城鎮(zhèn)居民家庭人均支配收入與消費(fèi)支出分析報(bào)告

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，y1,x1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）序列線性關(guān)系檢驗(yàn)原有序列時(shí)序圖取對(duì)數(shù)后的序列時(shí)序圖原有序列散點(diǎn)圖取對(duì)數(shù)后序列散點(diǎn)圖從上述時(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)支出之間具有線性關(guān)系，下面對(duì)取對(duì)數(shù)后

2、的序列進(jìn)行分析。（二）對(duì)對(duì)數(shù)序列進(jìn)行ADF檢驗(yàn)表1 城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出t-Statistic  Prob.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-1.049393 0.7100Test critical values:1% level-3.8867515% level-3.05216910% level-2.666593表2 城鎮(zhèn)居民家庭人均收入t-Statistic  Prob.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-1.941651 0.3068Te

3、st 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ADF檢驗(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，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)。（三）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-Statistic  Prob.*Augmen

4、ted Dickey-Fuller test statistic-3.790603 0.0011Test 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-Statistic  Prob.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-3.480370 0.0018Test critical values:1% level-2.7175115% level-1.96441810% level-1.6

5、05603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=0.000<0.05,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：y1=-0.357732+1.069827x1+t表1VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.  C-0

6、.3577320.052374-6.8303190.0000X11.0698270.006706159.52510.0000R-squared0.999332    Mean dependent var7.960369Adjusted R-squared0.999293    S.D. dependent var0.805856S.E. of regression0.021425    Akaike info criterion-4.749221Sum squared res

7、id0.007803    Schwarz criterion-4.649807Log likelihood47.11760    F-statistic25448.25Durbin-Watson stat1.727920    Prob(F-statistic)0.000000（2）殘差序列單位根檢驗(yàn)利用ADF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-Statistic  Prob.*Augmented Dickey-Fuller tes

8、t statistic-3.597785 0.0012Test critical values:1% level-2.6997695% level-1.96140910% level-1.606610類(lèi)型2t-Statistic  Prob.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-3.488806 0.0210Test critical values:1% level-3.8573865% level-3.04039110% level-2.660551類(lèi)型3t-Statistic  Prob.

9、*Augmented Dickey-Fuller test statistic-3.387903 0.0845Test critical values:1% level-4.5715595% level-3.69081410% level-3.286909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%的把握認(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：y1=-0.357732+1.069827

10、x1+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t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。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（ECM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ECM模型。在前面已經(jīng)通過(guò)EG檢驗(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)

11、整關(guān)系，即y1=-0.357732+1.069827x1+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ECMt-1構(gòu)建ECM模型：y2=0x2+1ECMt-1+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0和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，R2=0.998139方程的擬合優(yōu)度較高，從而構(gòu)建出ECM模型如下：y2= 1.023873x2+0.953422ECMt-1+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

12、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)期波動(dòng)幅度也很大，單位調(diào)整比例為 0.953422。表4VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.  X21.0238730.001060965.74610.0000ECMt-10.9534220.3963022.4057940.0286R-squared0.998139   &

13、#160;Mean dependent var7.900137Adjusted R-squared0.998023    S.D. dependent var0.783977S.E. of regression0.034859    Akaike info criterion-3.770571Sum squared resid0.019442    Schwarz criterion-3.671641Log likelihood35.93514    Durbin-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1985739.1673.21986899.6798.9619871002.2884.419881181.41103.9819891375.71210.9519901510.21278.