城鎮(zhèn)居民家庭人均支配收入與消費(fèi)支出分析

1、中國(guó)城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入與人均消費(fèi)支出的變動(dòng)分析對(duì)中國(guó)19852003年中國(guó)城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入與人均消費(fèi)支出數(shù) 據(jù)進(jìn)行分析，數(shù)據(jù)如附表1。為了便于分析降低數(shù)據(jù)數(shù)量級(jí)，進(jìn)而對(duì)原有數(shù)據(jù)都 取對(duì)數(shù)。用y表示城鎮(zhèn)居民家庭人均收入，用x表示城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出，yi,x i 分別為取對(duì)數(shù)后的城鎮(zhèn)居民家庭人均收入和城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出。文中的估計(jì)結(jié)果由Eviews5.0輸出。一、長(zhǎng)期均衡分析（一）序列線(xiàn)性關(guān)系檢驗(yàn)原有序列時(shí)序圖YX取對(duì)數(shù)后的序列時(shí)序圖Y1 X1原有序列散點(diǎn)圖9,000 -8,0007,0006,0005,000Y4,000 -3,0002,0001,000 -002,0004

2、,0006,0008,000取對(duì)數(shù)后序列散點(diǎn)圖9.59.08.5Y 8.07.57.06.56.46.87.27.68.08.48.8X1從上述時(shí)序圖和散點(diǎn)圖可以比較明顯的看出取對(duì)數(shù)后的城鎮(zhèn)居民家庭人均收 入和城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出之間具有線(xiàn)性關(guān)系，下面對(duì)取對(duì)數(shù)后的序列進(jìn)行分 析。（二）對(duì)對(duì)數(shù)序列進(jìn)行AD檢驗(yàn) 表1城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出t-StatisticProb.*Augme nted Dickey-Fuller test statistic-1.0493930.7100Test critical values:1% level-3.8867515% level-3.05216910% lev

3、el-2.666593表2 城鎮(zhèn)居民家庭人均收入t-StatisticProb.*Augme nted Dickey-Fuller test statistic-1.9416510.3068Test critical values:1% level-3.9203505% level-3.06558510% level-2.673459從表1和表2可以看出，進(jìn)行AD臉驗(yàn)的結(jié)果表明取對(duì)數(shù)后的城鎮(zhèn)居民家庭 人均可支配收入和城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出二者都為非平穩(wěn)序列。由于多元序列的建模前面要求序列必須平穩(wěn)才能進(jìn)行建立動(dòng)態(tài)回歸模型，進(jìn)而取對(duì)數(shù)后的城鎮(zhèn)居 民家庭人均可支配收入和城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出序列不能建模

4、，需要進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，如果存在協(xié)整關(guān)系即可進(jìn)行建模，下面對(duì)兩個(gè)序列進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。（二）協(xié)整檢驗(yàn)對(duì)數(shù)消費(fèi)支出2階差分的ADF檢驗(yàn)t-StatisticProb.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-3.7906030.0011Test critical values:1% level-2.7549935% level-1.97097810% level-1.603693對(duì)數(shù)可支配收入2階差分的ADFj檢驗(yàn)t-StatisticProb.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-3.4803700.0018Test cr

5、itical values:1% level-2.7175115% level-1.96441810% level-1.605603從對(duì)數(shù)消費(fèi)支出2階差分的ADF檢驗(yàn)和對(duì)數(shù)可支配收入2階差分的ADF檢驗(yàn) 的結(jié)果可以看出2階差分后序列都是平穩(wěn)的，兩個(gè)序列都是 2階單整，說(shuō)明原有 序列之間存在協(xié)整關(guān)系，下面進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。（三）構(gòu)建模型（1）構(gòu)造回歸模型利用最小二乘法估計(jì)參數(shù)，參數(shù)估計(jì)值如表3。由表3可以看出P=0.0000.05, 拒絕原假設(shè)，說(shuō)明參數(shù)顯著性檢驗(yàn)是有效的，并且 R2=0.999332，說(shuō)明模型的擬 合效果比較好，則構(gòu)造出回歸模型如下：yi=-0.357732+1.069827x 計(jì)

6、 t表1VariableCoefficie ntStd. Error t-StatisticProb.C-0.3577320.052374-6.8303190.0000X11.0698270.006706159.52510.0000R-squared0.999332Mean depe ndent var7.960369Adjusted R-squared0.999293S.D.dependent var0.805856S.E. of regressi on0.021425Akaike info criterion-4.749221Sum squared resid0.007803Schwarz

7、 criteri on-4.649807Log likelihood47.11760F-statistic25448.25Durbin-Wats on stat1.727920Prob(F-statistic)0.000000（2）殘差序 列單位根檢 驗(yàn)利用ADI對(duì)殘差序列作 單位根檢 驗(yàn)，三種類(lèi) 型的檢驗(yàn)結(jié) 果如下：類(lèi)型1t-StatisticProb.*Augme nted Dickey-Fuller test statistic-3.5977850.0012Test critical values:1% level-2.6997695% level10% level-1.961409-1

8、.606610類(lèi)型2t-StatisticProb.*Augme nted Dickey-Fuller test statistic-3.4888060.0210Test critical values:1% level-3.8573865% level-3.04039110% level-2.660551類(lèi)型3t-StatisticProb.*Augme nted Dickey-Fuller test statistic-3.3879030.0845Test critical values:1% level-4.5715595% level-3.69081410% level-3.28690

9、9由類(lèi)型1和類(lèi)型2可以看出P值都小于0.05 ,拒絕原假設(shè)，說(shuō)明殘差序列是平穩(wěn) 的。（需要說(shuō)明的是三種類(lèi)型中只要有一種類(lèi)型檢驗(yàn)結(jié)果拒絕原假設(shè)，即可說(shuō)明序列是平穩(wěn)的。）也就是說(shuō)有95%勺把握認(rèn)為中國(guó)城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入 對(duì)數(shù)序列和人均消費(fèi)支出對(duì)數(shù)序列之間存在協(xié)整關(guān)系，并可以構(gòu)建如下動(dòng)態(tài)回歸模型：y0.357732+1.069827x 1+ t檢驗(yàn)結(jié)果顯示回歸模型顯著成立，參數(shù)顯著非零，殘差序列 為白噪聲序列。（四）結(jié)論上述分析說(shuō)明中國(guó)城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入對(duì)數(shù)序列和人均消費(fèi)支出對(duì) 數(shù)序列都是非平穩(wěn)序列，但是由于它們之間具有協(xié)整關(guān)系，所以可以建立動(dòng)態(tài)回 歸模型準(zhǔn)確地?cái)M合它們之間的互動(dòng)關(guān)系

10、。這個(gè)協(xié)整回歸模型反映了中國(guó)城鎮(zhèn)居民 家庭人均可支配收入對(duì)數(shù)序列和人均消費(fèi)支出對(duì)數(shù)序列之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。 二、短期波動(dòng)分析（EC模型）對(duì)中國(guó)19852003年中國(guó)城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入對(duì)數(shù)序列與人均消 費(fèi)支出對(duì)數(shù)序列進(jìn)行分析，構(gòu)造EC模型。在前面已經(jīng)通過(guò)EG僉驗(yàn)證明中國(guó)城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入對(duì)數(shù)序列和 人均消費(fèi)支出對(duì)數(shù)序列之間存在協(xié)整關(guān)系，即y1=-0.357732+1.069827x 1+ t這個(gè)協(xié)整回歸模型反映了中國(guó)城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入對(duì)數(shù)序列和人 均消費(fèi)支出對(duì)數(shù)序列之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。為了研究人均消費(fèi)支出的短期波動(dòng)性，利用差分序列y2, X2和前期誤差序列ECIM構(gòu)建

11、EC模型：y2= B 0X2+ B 1 ECM + e t用最小二乘法對(duì)參數(shù)進(jìn)行估計(jì)，參數(shù)估計(jì)如表 2。從表2可以看出B 和B 1的 參數(shù)檢驗(yàn)對(duì)應(yīng)的P值都小于0.05，拒絕原假設(shè)，說(shuō)明參數(shù)是顯著的，氏=0.998139 方程的擬合優(yōu)度較高，從而構(gòu)建出EC模型如下：y2= 1.023873X 2+0.953422ECM + e t參數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果表明收入的當(dāng)期波動(dòng)對(duì)消費(fèi)支出的當(dāng)期波動(dòng)有顯著的影響，上期的誤差對(duì)當(dāng)期波動(dòng)的影響也是顯著的。 而且從回歸系數(shù)的大小可以看出可支配 收入的當(dāng)期波動(dòng)對(duì)消費(fèi)支出的當(dāng)期波動(dòng)調(diào)整幅度很大，收入每增加1元消費(fèi)支出就會(huì)增加1.023873元，同樣上期誤差對(duì)西歐啊發(fā)支出的當(dāng)期

12、波動(dòng)幅度也很大，單位調(diào)整比例為0.953422。表4VariableCoefficie ntStd. Errort-StatisticProb.X21.0238730.001060965.74610.0000ECM0.9534220.3963022.4057940.0286R-squared0.998139Mean depe ndent var7.900137Adjusted R-squared0.998023S.D. dependent var0.783977S.E. of regressi on0.034859Akaike info criteri on-3.770571Sum squared resid0.019442Schwarz criteri on-3.671641Log likelihood35.93514Durbi n- Watson stat0.037805附表1中國(guó)19852003年中國(guó)城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入與人均消費(fèi)支出數(shù)據(jù)年份人均可支配收入人均消費(fèi)支出1985739.1673.2 :1986899.6798.9619871002.2884.419881181.41103.98 :19891375.71210.9519901510.21278.8919911700.614