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1、宏观经济学实验报告实验时间：2014.6.20 系别： 经济沖类专业班级：经济25学 号：2121802136 姓名： 王中成 绩：【实验题目】分析影响我国城镇居民消费的因素【实验目的】加深对消费理论相关理论的掌握和理解，对于消费函数建立一个感性的认识，并对我国城镇居民消费问 题、政府的冇关经济政策冇一定程度的认识。【理论基础】一、以凯恩斯的消费理论为基础，模型假定现期收入决定现期消费，并在此基础上对于我国城镇居民的 消费行为进行分析研究。下面是凯恩斯的绝对收入假说。J.M.凯恩斯在就业、利息和货币通论(1936) 一书中提出：总消费是总收入的函数。这一思想用 线性函数形式表示为：Yt=aQ+
2、aXt式中Y表示总消费,X表示总收入，下标t表示时期；(】0、a 1为参数。al参数称为边际消费 倾向，其值介于0与1Z间。Q0指不受收入影响的口发消费，后一项指受收入因素和边际消费倾向影响所 形成的引致消费。凯恩斯消费函数的特征是现期收入决定现期消费；边际消费倾向小于1, 11呈现递减的规律。这些 特点为其解释和解决萧条奠定了理论基础。在凯恩斯的绝对收入假说消费函数理论提出后，西方经济学家根据大量的统计资料开展了广泛的研究， 提出了许多新的消费函数。本文运用小国城镇数据考察了我国城镇居民消费和收入的关系。验证收入与消费的关系，并尝试构造一 个我国的消费函数。消费函数描述了消费和收入的函数关系
3、。经典理论中，收入是消费的决定性因素，因而无论是在消费函数 还是储蓄函数中,收入都是作为最主要的甚至是惟一的解释变量。而为了简便，我们仍然假定现期收入影 响现期消费。验证凯恩斯消费函数。【实验要求】掌握消费理论的相关理论知识，学习和了解相关的计蜃分析方法和软件，并使用软件对于一些实际经济 数据进行分析，验证所学的冇关理论。【实验方案与进度】本实验选取的样本期为1981-2011年，数据來源于国家统计局网站，最后得到了我国城镇居民1981 2011年的年总消费支出额Y、城缜居民19812011年的可支配收入X的数据、持久收入Xp（、瞬时收入 Xqt （注：持久收入由国民可支恥收入的三期移动平均值
4、来近似地表示，瞬时收入以当期收入减去估算的持 久收入来表示）。利用Eviews软件对城镇居民町支配收入、年消费支出、持久收入和瞬吋收入进行分析。【实验过程与步骤】（1）选择变量；根据前面的理论分析，选择的变最有我国城镇居民19812011年的年消费额Y、城镇居民19812011年的年可支配收入X的数据、持久收入Xpt、瞬时收入Xqt（2）输入相关数据（3）数据的平稳性检验X二阶差分(ADF)检验Lag Length: 1 (Automatic based on SIC, MAXLAG=7)t-StatisticProb.*Augmented Dickey-Fuller test statist
5、ic-5.2493740.0002Test critical values:1% level-3.6998715% level-2.97626310% level-2.627420女MacKinnon (1996) one-sided p-values.Y二阶差分(ADF)检验Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=7)t-StatisticProb.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-5.1764060.0002Test critical values:1 % level-3.6891945% l
6、evel-2.97185310% level-2.625121*MacKinnon (1996) one-sided p-values.Xpt二阶差分（ADF）检验Lag Length: 2 (Automatic based on SIC, MAXLAG=7)t-StatisticProb.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-1.3188780.6052Test critical values:1% level-3.7114575% level-2.98103810% level-2.629906*MacKinnon (1996) one-sided
7、 p-valuesXqt二阶差分（ADF）检验Lag Length: 3 (Automatic based on SIC, MAXLAG=7)t-StatisticProb.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-5.9597580.0000Test critical values:1% level-3.7240705% level-2.98622510% level-2.632604*MacKinnon (1996) one-sided p-values.从检验结果看，在进行二阶差分ADF检验时，四个变量数据都不存在单位根，是平稳序列。（4）进行模型佔
8、计绝对收入假说模型Y/二做回归分析，得到：AY = 333.1538 + 0.700111X,R2 = 0.997714 R = 0.997635DW=0.167050（5）协整检验绝对收入假说模型对绝对收入假说模型进行协整检验，得到残差序列的ADF （二阶）估计结果：残差项的二阶差分(ADF)检验Lag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=7)t-StatisticProb.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-10.269110.0000Test critical values:1% level5%
9、level10% level-3.689194-2.971853-2.625121*MacKinnon (1996) one-sided p-values.结果表明残差序列不存在单位根，故可以确定城镇居民消费支出（Y）和居民可支配收入（X）之间存 在着协整关系。【实验结果】收入绝对假说模型Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 06/22/14 Time: 22:52Sample: 1981 2011Included observations: 31VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.
10、c333.153853.562406.2199190.0000X0.7001110.006223112.50920.0000R-squared0.997714 Mean dependent var4691.232Adjusted R-squared0.997635SD dependent var4235.734SE of regression205.9702Akaike info criterion13.55568Sum squared resid1230288.Schwarz criterion13.64820Log likelihood-208.1131Hannan-Quinn crite
11、r.13.58584F-statistic12658.32Durbin-Watson stat0.167050Prob(F-statistic)0.000000【结果分析】从模型结果來看，可决系数和修正后的可决系数都表明模型的拟合优度较好，模型都可以较好的解释城镇消 费与收入的关系。模型在绝对收入假说的前提卜-，城镇居民总体消费函数为：A丫 = 333.1538 + 0.700111/即自发消费是333.1538,边际消费倾向人约为0.7左右。木期收入的短期变动对居民消费支出有显著正影 响，本期收入对本期消费的影响很人。从收入消费的动态均衡关系上看，收入作为调控消费的有效政策，具 作用是相当大
12、的，收入增加，消费相应增加。【实验数据】木实验的数据来白于国家统计局官网年份城镇居民可支配收入X城镇居民总消费支出Y城镇居民持久收入Xpt城镇届民瞬时收 入Xqt1981 年500.4456.80504. 43-4. 031982 年535.3471.00533. 431.871983 年564.6505.90584. 00-19. 401984 年652.1559.40651.930. 171985 年739.1673.20764.03-24.931986 年900.9799.00880. 7020.201987 年1002.1884.401027. 73-25. 631988 年1180.
13、21104.001185.40-5. 201989 年1373.91211.001354.7719. 131990 年1510.21278.901528.23-18.031991 年1700.61453.801745.80-45. 201992 年2026.61671.702101.53-74. 931993 年2577.42110.802700.07-122. 671994 年3496.22851.303452.2044. 001995 年42833537.604206. 0376.971996 年4838.93919.504760. 7378. 171997 年5160.34185.605
14、141.4318.871998 年5425.14331.605479. 80-54. 701999 年58544615.905853. 030. 972000 年62804998.006331.20-51.202001 年6859.65309.006947.47-87. 872002 年7702.86029.907678. 2024. 602003 年8472.26510.908532.20-60. 002004 年9421.67182.109462. 27-40. 672005 年104937942.9010558. 03-65. 032006 年11759.58696.6012012.77-253. 272007 年13785.89997.5013775.3710.432008 年15780.811242.9015580.43200
