吳琴

摘 要：本文運(yùn)用EVIEWS7.0軟件檢驗(yàn)1985-2012年重慶農(nóng)村居民純收入和消費(fèi)支出時(shí)間序列的平穩(wěn)性并進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，得出相關(guān)一元線性模型即重慶農(nóng)村居民純收入對其消費(fèi)支出有顯著影響，并進(jìn)行2013年的消費(fèi)支出預(yù)測分析。

關(guān)鍵詞：重慶；收入與消費(fèi)；時(shí)間序列平穩(wěn)性

調(diào)整的可決系數(shù)為0.996814，模型的擬合程度較好，即農(nóng)民人均消費(fèi)支出的99.68%可以由農(nóng)民人均純收入解釋。F=8449.504>臨界值，拒絕原假設(shè)，方程通過F檢驗(yàn)?；貧w系數(shù)的t統(tǒng)計(jì)量均大于臨界值，回歸系數(shù)通過t檢驗(yàn)。即在5%的顯著性水平下，回歸方程和回歸系數(shù)都是顯著的。

五、預(yù)測與結(jié)論

2013年農(nóng)民人均純收入為8332元，根據(jù)樣本回歸模型預(yù)測農(nóng)民人均消費(fèi)支出為5725.64元。而據(jù)2013重慶統(tǒng)計(jì)年鑒知，2013年重慶農(nóng)民人均消費(fèi)支出為5796元，誤差不大，僅為

1.23%?？梢哉f明，本模型的預(yù)測功能較好。

本文通過Eviews7.0 軟件進(jìn)行了一系列檢驗(yàn)并建立了重慶市農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出和人均純收入的一元線性回歸模型，通過擬合優(yōu)度和參數(shù)估計(jì)進(jìn)行分析?？梢钥闯觯r(nóng)村居民收入對消費(fèi)支出有長期顯著性影響，因此，增加收入是擴(kuò)大的消費(fèi)的重要方法，重慶政府應(yīng)該著力于增加農(nóng)村居民收入，減小收入差距。同時(shí)，消費(fèi)會反作用于居民收入，正好與當(dāng)前新型城鎮(zhèn)化的重要舉措——擴(kuò)大內(nèi)需擬合。

參考文獻(xiàn)：

[1] 中國統(tǒng)計(jì)出版社，重慶統(tǒng)計(jì)年鑒2013[M].

[2] 文秀勤，河南省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)與支出的分析和預(yù)測—基于Eviews6.0軟件[J]，河南財(cái)政稅務(wù)高等專科學(xué)校學(xué)報(bào)，2013（2）38-42.

[3] 鄭紅賓，基于Eviews軟件對金華城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)和支出進(jìn)行分析預(yù)測[J]，棗莊學(xué)院學(xué)報(bào)，2011（10）84-88.endprint

摘 要：本文運(yùn)用EVIEWS7.0軟件檢驗(yàn)1985-2012年重慶農(nóng)村居民純收入和消費(fèi)支出時(shí)間序列的平穩(wěn)性并進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，得出相關(guān)一元線性模型即重慶農(nóng)村居民純收入對其消費(fèi)支出有顯著影響，并進(jìn)行2013年的消費(fèi)支出預(yù)測分析。

關(guān)鍵詞：重慶；收入與消費(fèi)；時(shí)間序列平穩(wěn)性

調(diào)整的可決系數(shù)為0.996814，模型的擬合程度較好，即農(nóng)民人均消費(fèi)支出的99.68%可以由農(nóng)民人均純收入解釋。F=8449.504>臨界值，拒絕原假設(shè)，方程通過F檢驗(yàn)?；貧w系數(shù)的t統(tǒng)計(jì)量均大于臨界值，回歸系數(shù)通過t檢驗(yàn)。即在5%的顯著性水平下，回歸方程和回歸系數(shù)都是顯著的。

五、預(yù)測與結(jié)論

2013年農(nóng)民人均純收入為8332元，根據(jù)樣本回歸模型預(yù)測農(nóng)民人均消費(fèi)支出為5725.64元。而據(jù)2013重慶統(tǒng)計(jì)年鑒知，2013年重慶農(nóng)民人均消費(fèi)支出為5796元，誤差不大，僅為

1.23%。可以說明，本模型的預(yù)測功能較好。

本文通過Eviews7.0 軟件進(jìn)行了一系列檢驗(yàn)并建立了重慶市農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出和人均純收入的一元線性回歸模型，通過擬合優(yōu)度和參數(shù)估計(jì)進(jìn)行分析?？梢钥闯觯r(nóng)村居民收入對消費(fèi)支出有長期顯著性影響，因此，增加收入是擴(kuò)大的消費(fèi)的重要方法，重慶政府應(yīng)該著力于增加農(nóng)村居民收入，減小收入差距。同時(shí)，消費(fèi)會反作用于居民收入，正好與當(dāng)前新型城鎮(zhèn)化的重要舉措——擴(kuò)大內(nèi)需擬合。

參考文獻(xiàn)：

[1] 中國統(tǒng)計(jì)出版社，重慶統(tǒng)計(jì)年鑒2013[M].

[2] 文秀勤，河南省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)與支出的分析和預(yù)測—基于Eviews6.0軟件[J]，河南財(cái)政稅務(wù)高等?？茖W(xué)校學(xué)報(bào)，2013（2）38-42.

[3] 鄭紅賓，基于Eviews軟件對金華城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)和支出進(jìn)行分析預(yù)測[J]，棗莊學(xué)院學(xué)報(bào)，2011（10）84-88.endprint

摘 要：本文運(yùn)用EVIEWS7.0軟件檢驗(yàn)1985-2012年重慶農(nóng)村居民純收入和消費(fèi)支出時(shí)間序列的平穩(wěn)性并進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，得出相關(guān)一元線性模型即重慶農(nóng)村居民純收入對其消費(fèi)支出有顯著影響，并進(jìn)行2013年的消費(fèi)支出預(yù)測分析。

關(guān)鍵詞：重慶；收入與消費(fèi)；時(shí)間序列平穩(wěn)性

調(diào)整的可決系數(shù)為0.996814，模型的擬合程度較好，即農(nóng)民人均消費(fèi)支出的99.68%可以由農(nóng)民人均純收入解釋。F=8449.504>臨界值，拒絕原假設(shè)，方程通過F檢驗(yàn)?；貧w系數(shù)的t統(tǒng)計(jì)量均大于臨界值，回歸系數(shù)通過t檢驗(yàn)。即在5%的顯著性水平下，回歸方程和回歸系數(shù)都是顯著的。

五、預(yù)測與結(jié)論

2013年農(nóng)民人均純收入為8332元，根據(jù)樣本回歸模型預(yù)測農(nóng)民人均消費(fèi)支出為5725.64元。而據(jù)2013重慶統(tǒng)計(jì)年鑒知，2013年重慶農(nóng)民人均消費(fèi)支出為5796元，誤差不大，僅為

1.23%?？梢哉f明，本模型的預(yù)測功能較好。

本文通過Eviews7.0 軟件進(jìn)行了一系列檢驗(yàn)并建立了重慶市農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出和人均純收入的一元線性回歸模型，通過擬合優(yōu)度和參數(shù)估計(jì)進(jìn)行分析。可以看出，農(nóng)村居民收入對消費(fèi)支出有長期顯著性影響，因此，增加收入是擴(kuò)大的消費(fèi)的重要方法，重慶政府應(yīng)該著力于增加農(nóng)村居民收入，減小收入差距。同時(shí)，消費(fèi)會反作用于居民收入，正好與當(dāng)前新型城鎮(zhèn)化的重要舉措——擴(kuò)大內(nèi)需擬合。

參考文獻(xiàn)：

[1] 中國統(tǒng)計(jì)出版社，重慶統(tǒng)計(jì)年鑒2013[M].

[2] 文秀勤，河南省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)與支出的分析和預(yù)測—基于Eviews6.0軟件[J]，河南財(cái)政稅務(wù)高等專科學(xué)校學(xué)報(bào)，2013（2）38-42.

[3] 鄭紅賓，基于Eviews軟件對金華城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)和支出進(jìn)行分析預(yù)測[J]，棗莊學(xué)院學(xué)報(bào)，2011（10）84-88.endprint