
下表看出KMO检验的结果为0.820，接近0.9，适合做主成分分析。
输出结果2-6
KMOandBartlett'sTest
Kaiser-Meyer-OlkinMeasureofSamplingAdequacy.
.820
Bartlett'sTestofSphericityApprox.Chi-Square
75.985
df
1
Sig.
.000
<2）选取主成分
输出结果2-7特征值与方差贡献表
TotalVarianceExplained
Compo
InitialEigenvalues
ExtractionSumsofSquaredLoadings
nent
Total
%ofVariance
Cumulative%
Total
%ofVariance
Cumulative%
1
1.996
99.805
99.805
1.996
99.805
99.805
2
.004
.195
100.000
.004
.195
100.000
上表中有2个主成分的特征值，第一个主成分的累计贡献率为99.805%,即前第
一个主成分已经保留了原来指标的绝大部分信息。
<3）主成分回归
计算主成分的值为：
输出结果2-8主成分数值
z
-1.68912
-1.54826
-1.29186
-1.1143
升级会员 