09工商管理2班 张二强 学号：20091711310069
一导语：自从改革开放30多年以来，中国社会主义建设取得举世瞩目的
成就国民经济迅速发展，稳定增长，综合国力明显增强，人民收入日渐增长，生活水平也大大提升，伴随着经济的发展，中国的消费结构也有很大变化。
1．温饱消费阶段。（1978—1988年）。70年代末到80年代末，全国
进入以制造业为支撑的工业化阶段。GDP呈上升趋势，居民收入明显增加，年均增长达9.6%。这一时期居民被长期压抑的消费需求获得了解放，购买能级由80年代初“百元级”，发展到80年代末的“千元级”。然而，由于这一期间人均GDP变动维持较低水平，实际增长率徘徊于3%～4%之间，政府和居民消费收入增长带有“恢复性”，消费结构是“温饱型”。
2．过渡消费阶段。（1989—1992年）。90年代初，全国GDP逐渐攀升，年均增长达到4.6%，产业发展使居民消费能力明显超越80年代水平。对耐用品的热点从匮乏年代的百元商品（三转一响），跨过了温饱阶段的千元商品（彩电、冰箱、洗衣机），向5000元上下商品（大容积冰箱、全自动洗衣机、大屏幕彩电）过渡。所以，这一时期政府和居民消费已超过“温饱”，开始向“小康”过渡。
3，小康消费阶段。（1993—1997年）。邓小平南巡讲话发表后，全国经济连续多年保持了两位数提高，GDP高位增长，全国支柱产业长足进步，第三产业推进，为居民消费结构提升提供了物质条件。这一时期，居民收入快速提高，年均增长9.2%，“万元级”高档耐用消费品进入居民家庭，交通通讯、医疗保健、文化教育等消费成倍增长。这一阶段，政府和居民消费明显跃入了小康阶段。
关键词：【消费支出 GDP 税收 人均收入 财政支出 财政收入】
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二：研究目的：
消费是人类生产的目的。在社会再生产中，生产必须
围绕消费需求来进行，消费对生产起引导作用。生产与消费相互依存、相互制约、相辅相成。生产决定消费，消费也反作用于生产；生产只是手段，消费才是目的。消费的数量、规模、档次、速度，决定生产的数量、规模、档次、速度；消费能否顺畅实现，决定生产的循环能否顺利完成。可以说，产品能否被消费者接受、接受数量大小，决定着生产者的兴衰。而最终消费是指常住单位在一定时期内对于货物和服务的全部最终消费支出，也就是常住单位为满足物质、文化和精神生活的需要，从本国经济领土和国外购买的货物和服务的支出。影响消费支出的因素有很多，但据分析主要的因素可能有：①从宏观经济看，经济整体增长是消费支出的基本源泉，而国内生产总值是反映经济增长的一个重要指标，并且消费支出也是属于GDP中的一部分。②从政府消费支出看，税收收入是财政收入的主体，社会经济的发展和社会保障的完善等都对公共财政提出要求，因此对预算支出所表现的公共财政的需求对当年的消费支出可能会有一定影响。因此，可以从以上几个方面，分析各种因素对中国消费支出的具体影响。
为了全面反映中国消费支出增长的全貌，我们选用“消费支出”作为被解释变量，；选择“国内生产总值”（即GDP）作为经济整体增长水平的代表；选择“财政支出”作为公共财政需求的代表；选择“税收收入”作为财政收入的一个变量。另外，由于消费支出的结构变化难以量化，而且从数据上看，1978年以后消费支出基本都是增长。
三：内容：
筛选变量：首先收集了中国自1978年到2009年期间32年的数据，如下（其中设最终消费支出为y单位为亿元，财政支出为x1单位亿元，财政收入为x2单位亿元，税收合计为x3单位亿元GDP为x4单位为亿元，人均国民收入为x5单位美元，）：
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（1） ADF单位根检验
首先做y的单位根检验，其时间序列图如下
由y的时间序列图初步判断序列是不平稳的（可以看出可能存在趋势项，需要ADF检验则选择第三种模型进行检验）。
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再做自相关系数图如下
判断，中国最终消费支出y的时间序列不是很快（如滞后期K=2，趋于零即缓慢下降，再次表明时间序列是平稳的。 做y的最小根检验图如下：
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^在原假设H0: ??1或者??0单位根的
t?t检验值为：
??????3977389??^而在1%，5%，10%三个显著水平下单位根检验的临界值分别为-3.689194，-2.971853，-2.625121显然t的统计量小于相应DW的临界值从而不接受H0,表明我国从1978—2009年度最终消费支出y是平稳的时间序列，不存在单位根。
其他的数据依此类推，结果表明x1，x2，x3，x4都存在单位根，而 x5不存在单位根。
（2） 分析数据，设立模型：
从数据作为散点图如下：
由散点图知道该数据之间肯定不成线性关系，故将Y,x1,X 2 X3X4改为lny，lnx1， lnx2 ，lnx3，lnx4对数形式，用其代表财政支出，财政收入税收合计，GDP，所以根据其变化规律设立的模型为：
lnYt=?0??1lnX1t??2lnX2t??3lnX3t??4lnX4t??5X5t??ut
接着做OLS检验得图如下：
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?0?5732.564 ?1?1.544681 ?2??4.97665 7 ?3?3.71620 7
?4?0.711712 ?5??23.63261
lnYt?5732.564?1.544681lnX1?4.976657lnX2?3.716207lnX3?0.711712lnX4?23.63261X5
^（3）对该模型进行推断检验
F检验：针对H0: ?0??1??2??3??4??5?0,给定显著性水平
?=0.05，在F分布表中查出自由度为k-1=5,和n-k=10的临界值
F?(5,26)=2.59.由表中得到F = 4969.633 》F?（5,26)=2.579应拒绝原假设H0: ?0??1??2??3??4??5?0,，说明回归方程显著，在其他解释变量不变的情况下，既“财政支出”和“财政收入”，“税收合计”，“GDP”，“人均国民收入”联合起来对“消费支出”有显著影响。
T检验：H0:?j=0（J=0,1,2,3,4,5, ）, 给定显著性水平
在t分布表中查出自由度为n-k=26的临界值t?2（26）=2.0555,?=0.05，
由表中得3.420436，4.072460，-5.861692，3.636541，13.62497，
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-2.345224其绝对值都大于t
?2（26）=2.0555,，说明在显著性水平
?=0.05下， 应当拒绝H0:?j=0（J=0,1,2,3,4,5, ）， 在其他解释变量
不变的情况下，即 “财政支出”和“财政收入”，“税收合计”，“GDP”，“人均国民收入”分别对“消费支出”有显著影响
R2检验：由于 R2= 0.998955，当R2接近于1，说明模型对数
据的拟合优度越好。
修正可决系数R2?1?(1?R2)n?1? 1 —（1—0.998955）n?k32?1? 0.998754，说明模型对样本的拟合很好。 32?6（4）共线性检验：由上面检验可见该模型 R
22=0.998955，
R?0.998754可决系数很高，F检验值4969.633》F??6,25?=2.59明显
显著。但是当a=0.1时，t
?2（26）=1.7056不仅lnX2，X5，的系数t
检验不显著，而且他们的系数的符号都与预期的相反，这表明很可能存在严重的多重共线性。
计算各个解释变量的相关系数，选择lnX1,lnX2,lnX3,lnX4X5,；的数据，得出的系数矩阵如表，
由此相关系数矩阵可以看出，各个解释变量相互之间的相关系数较高，正式确实存在严重的多重共线性。
修正多重共线性：采用逐步回归的方法去检验和解决多重线性问题，先作Y对lnX1的一元线性回归，回归结果如下图
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参数估计值为2.374632 ， t统计23.53180 R=0.948608 ， R?0.946895
22,
分别作lny对lnx1，lnx2，lnx3，lnx4，x5一元回归模型分析，
结果如下所示
变量 参数估计值 T统计量 lnX1 2.374632 lnX2 2.500443 lnX3 2.843048 lnX4 0.491780 X5 54.15719 22.30208 23.53180 56.84405 28.87296 24.97177 0.954100 R 20.948608 0.943115 0.990801 0.965264 6/2/2011 8页
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2R 0.946895 0.952570 0.941219 0.990494 0.964106 其中加入X4的方程R=0.990494
最大，以lnX4为基础，顺次加入其他变量逐步回归，结果如表
变量 变量 2lnX1 -1.092361 (0.205758) lnX2 lnX3 lnX4 0.710622 (0.041695) X5 R 0.995013 2lnX4lnX1 lnX4lnX2 lnX4lnX3 lnX4X5 -1.403162 (0.150936) 0.757887 (0.028962) 0.997529 -1.764372 (0.228829) 0.788738 (0.038842) 0.815090 (0.050394) 0.996776 -36.27534 (6.403606) 0.995332 当加入lnx4作为基础变量时， R有所增加，但是其参数t的检验不明显，且lnX1，lnX2， lnX3， X5，参数均为负值不合理，从相关系数也可以看出lnX1，lnX2， lnX3， X5，与lnX4的相关度很高，这就说明主要是lnX1，lnX2， lnX3，X5，引起的多重共线性，应予以剔除掉。虽然lnX4的参数t值在a=0.05时为 1.7056，但是在a=0.10显著水平不为0.，可予以保留。
最后的修正严重共线性影响后的回归结果为：
^lnY?4268.124?0.491780lnX t4t2T=（3.976599）（56.84405）
R=0.990494 R2=0.990801 F=3231.246 DW=0.096315
2（5）对于剩余变量的异方差性检验：在剩余的数据中是对全国的
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GDP和消费支出的描述，而同一年中不同地区的GDP在汇报统计时都存在误差，所以应该对该模型进行异方差性检验。
首先设置变量et2并且绘制et2和lnx4的散点图：
判断：由散点图可以看出，残差平方ei2对解释变量lnx4的散点
主要分布在图形的斜向上方部分，大致可以看出，残差平方ei2随解释变量lnx4的变动呈现增大的趋势，因此可能存在异方差，但是否存在异方差性还得进一步检验。
Goldfield-quanadt检验：首先构造两个样本区间建立回归模
型，样本容量n=32，删除中间1/4的观测值即8个，剩余部分的两个样本区间：1—12和21—32，他们的样本个数均为12个，即n1=n2=12。然后分别作来两个样本的OLS检验结果：
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A图
B图
2由A图得到残差平方累加和?e1i和
2?e2i?76534.03由
B图得到残差平方累加
?28227734，所以
根据goldfeld-quanadt检验F统计量为
F?2?E22?E1?28227734?368.82591966
76534.03
判断：在a=0.05下，上式中分子分母的自由度均为10，查F分
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布表临界值F（10,10）=2.98
，因为F=368.82591966>> F（10,10）=2.98,所以拒绝原建设，表明模型确实存在异方差。
White检验：
由于该模型是一元函数，故无交叉乘积项，因此选no cross terms，则用辅助函数:经估计white检验结果如下：
从表中R2=0.252336，NR2=8.074750.,由white检验知，在a=0.05下，查x2分布得到临界值x20.05（2）=5.9915同时lnx4与lnx42的t检验值也很显著。比较计算的x2统计量与临界值，因为NR2=8.074750> x20.05（2）=5.9915，所以拒绝原假设，接受备择假设，表明模型存在异方差
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性。
异方差修正：
运用最小加权估计过程，分别选用w1t=1/lnx4 ,w2t=1/lnx4^2 , W3t=1/sqr(lnx4),经检验发现用权数w2t的效果最好，下面是w2t检验结果
^lnY??113.1237?0.670400lnX t4tT=（-2.345066）（65.11528）
R=0.992974 R2=0.992740 F=4240 DW=0.040616
2(6)对现在该模型的自相关检验：
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对于该回归方程的可决系数很高，回归系数均显著，对样本容量为32，一个解释变量的模型，5%的显著水平，查DW统计表dL=1.373 ,dU=1.502 ，模型中DW 自相关的处理: 为了解决自相关问题，选用广义差分法。由模型可得残差序列et，对残差惊醒回归分析生成命名为e的序列， 由回归结果可得e的回归方程 et?0.996484et?1 6/2/2011 14页 ^09工商管理2班 张二强 学号：20091711310069 由上式可知?t程如下： ^?0.996484对原模型惊醒广义差分，课得到广义差分方 Yt?0.996484Yt?1??1(1?0.996484)??2(X4?0.996484Xt?1)??t 对广义差分方程进行回归，如下： 其中lnY*t?lnYt?0.996484lnYt?1 lnX*t?lnXt?0.996484lnXt?1 由于使用了广义差分数据，样本容量应减少一个，为32个，查1%的显著水平的DW统计表中可知dL=1.195 ,dU=1.307，而模型中DW=0.733032 6/2/2011 15页