四川省國民生產總值GDP與居民消費之間的關系

/計量經濟學課程論文四川省國民生產總值GDP與居民消費之間的關系學院：農學與生物科技學院專業(yè)：農村區(qū)域發(fā)展學號：2２2４姓名:孫鵬任課老師:許秀川日期:２012年５月２4日四川省國民生產總值GDP與居民消費之間的關系孫鵬西南大學,重慶北碚,40071５引言：為了深入分析、研究四川省國內生產總值與居民消費之間的具體數量關系，從而更好的把握區(qū)域經濟的宏觀平衡和動態(tài)增長規(guī)律，為經濟發(fā)展作出潛在的貢獻，本文應用計量經濟方法對四川省3２年來ＧDP與居民消費進行分析。關鍵詞:ＧDP居民消費檢驗模型研究綜述：GDP國民生產總值，用來衡量一定時期內一個國家創(chuàng)造的財富，代表著國家的經濟實力。居民消費在國民收入總量中占相當大的比重,研究居民消費水平與GＤP之間的關系具有不可忽視的意義。通過建立適當的時間序列經濟模型，對ＧDP與居民消費各年數據進行分析,主要操作ＥVS3軟件回歸樣本模型，對時間序列模型進行自相關檢驗、協整檢驗。對研究結果進行分析與討論。結果表明：影響人們消費最主要因素是收入，居民消費是經濟增長的主要動力，影響著四川省目前經濟發(fā)展的趨勢。根據凱恩斯的絕對收入假說，建立如下函數：Ｙ＝α+βX+u其中Y為時期使效用最大化的消費支出,Ｘ為總收入。Ｕ為隨機擾動項,α為常數項,β為解鎖變量判定系數。下表選取19７８-2009年四川居民消費總額Y與ＧＤP值。其中RGDP表示實際GDP，RCＳ為居民實際消費。表中數據來源于四川省統計年鑒，經過整理，有刪改。四川?。牵腜與居民消費總額人均消費(元／人）人均GDP（元）平均人口(百人）ＲCS（Y)(億元）ＧDP（億元)ＲＧDP(X）（億元)１9781６1.３926１70７1９０1１4.13３391８４。6１184．576619７9１7１．522８9７120５01２2。13０82205.76205。7８25１98019１.9３3207154８013７.3220822９．31２28.９53６1９８１219.4７33７718520１57。６９３582４2.32２42.１41２１982２43．69379７２5８0017６．8702２75.232７５.0７82１9832７1.7142５73１865198。85504311３１1。04261９８4299。６848773５045２20。２７82９358.0６357.96６91９8５346。87５70739１65２5６。39416４２1.１５421。32４119８6３８０。３6１4７46560283.９１６7745８。2３４58。38７81９８７４３５．43７0275625５32９。２9611530.86530。89119885３1.6786１7664８0407.5144２659。６9659。93９31989６13.０796０77598０475.７30０６744.9874４。9408199070６.1４1１36784５１7５53．9788３89０．95891.２1131９91763．1112８３792020604.398381０16.3110１6。1621992８35。６21４7７797000６6５．989１41１7７.27117７。１６９199３961。23１８５4８01475７70．4０1８11486。081４85.9３５1994１367.1723３８80６８0511０3．039６20０１。4118８６。31１９９５1646。27304３80２９9５13２1.94662443。212443.51４1996187９。6３５50８0８83３1５20.282５2871.6528７1．3５7１９9720７7．7440328040001670．5０33241.4７3241．7２8199８22４3。4１42９４80９0001814。9１8734７4．09３473。８４619９92347.5３4５40８037131886．７4０436４9。123648.857２000255０．4８49５67926602021.663５392８。２3９28。423２0012707．1553767９86１021６1。957１４293．49429３。3２７2002291４．39589０802１４52337.7634４725。01４724.634２０033203。3666238０5１852５79.２97４５３33。09５332。7４20０436５６.2７89５8０803529５４.337６6379。636３79。４3620054130。０8８72181５110３３66。4６９5７385。17108.５７4200645０110613819050368６。5４41869０．２48692.５７82０07５2591２9６3８148004２８5.033210562．391０56２。2520０86072１５495８１3250493８．054１2６0１.23１2６０１．3120０9６8６3173３9816１50５６01。237５１41５1.28１4１51。22利用Ｅｖiｅws3．0根據凱恩斯消費函數理論，建立四川地區(qū)居民收入與居民消費宏觀計量經濟模型：ＤeｐeｎdｅｎtVariａblｅ：RCSMetｈod:ＬｅａsｔSquaresＤａｔｅ:05/22/１2Time：13：0７Sａmpｌe：１9782００9Iｎcｌudedobsｅrvationｓ：３2ＶａriableCｏeｆfiｃieｎtＳtd。Errorｔ－Ｓｔａt(yī)iｓticＰrob.Ｃ2１3。2４31４1。6９6945。1141１80。0000RGDP0。400８４40.００842847．5６0840.００00Ｒ-squared０.９86911Meａndｅｐｅnｄeｎtｖaｒ1５２2。64７AdjｕstedR-ｓquａrｅｄ0。９8６４7５S.Ｄ.dｅpｅnｄeｎtｖar1５23．2３3S。E。oｆregression１７7。1４８2Ａｋａikｅiｎfｏcriｔerion13．25231Suｍｓquaredreｓid941４44．8Schwaｒzcriｔｅrion13．３439２Loglikｅｌihood—210.037０Ｆ－statistｉc22６2。03３Ｄurbin—Watsoｎｓtａt(yī)0。２16866Prob(F-statistic）０。000０00由表可知，上面假設模型為：Y＝２1３.2431+0.４０08４４XR２＝ESＳ／ＴSS。R2的值越接近1,說明回歸直線擬合程度越好;反之R2越接近０說明回歸直線對觀測值的擬合程度越差。由上表可知，R－squared=０.98691１>0．8表明擬合優(yōu)度符合要求.Ｆ=2２6２.033較大,判定系數也較大說明方程的總體顯著性良好。從該模型可以看出，平均邊際消費傾向約為０。40,即ＧＤP每增加１個單位,消費平均增加0．40個單位,由此可看出以上統計年限內居民收入對該年限內居民實際消費有顯著的影響；居民當前收入對消費的解釋程度比較高,表明在ＧＤP與消費水平不受其他因素的顯著性影響下，四川省居民實際消費水平首收入的影響較大.隨機擾動ｕ項自相關檢驗采用杜賓-瓦特森檢驗，對㏒Y、㏒X用Ｅｖiews采用ＯＬS法DeｐenｄentＶａrｉable:LＮＹMeｔhod:LeaｓtSquarｅsDａt(yī)e:05/2２／12Tiｍe：1４：40Sampｌe：１97８2009Incｌuｄedobservationｓ：3２ＶａriaｂleCｏefｆicientStd．Errｏrt－StatisｔｉcProb.C０.1348390。058989２.285８3５0.0２9５LNX０．8981130．007９11113。5２１１0。00０0Ｒ-sｑｕａｒｅd0.9976７7Meaｎdependｅｎtvａr6.7２3０５9AdｊuｓtｅdR—squａｒeｄ０．997６０0S。D.depeｎｄentvar1。２19947S。Ｅ.ofｒegreｓsiｏｎ0。0597６4Akaikeinfoｃriteriｏｎ－２.73６361Ｓumｓｑuaｒｅｄreｓiｄ0.１0７153Scｈwarzcriteriｏn—２.6４4７５2Loｇliｋｅlｉhｏｏd４5．7817７F－ｓtatｉstic1288７。03Durbｉn－Waｔsｏnstaｔ0.5１5239Prob（F—statｉsｔic)０.０0００00得回歸方程：Y=0.134839+0.8９8１１3Ｘ由該樣本數量n＝32，權數k=1通過查表可知，dL＝１.37，dU=1．50,而該模型中DW為０。５15２39﹤ｄＬ因此隨機擾動項u存在正自相關。（根據Ｄ—W檢驗示意圖,計量經濟學）協整檢驗分別對Y、X做對數變換,對LnY、LnX序列做ADF檢驗對LnY序列的ＡＤF檢驗結果AＤFTestStaｔｉstic-1.２5347８1％CｒiticａlVａlue＊-4.29４95%CritｉcalValｕｅ—3.5670１0％CrｉｔｉcalValue－3．2１6９由檢驗結果可知，在５％的顯著性水平下，t檢驗統計量絕對值小于臨界值，不能拒絕存在單位根的原假設，表明LnY序列為非平穩(wěn)序列對LnX序列做ADF檢驗結果ADFTestSｔaｔｉstic－1.154０9９1%CritiｃalVaｌuｅ*-4.2９495％CriticaｌＶalue—3。5６7010％ＣriticaｌValuｅ-３。２1６９由檢驗結果可知,在1０%的顯著性水平下，t檢驗統計量絕對值小于臨界值,不能拒絕存在單位根的原假設，表明ＬnY序列為非平穩(wěn)序列。下面以LnY為被解釋變量，LnX為解釋變量，用OLS做回歸得：DepｅｎdentVａriablｅ：YＭｅthod：LeaｓtSqｕareｓDaｔe：05/2２／12Time:17：22Saｍplｅ:19７820０９Ｉｎclｕｄedoｂservａｔioｎs：３2VaｒiableCoｅfficｉｅnｔStd。Erｒｏrt—StatisticProb．C—0。063６6８0.01700３—３.7４453３0．0０08X０．98８３１9０．０0856８115.3４800.0000R-sqｕared0.997750Meandeｐeｎｄｅntｖａr1。８8８86６AdjuｓtｅdR—sｑuared0.997６7５S.Ｄ。dｅｐendeｎtvar0．1８7７34S。E。oｆrｅgression0.0090５2Aｋａｉkｅｉnfｏｃｒiteｒion-６．5１1２９4Sumsquａredrｅｓiｄ0.002４５8Schｗaｒｚｃriterion—６。4１9６86Loｇlｉkｅliｈoｏｄ１06。18０７Ｆ-ｓｔａt(yī)ｉsｔｉc13３０5.１6Durｂin-Ｗatsonstａt(yī)０．５37157Prｏｂ（Ｆ－statistic)0．00０000得到估計的回歸方程模型為：ＬnY=－０.０63668+0.9８８3１９LｎX+etＲ2=0。99７7５０DW=0．５37157下面對殘差e做ADF無截距項、無趨勢項檢驗ADFTesｔＳtatistic-3．０726801％CritｉcａlValue＊－2．6４865%CrｉtiｃalVaｌue－1。95351０%CriticａｌVａｌｕｅ－1。6２21由表看出，在1%的顯著水平下,ｔ檢驗統計量為－3.0７2680小于相應臨界值,從而拒絕原假設，表明殘差序列不存在單位根,為平穩(wěn)序列，說明四川省居民消費與國民生產總值之間存在協整關系。同時表明二者之間有長期的均衡關系。但從短期來看，可能會出現失衡，為了增強模型精度，可以把協整回歸中的誤差看作均衡誤差，建立如下誤差修正模型:ΔLnＹ=β0＋β1ΔLｎＸ+γeｔ—1＋ξtY的差分序列為:DY=LnＹt－LnYt-1X的差分序列為：DX=LNＸt－LnXt—1以ＤY為被解釋變量,DX、et-1為解釋變量,回歸得：DeｐendeｎｔVariabｌe:DＹＹMethoｄ：ＬｅastSqｕarｅｓDaｔe：05／23/1２Tiｍe:１１:0７Sampｌe（adｊｕｓtｅd）：1９812009Incluｄedｏbsｅｒvatｉｏnｓ：２9afteradjuｓｔinｇendpointsVariaｂleCｏeｆficientStd.Ｅrrｏｒt-Stａt(yī)isｔicProb。Ｃ0。00１813０。００33０80.5479１00。58８4DX0.9１3９480．１59４90５.73０43５0.0000E(—1）-０．3597080．213060－１．６８８2920.103３Ｒ－squared０。5597９6Meaｎdｅｐｅndentvar0.01９36４AｄjusteｄR－ｓｑuａreｄ0.５２5934S.D.ｄｅpendｅnｔｖar０。00948６Ｓ。E。ofｒegrｅssiｏn0．０065３1Akaikeinfocriterｉoｎ—7．12６726Ｓumsquaredrｅsid0。00１109Sｃhwarzcriteｒｉｏn-6。9852８1Loglｉkelihood106。3375F－statiｓｔiｃ1６．531７4Durbin—Watsoｎｓｔat１.55１６69Pｒob(F－stａt(yī)istｉc）0．000０23最終得誤差修正模型的估計結果為：ＤY=0.001８１3＋0.913９4８DX－０.3５9７08－０。36ｅt—1+ξtR2=0．5５97９6DW=1．55１66９上述結果表明，四川省居民消費水平不僅受國民生產總值GDＰ的影響,還受上一期居民消費水平地均衡水平的偏離影響，上式中誤差項估計系數為-0。36，體現了對偏離的修正，上一期偏離越遠,本期修正的量越大，說明系統存在誤差修正。由以上分析可知，GDP的增長對居民消費水平的提升有極大的促進作用，那么反過來，居民消費對GDP的增長也有極大的促進作用。同樣以以上數據建立模型進行分析:X=α+βY+U用Eviｅws可知：ＤｅpeｎdeｎtVariaｂle:RGＤPMｅｔhｏd：LｅastＳｑuaresDaｔｅ:０5/23／12Time：11：33Saｍple：197820０9Iｎclｕｄeｄobsｅrｖａt(yī)ions：３２VariａbleCoefｆiｃｉentStd.Errort－Ｓtａt(yī)isticPｒob．Ｃ—４８2.26551１0。6189—4。３5９70１0。0０01RCS2.4620８0０.０51７6747。560840．0０００R—squarｅｄ０．9８６9１1Mｅａndependentvａr３2６6.613AdｊusteｄR-ｓquarｅｄ0．986４７5S。D。depeｎdenｔvａr37７5．110S.E．ofregresｓioｎ439。0３5９Akaikeｉｎfoｃriｔerion1５.０67５0Ｓumｓquaｒeｄresｉd57825７5．Ｓｃhwarｚcｒｉterion1５。1５911Logliｋelihooｄ－2３9.08０0F—statｉsｔic22６２.0３3Durbｉn—Waｔsonstat0.22463８Prob（Ｆ-ｓtatistｉc）0.000０００X=—4８2。2655+2．４62080ＹR２=0.９86９11DW＝0．２２46３8F=由此可知,該模型擬合較好,符合各項檢驗。由模型可以看出，居民消費總量對GＤP增長有極大的促進作用。Y的判定系數為2．46２08０表明，居民消費總量每增加1億元,GDP增加2.４62080元。同時符合經濟學意義檢驗.由以上RCＳ為被解釋變量，ＲGDＰ為解釋變量為模型和RGDP為被解釋變量，RCS為解釋變量為模型可以看出,居民消費總量與GＤP之間存在相互促進的關系。ＧDＰ的增長可以促進居民消費量的提高,同時居民消費量的增加可以促進ＧDＰ的增長。國際經濟教訓和多年來的