居民消费支出和可支配收入的计量经济学分析.pdf

经济策论 居民消费支出和可支配收入的计量经济学分析 袁展中国传媒大学2 0 11 级企业管理专业 中图分类号 F 1 2 4 7文献标识 A 文章编号 1 0 0 9 4 2 0 2 2 0 1 2 0 5 0 0 3 0 2 摘要根据中国统计数据 利用协整理论 对居民消费支出和可支配收入之间的关系进行分析 建立了消费收入误 差修正模型 结果表明 居民可支配收入与消费支出之间存在长期均衡的关系t 要想促进消费支出 拉动内需t 可以增加 居民可支配收入 关键词居民消费支出可支配收入 一 引言 众所周知居民消费支出和可支配收入之间有着密切的联 系 本文将对两者之间的联系进行分析 由于居民消费支出 年 可支配收入数据往往是非平稳的时f H l 序列数据 两者之间 往往表现出一致的趋势 用经典的I n J 归模型进行分析 一股 不会得到有意义的结果 但是从经济意义上说 可支配收入 决定居民的消费支出水平 而且两者之间一般存在着长期的 稳定关系 所以本文首先对两种数据做单位根检验 如果两 者单整阶相同 再做协整检验 若两者具有协整关系则可以 用经典回归模型的方法建立回归模型 对两者的长期关系进 行判断 同时做误筹修正模型对两者进行短期关系韵判断 二 模型的建立 为了消除或减少时间序列的异方差 我们建立双对数线 性模型 I n A C S t c O c I n D i n c t 口t 其q h A C S t 为居民实际消费支出 c 0 为自发消费 c 1 为居 民可支配收入的边际消费倾向 D i n c t j I J 居民可支配收入 口t 为白噪声 如果居民实际消费支出与居民可支配收入均 为一阶单整序列 切它们的线性组合是平稳序列 那么可以 建立误茅修正模型 为了消除或减少误差修正模型的异方差 性 对模型两边数据去对数 I n A C S t c 0 c l I n D i n c t c 2e c m t 口t 其中 为变量的差分 e c m t 为误差修正项 且e c m t I r u 幅t c O c lI n D i n c t 三 数据的处理 一 教据I n A C S t 和l n D i n c t 进行单位根检验 单位根检验用A D F 检验法 最佳滞后阶数由s I C 准则来确 定 表1 序列单位根检验 变量 D F 枪1 临界值 5 临界值1 0 l 临界 结论 验一T 检验 值 I n A c S t O 1 7 1 2 5 3 6 8 9 9 2 9 7 1 8 5 2 f i 2 5 1 2 卜 P 稳 n A C S t一3 5 3 5 4 2 3 6 9 9 8 72 9 7 5 2 6 2 6 2 7 4 2甲稳 I n D i a c t O0 7 1 4 9 3 7 1 1 4 6 2 9 8 1 0 4 2 6 2 9 9 I小平稳 I n D l n c t 3 8 2 5 5 3 7 1 4 e一2 9 8 1 0 4 2 6 2 9 9 13 稳 检验结果显示 序歹q I r d C S t 和序9 I l n D i n c t 的A D F 榆验 t 统计值相应的概率值远大于l0 9 6 的检验水平 从而可以认为 序歹I j I n A C S t 和序列l n D i n c t 是非平稳的 序歹4 I r l A C S t 和 I n D i n c t 的A D F 检验t 统计量相应的概率值小于5 的检验水 平 因此可以认为序列 I n A C S t 和 I n D i n c t 是平稳的 即I n A c S t I 1 I n D i n c t I 1 二 检验I n A C S t 和序列I n D i n c t 的协整性 为了检验两变鼍I n A C S t 和序列I n D i n c t 是否为执整 用E n g l e 和G r a n g e r 与1 9 8 7 年提出的两部检验法 也称为E G 检验 第一步 协整回归 用O L S 方法估计方程 得到 I n A C S t 0 9 7 2 0 6 5 0 8 3 4 9 2 8 1 n D i n c t t 1 3 0 4 4 0 5 1 0 3 4 7 3 0 从上图可以看出 方程估计的参数都很显著 方程调整 后的可决系数R 2 0 9 9 7 4 非常接近于l 表明模型拟合度 较好 I u l i n c t 的系数估计值表示消费支出的收入弹性 该 系数估计值等于0 8 3 4 9 表示实际可支配收入增加1 实际 消费支出将增加0 8 3 4 9 除了D w 统计量较小外 其他统计 量表明模型估计效果比较理想 第二步 残差项的稳定性检验 表2 残差的单位根检验结果 t S t a r i s t i cP r o b 宰 A u g m e n t e dD i c k e y F u l l e rq e S ls t a t i s t i c 一2 3 3 6 3 3 7 0 0 2 1 4 T e s tC T t l c a lv a lL I e s 1 l e v e l一2 5 5 3 4 0 l 5 1 e v e l1 9 5 3 8 5 8 1 0 9 61 e v e l I6 0 9 5 7 l 从图E 可以看出 残差单位根检验的L 统计量 一2 3 3 6 3 3 7 其概率值P O 0 2 1 4 小于5 的检验水平 因此 拒绝残差序列存在单位根的原假设 即可以认为残差是平 稳的 根据协整关系的定义 可以认为序列I n A C S t 和序列 I n l i n c t 是协整关系 三 G r a n g e l 因果关系检验 协整检验结果显示变量之间存在长期的均衡关系 但是 这种关系是否构成因果关系还需要进一步的检验 表3G r a n g e r 因果关系检验 N u l l y p o t h e sJs b sFS t a t i s t i cP r o b a b 1i t v I N D I N Cd o e sn o tG r a n g e r 2 71 6 0 7 9 90 2 2 2 9 5 c a u s eI h A C S 3 万方数据 四 误差修正模型的建立与检验 协整方程描述的是居民消费支出和可支配收入的长期均 衡关系 单在短期内他们经常会收到各种因素的影响而偏离 均衡值 在计量上一般表现在误差 G r a n g e r 定理指出 如 果变量时协整的 则它们之间的短期非均衡关系总能由一个 误差修正模型表述 因为I n A C S t 和I n D i n c t 都是I 1 的 并存在着协整关系 因此可以建立误差修正模型 I n A C S t 0 0 1 3 1 3 3 十o 7 1 8 9 5 1 I n D i n c t 0 1 8 4 8 6 6 e c m t t 1 4 4 5 0 7 9 8 4 7 8 9 0 2 一1 7 8 3 3 5 7 见表8 模型估计结果的F 统计量相应的概率值P 非常 小 从而表明模型估计整体是显著的 AI n D i n c t 的系数 估计值很显著 可以解释为消费支出对收入变化的短期 弹性 即收入增加1 那么在短期内 消费支出将增加 0 7 1 8 9 5 1 稍微小于长期收入弹性0 8 3 4 9 误差修正项 E C M 1 的系数反应了对居民消费支出偏离长期均衡关系 的调整力度 从系数估计值 0 1 8 4 8 6 6 看 调整力度不是很 大 四 结论 实验结果表明 1 居民消费支出和可支配收入之间存 在长期均衡的关系 2 从协整检验的结果看 居民可支配 收入对居民消费支出有很大的影响 3 误差修正项系数的 大小反映了对偏离长期均衡的调整力度 检验结果显示误差 修正系数为 0 1 8 4 8 6 6 表明每年实际发生的消费支出与长 期均衡值得偏差中的1 8 4 9 被修正 短期动态调整机制比较 小 五 建议 众所周知 投资 消费和出口是拉动国民经济的三驾马 车 因此我们要注重消费对国民经济的影响 根据本文的分 析 我们可以通过增加居民的可支配收入来增加居民的消费 支出 政府应把提高居民收入作为发展经济的核心目标 利 用收人分配杠杆促进消费 同时又使收人分配与消费支出能 形成良性循环 建立健全并完善社会保障制度 改善居民的 消费预期 增强消费信心 进而为增加居民消费需求提供保 障 参考文献 1 李子奈 计量经济学 高等教育出版社 2 0 1 0 2 樊欢欢 李嫣怡 E v ie v s 统计分析与应用 机械工业出版 社 2 0 1 1 附表 表4n A c s t 单位根检验 经济策论 t S t a t i s t i cP r o b 章 A u g m e n t e dD i c k e y F u l l e l t e s ts t a r is t i c 一0 1 7 1 2 5 2O9 3 1 4 T e s t c r i t i c a l 1 l e v e l一3 6 8 9 1 9 4 v a l u e s 5 1 e v e l一2 9 7 1 8 5 3 1 0 1 e v e l 26 2 5 1 2 l 表5 In O S t 单位根检验 t S t a t i s t i CP r o b A u g m e n t e dD i c k e y F u l l e rt e s t s t a t i s t i c 一3 5 3 5 4 1 60 0 1 4 7 T e s t e r i t i c a l1 l e v e l一3 6 9 9 8 7 l V a l U e S 5 l e v e l一2 9 7 6 2 6 3 1 d l c v e l 2 6 2 7 4 2 0 表6 n 1 in e t 单位根检验 t S t a r i s t i cP r o b 毒 A u g m e n t e dD i c k e y F u l l e rt e s ts t a t i s t i c 0 0 7 1 4 8 60 9 1 2 8 T e s tc r i t i c a l1 l e v e l 3 7 1 1 4 5 7 V a l U e S 5 l e v e l一2 9 8 0 3 8 1 0 l e v e l 2 6 2 9 9 0 6 表7 I n D i n e t 单位根检验 t S t a r i s t j cP r o b 车 A u g m e n t e dD i c k e yF u l l e rt e s ts t a t i s t i c 3 8 2 5 5 0 00 0 0 7 7 T e s tc r i t i c a l1 l e v e l 3 7 1 1 4 5 7 v a l u e s 5 1 e v e l 2 9 8 1 0 3 8 l o l e v e l 2 6 2 9 9 0 6 表8 误差修正模型 V a r i a b l eC o e f f i ci e n tS t d E r r o rt S t a r i s t i cP r o b C 0 0 1 3 1 3 30 0 0 9 0 8 8L4 4 5 0 7 9 0 1 6 0 9 D I 如I I C 0 7 1 8 9 5 10 0 8 4 7 9 38 4 7 8 9 0 20 0 0 0 0 E C M 一1 0 1 8 4 8 6 50 1 0 3 6 6 2一1 7 8 3 3 5 70 0 8 6 7 R s q u a r e d 0 7 5 3 7 8 7M e a nd e p e n d e n tv a rO 0 8 4 2 9 9 k di u s t e d0 7 3 4 0 9 0 S D d e p e n d e n tv a r 0 0 3 6 0 5 8 R s q u a r e d S E o f0 0 1 8 5 9 4A k a i k ei n f o 5 0 3 0 9 9 7 r e g r e s s I o nc r l t e r l o r i S u ms q u a r e d0 0 0 8 6 4 3 c h w a r zc r i t e r i o n一4 8 8 8 2 6 0 r e i d L o g 7 3 4 3 3 9 5F s t a t i s t i c3 8 2 6 9 0 7 l i k e l