宁夏城镇居民收入与消费关系的研究Word文件下载.docx

1、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

2、收入数据；20002001200220032004200520062007200820092018全国628068607703847294221049311760137861578117175191092181024565东部7390811488679824109281220713713156081777519377215352450627477中部5302579564777135795888539888116761340214595162141857221003西部5743626467117247796186349446109401238513480149131701119284宁夏4912

3、554460676531721880949177108591293214025153451757919831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

4、；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 2Ol ZOG1. 丄 DQZ 2:001 2AD4 2:00 S 卫 DUE 2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。 20

5、00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

6、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。557058746360711879738623939998901114712144133351497516573表1-9根据数据可绘制下列图表1-10、1-11 ；表 1-10JSOOO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

7、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 k为比例系数）则描述持

8、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

9、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（元财产性收入转移性收入暂时性收入持久性收入4945345930541114011813764556639083654012531293427264094367405159716384772699146714418217971879511277495166495602027208756628745577295764195267281000264519798924832572743011793766811831472795294

10、288511411987941857183328534681065015551959720362813636391811633175371082122381904288447713059196551239723671984692489014764219021396625231615253541416489表2-12.3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2-2CorrelationsCYpYtPearson Correlation C1.000.998.997.996输出结果2-2是相关阵看出， 与 、 相关系数为0.998

11、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2-3Model SummaryModelRR SquareAdjusted RSquareStd. Error of theEstimateDurbin-Watson1.999 a137.6612.686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

12、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2-4ANOVA bModel |Sum of SquaresdfMean SquareFSig.Regression1.288E826.440E73.398E3.000 aResidual189505.3891018950.539Total1.290E812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。CoefficientsStand

13、ardizedUnstandardized CoefficientsCollinearity StatisticsBStd. ErrorBetaTToleranceVIF（Constant1313.87690.37514.538.000.646.106.8356.081.008128.478.382.320.1641.196.259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

14、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

15、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

16、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2-6KMO and

17、 Bartletts TestKaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy.820Bartletts Test of Sphericity Approx. Chi-Square75.9852）选取主成分输出结果2-7特征值与方差贡献表Total Variance ExplainedCompoInitial EigenvaluesExtraction Sums of Squared Loadingsnent% of VarianceCumulative %1.99699.805.004.195100.000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