城鎮(zhèn)居民家庭人均支配收入與消費支出分析

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支出出的變動分析析對中國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支支出數(shù)據(jù)進行行分析，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，進而而對原有數(shù)據(jù)據(jù)都取對數(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)居民人均消消費支出，yy1,x1分別為取對對數(shù)后的城鎮(zhèn)鎮(zhèn)居民家庭人人均收入和城城鎮(zhèn)居民人均均消費支出。文中的估計結果由Eviews5.0輸出。長期均衡分析（一）序列線性性關系檢驗原有序列時序圖圖取對數(shù)后的序列列時序圖原有序列散點圖圖取對數(shù)后序列散散點圖從上述時序圖和和散點圖可以以比較明顯

2、的的看出取對數(shù)數(shù)后的城鎮(zhèn)居居民家庭人均均收入和城鎮(zhèn)鎮(zhèn)居民人均消消費支出之間間具有線性關關系，下面對對取對數(shù)后的的序列進行分分析。（二）對對數(shù)序序列進行ADDF檢驗表1 城鎮(zhèn)居居民人均消費費支出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，進進行ADF檢檢驗的結果表表明取對數(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)才能能進行建立動動態(tài)回歸模型型，進而取對對數(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)居民人人均消費支出出序列不能建建模，需要進進行協(xié)整檢驗驗，

4、如果存在在協(xié)整關系即即可進行建模模，下面對兩兩個序列進行行協(xié)整檢驗。（三）協(xié)整檢驗驗對數(shù)消費支出22階差分的AADF檢驗t-StatiisticProb.*Augmentted Diickey-Fulleer tesst staatistiic-3.79066030.00111Test crriticaal vallues:1% leveel-2.75499935% leveel-1.970997810% levvel-1.6036693對數(shù)可支配收入入2階差分的的ADFj檢檢驗t-StatiisticProb.*Augmentted Diickey-Fulleer tesst staatis

5、tiic-3.48033700.00188Test crriticaal vallues:1% leveel-2.71755115% leveel-1.964441810% levvel-1.6056603從對數(shù)消費支出出2階差分的的ADF檢驗驗和對數(shù)可支配配收入2階差差分的ADFF檢驗的結果可可以看出2階階差分后序列列都是平穩(wěn)的的，兩個序列列都是2階單單整，說明原原有序列之間間存在協(xié)整關關系，下面進進行協(xié)整檢驗驗。（三）構建模型型（1）構造回歸歸模型利用最小二乘法法估計參數(shù)，參參數(shù)估計值如如表3。由表3可以看出PP=0.00000.005,拒絕原原假設，說明明參數(shù)顯著性性檢驗是有效效的，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驗利用ADFF對殘差序列列作單位根檢檢驗，三種類類型的檢驗結結果如下：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，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結結果拒絕原假假設，即可說說明序列是平平穩(wěn)的。）也也就是說有995%的把握握認為中國城城鎮(zhèn)居民家庭庭人均可支配配收入對

10、數(shù)序序列和人均消消費支出對數(shù)數(shù)序列之間存存在協(xié)整關系系，并可以構構建如下動態(tài)態(tài)回歸模型：y1=-0.33577322+1.0699827x1+t檢驗結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對數(shù)序列和人人均消費支出出對數(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)整關關系，所以可可以建立動態(tài)態(tài)回歸模型準準確地擬合它它們之間的互互動關系。這這個協(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數(shù)序列和和人均消費支支出對數(shù)序列列之間存在長長期均衡關系系。短期波動分析（EECM模型）對中國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數(shù)序列與與人均消費支支出對數(shù)序列列進行分析，構構造ECM模模型。在前面已經(jīng)通過過EG檢驗證證明中國城鎮(zhèn)鎮(zhèn)居民家庭人人均可支配收收入對數(shù)序列列和人均消費費支出對數(shù)序序列之間存在在協(xié)整關系，即即y1=-0.33577322+1.0699827x1+t這個協(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對數(shù)序列和人人均消費支出出對數(shù)序列之之間存在長期期均衡關系。為了研究人均消消費支出的短短期波動性，利利用差分序列列y2，x2和前期誤差差序列ECMMt-1構建EECM模型：y2=0 x22+1ECMt-11+t 用最小小二乘法對參參數(shù)進

12、行估計計，參數(shù)估計計如表2。從從表2可以看看出0和1的參數(shù)檢驗驗對應的P值值都小于0.05，拒絕絕原假設，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，從而而構建出ECCM模型如下下：y2= 1.00238733x2+0.9533422ECCMt-1+t 參數(shù)檢驗結結果表明收入的當當期波動對消消費支出的當當期波動有顯顯著的影響，上上期的誤差對對當期波動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期波動對消消費支出的當當期波動調(diào)整整幅度很大，收收入每增加11元消費支出出就會增加1.00238733元，同樣上上期誤差對西西歐啊發(fā)支出出的當期波動

13、動幅度也很大大，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支支出數(shù)據(jù)年份人均可支配收入入人均消費支出1985739.1673.21986899.6798.9619871002.2884.419881181.41103.98819891375.71210.95519901510.21278.899199