城鎮(zhèn)居民家庭人均支配收入與消費(fèi)支出分析

1、 HYPERLINK 中國城鎮(zhèn)居民家家庭人均可支支配收入與人人均消費(fèi)支出出的變動(dòng)分析析對(duì)中國198552003年年中國城鎮(zhèn)居居民家庭人均均可支配收入與與人均消費(fèi)支支出數(shù)據(jù)進(jìn)行行分析，數(shù)據(jù)據(jù)如附表1。為為了便于分析析降低數(shù)據(jù)數(shù)數(shù)量級(jí)，進(jìn)而而對(duì)原有數(shù)據(jù)據(jù)都取對(duì)數(shù)。用用y表示城鎮(zhèn)鎮(zhèn)居民家庭人人均收入，用用x表示城鎮(zhèn)鎮(zhèn)居民人均消消費(fèi)支出，yy1,x1分別為取對(duì)對(duì)數(shù)后的城鎮(zhèn)鎮(zhèn)居民家庭人人均收入和城城鎮(zhèn)居民人均均消費(fèi)支出。文中的估計(jì)結(jié)果由Eviews5.0輸出。長期均衡分析（一）序列線性性關(guān)系檢驗(yàn)原有序列時(shí)序圖圖取對(duì)數(shù)后的序列列時(shí)序圖原有序列散點(diǎn)圖圖取對(duì)數(shù)后序列散散點(diǎn)圖從上述時(shí)序圖和和散點(diǎn)圖可以以比較明顯

2、的的看出取對(duì)數(shù)數(shù)后的城鎮(zhèn)居居民家庭人均均收入和城鎮(zhèn)鎮(zhèn)居民人均消消費(fèi)支出之間間具有線性關(guān)關(guān)系，下面對(duì)對(duì)取對(duì)數(shù)后的的序列進(jìn)行分分析。（二）對(duì)對(duì)數(shù)序序列進(jìn)行ADDF檢驗(yàn)表1 城鎮(zhèn)居居民人均消費(fèi)費(fèi)支出t-StatiisticProb.*Augmentted Diickey-Fulleer tesst staatistiic-1.04933930.71000Test crritical valuees:1% leveel-3.88677515% leveel-3.052116910% levvel-2.6665593表2 城鎮(zhèn)鎮(zhèn)居民家庭人人均收入t-StatiisticProb.*Augmentted

3、Diickey-Fulleer tesst staatistiic-1.94166510.30688Test crriticaal vallues:1% leveel-3.92033505% leveel-3.065558510% levvel-2.6734459從表1 和表22可以看出，進(jìn)進(jìn)行ADF檢檢驗(yàn)的結(jié)果表表明取對(duì)數(shù)后后的城鎮(zhèn)居民民家庭人均可可支配收入和城鎮(zhèn)居民人人均消費(fèi)支出出二者都為非非平穩(wěn)序列。由由于多元序列列的建模前面面要求序列必必須平穩(wěn)才能能進(jìn)行建立動(dòng)動(dòng)態(tài)回歸模型型，進(jìn)而取對(duì)對(duì)數(shù)后的城鎮(zhèn)鎮(zhèn)居民家庭人人均可支配收入和和城鎮(zhèn)居民人人均消費(fèi)支出出序列不能建建模，需要進(jìn)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)驗(yàn)，

4、如果存在在協(xié)整關(guān)系即即可進(jìn)行建模模，下面對(duì)兩兩個(gè)序列進(jìn)行行協(xié)整檢驗(yàn)。（三）協(xié)整檢驗(yàn)驗(yàn)對(duì)數(shù)消費(fèi)支出22階差分的AADF檢驗(yàn)t-StatiisticProb.*Augmentted Diickey-Fulleer tesst staatistiic-3.79066030.00111Test crriticaal vallues:1% leveel-2.75499935% leveel-1.970997810% levvel-1.6036693對(duì)數(shù)可支配收入入2階差分的的ADFj檢檢驗(yàn)t-StatiisticProb.*Augmentted Diickey-Fulleer tesst staatis

5、tiic-3.48033700.00188Test crriticaal vallues:1% leveel-2.71755115% leveel-1.964441810% levvel-1.6056603從對(duì)數(shù)消費(fèi)支出出2階差分的的ADF檢驗(yàn)驗(yàn)和對(duì)數(shù)可支配配收入2階差差分的ADFF檢驗(yàn)的結(jié)果可可以看出2階階差分后序列列都是平穩(wěn)的的，兩個(gè)序列列都是2階單單整，說明原原有序列之間間存在協(xié)整關(guān)關(guān)系，下面進(jìn)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)驗(yàn)。（三）構(gòu)建模型型（1）構(gòu)造回歸歸模型利用最小二乘法法估計(jì)參數(shù)，參參數(shù)估計(jì)值如如表3。由表3可以看出PP=0.00000.005,拒絕原原假設(shè)，說明明參數(shù)顯著性性檢驗(yàn)是有效效的，并且

6、RR2=0.9999332，說說明模型的擬擬合效果比較較好，則構(gòu)造造出回歸模型型如下：y1=-0.33577322+1.0699827x1+t表1VariablleCoefficcientStd. Errrort-StatiisticProb.C-0.35777320.0523774-6.83033190.0000X11.06982270.0067006159.525510.0000R-squarred0.9993332Meaan deppendennt varr7.9603669Adjusteed R-ssquareed0.9992993S.DD. deppendennt varr0.805

7、8556S.E. off regrressioon0.0214225Akaaike iinfo ccriterrion-4.7492221Sum squuared residd0.0078003Schhwarz criteerion-4.6498807Log likkelihoood47.117660F-sstatisstic25448.225Durbin-Watsoon staat1.7279220Proob(F-sstatisstic)0.0000000（2）殘差序列列單位根檢驗(yàn)驗(yàn)利用ADFF對(duì)殘差序列列作單位根檢檢驗(yàn)，三種類類型的檢驗(yàn)結(jié)結(jié)果如下：類型1t-StatiisticProb.*

8、Augmentted Diickey-Fulleer tesst staatistiic-3.59777850.00122Test crriticaal vallues:1% leveel-2.69977695% leveel-1.961440910% levvel-1.6066610類型2t-StatiisticProb.*Augmentted Diickey-Fulleer tesst staatistiic-3.48888060.02100Test crriticaal vallues:1% leveel-3.85733865% leveel-3.040339110% levvel-2.

9、6605551類型3t-StatiisticProb.*Augmentted Diickey-Fulleer tesst staatistiic-3.38799030.08455Test crriticaal vallues:1% leveel-4.57155595% leveel-3.690881410% levvel-3.2869909由類型1和類型型2可以看出出P值都小于于0.05，拒拒絕原假設(shè)，說說明殘差序列列是平穩(wěn)的。（需需要說明的是是三種類型中中只要有一種種類型檢驗(yàn)結(jié)結(jié)果拒絕原假假設(shè)，即可說說明序列是平平穩(wěn)的。）也也就是說有995%的把握握認(rèn)為中國城城鎮(zhèn)居民家庭庭人均可支配配收入對(duì)

10、數(shù)序序列和人均消消費(fèi)支出對(duì)數(shù)數(shù)序列之間存存在協(xié)整關(guān)系系，并可以構(gòu)構(gòu)建如下動(dòng)態(tài)態(tài)回歸模型：y1=-0.33577322+1.0699827x1+t檢驗(yàn)結(jié)果顯示回回歸模型顯著著成立，參數(shù)數(shù)顯著非零，殘殘差序列t為白噪聲聲序列。（四）結(jié)論上述分析說明中中國城鎮(zhèn)居民民家庭人均可可支配收入對(duì)對(duì)數(shù)序列和人人均消費(fèi)支出出對(duì)數(shù)序列都都是非平穩(wěn)序序列，但是由由于它們之間間具有協(xié)整關(guān)關(guān)系，所以可可以建立動(dòng)態(tài)態(tài)回歸模型準(zhǔn)準(zhǔn)確地?cái)M合它它們之間的互互動(dòng)關(guān)系。這這個(gè)協(xié)整回歸歸模型反映了了中國城鎮(zhèn)居居民家庭人均均可支配收入入對(duì)數(shù)序列和和人均消費(fèi)支支出對(duì)數(shù)序列列之間存在長長期均衡關(guān)系系。短期波動(dòng)分析（EECM模型）對(duì)中國19

11、8552003年年中國城鎮(zhèn)居居民家庭人均均可支配收入入對(duì)數(shù)序列與與人均消費(fèi)支支出對(duì)數(shù)序列列進(jìn)行分析，構(gòu)構(gòu)造ECM模模型。在前面已經(jīng)通過過EG檢驗(yàn)證證明中國城鎮(zhèn)鎮(zhèn)居民家庭人人均可支配收收入對(duì)數(shù)序列列和人均消費(fèi)費(fèi)支出對(duì)數(shù)序序列之間存在在協(xié)整關(guān)系，即即y1=-0.33577322+1.0699827x1+t這個(gè)協(xié)整回歸模模型反映了中中國城鎮(zhèn)居民民家庭人均可可支配收入對(duì)對(duì)數(shù)序列和人人均消費(fèi)支出出對(duì)數(shù)序列之之間存在長期期均衡關(guān)系。為了研究人均消消費(fèi)支出的短短期波動(dòng)性，利利用差分序列列y2，x2和前期誤差差序列ECMMt-1構(gòu)建EECM模型：y2=0 x22+1ECMt-11+t 用最小小二乘法對(duì)參參數(shù)進(jìn)

12、行估計(jì)計(jì)，參數(shù)估計(jì)計(jì)如表2。從從表2可以看看出0和1的參數(shù)檢驗(yàn)驗(yàn)對(duì)應(yīng)的P值值都小于0.05，拒絕絕原假設(shè)，說說明參數(shù)是顯顯著的，R22=0.9988139方程程的擬合優(yōu)度度較高，從而而構(gòu)建出ECCM模型如下下：y2= 1.00238733x2+0.9533422ECCMt-1+t 參數(shù)檢驗(yàn)結(jié)結(jié)果表明收入的當(dāng)當(dāng)期波動(dòng)對(duì)消消費(fèi)支出的當(dāng)當(dāng)期波動(dòng)有顯顯著的影響，上上期的誤差對(duì)對(duì)當(dāng)期波動(dòng)的的影響也是顯著著的。而且從從回歸系數(shù)的大大小可以看出出可支配收入的的當(dāng)期波動(dòng)對(duì)消消費(fèi)支出的當(dāng)當(dāng)期波動(dòng)調(diào)整整幅度很大，收收入每增加11元消費(fèi)支出出就會(huì)增加1.00238733元，同樣上上期誤差對(duì)西西歐啊發(fā)支出出的當(dāng)期波動(dòng)

13、動(dòng)幅度也很大大，單位調(diào)整整比例為 0.9533422。表4VariablleCoefficcientStd. Errrort-StatiisticProb.X21.02387730.0010660965.746610.0000ECMt-10.95342220.39630022.40579940.0286R-squarred0.9981339Meaan deppendennt varr7.9001337Adjusteed R-ssquareed0.9980223S.DD. deppendennt varr0.7839777S.E. off regrressioon0.0348559Akaaike

14、 iinfo ccriterrion-3.7705571Sum squuared residd0.0194442Schhwarz criteerion-3.6716641Log likkelihoood35.935114Durrbin-WWatsonn statt0.0378005附表1 中國19852003年年中國城鎮(zhèn)居居民家庭人均均可支配收入與與人均消費(fèi)支支出數(shù)據(jù)年份人均可支配收入入人均消費(fèi)支出1985739.1673.21986899.6798.9619871002.2884.419881181.41103.98819891375.71210.95519901510.21278.899199