某地區(qū)居民經(jīng)濟(jì)消費(fèi)與財(cái)務(wù)知識增長分析(編輯修改稿)
2025-07-21 23:27 本頁面
【文章內(nèi)容簡介】 量的平穩(wěn)性，判斷其是否滿足協(xié)整(cointegration)檢驗(yàn)的前提；其次，檢驗(yàn)變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系；再次，根據(jù)Granger定理，如果若干個(gè)非平穩(wěn)變量存在協(xié)整關(guān)系，則這些變量必有誤差修正模型表達(dá)式存在，從而分別確立居民消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)增長的誤差修正模型。（三）實(shí)證分析相關(guān)性分析相關(guān)分析是對變量之間相關(guān)性的分析，其主要目標(biāo)是要考察變量之間是否存在內(nèi)在依存關(guān)系并做出符合實(shí)際的判斷，測定它們關(guān)系的密切程度與方向。根據(jù)1978—2008年統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，，這說明北京地區(qū)生產(chǎn)總值與居民最終消費(fèi)、政府最終消費(fèi)之間存在著較強(qiáng)的正相關(guān)關(guān)系。所示的散點(diǎn)圖也顯示了直線相關(guān)關(guān)系。圖4 GDP回歸效果圖北京市居民消費(fèi)、政府消費(fèi)與北京市經(jīng)濟(jì)增長的協(xié)整分析（1）平穩(wěn)性檢驗(yàn)1987年Engle和Granger提出了協(xié)整理論，指出一些同階的非平穩(wěn)經(jīng)濟(jì)變量的線性組合如果是平穩(wěn)序列，說明這些變量之間存在一種長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，即協(xié)整關(guān)系，在經(jīng)濟(jì)意義上，這種協(xié)整關(guān)系的存在意味著可以通過一個(gè)（些）變量來影響另一個(gè)（些）變量的變化。我們可以通過協(xié)整模型研究1978—2008年北京市地區(qū)生產(chǎn)總值平減指數(shù)（GDP）與北京市居民消費(fèi)指數(shù)（Cj）、政府消費(fèi)指數(shù)（Cz）是否存在長期均衡關(guān)系。由于只有具有相同單整階數(shù)的非平穩(wěn)變量才可能存在協(xié)整關(guān)系，因此首先對各個(gè)變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。即先對表中的北京市地區(qū)生產(chǎn)總值平減指數(shù)與居民最終消費(fèi)指數(shù)、政府最終消費(fèi)指數(shù)進(jìn)行平穩(wěn)性ADF檢驗(yàn)，即單位根檢驗(yàn)，以判斷時(shí)間序列的平穩(wěn)性，檢驗(yàn)結(jié)果見表：表3 北京市地區(qū)生產(chǎn)總值平減指數(shù)與居民最終消費(fèi)指數(shù)、政府最終消費(fèi)指數(shù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果變量檢驗(yàn)形式(C,T,K)ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量臨界值5%結(jié)論GDP(C,0,0)非平穩(wěn)Cj(C,0,0)非平穩(wěn)Cz(C,0,0)非平穩(wěn)△GDP(C,0,0)平穩(wěn)△Cj(C,0,0)平穩(wěn)△Cz(C,0,2)平穩(wěn)在上表中，△GDP、△Cj、△Cz分別表示GDP、Cj、Cz的一階差分，（C,T,K）分別表示單位根檢驗(yàn)方程的常數(shù)項(xiàng)、時(shí)間趨勢項(xiàng)和滯后階數(shù)，其中C=0表示不含常數(shù)項(xiàng)，T=0表示表示不含時(shí)間趨勢項(xiàng)。從檢驗(yàn)結(jié)果來看，GDP、Cj、Cz均未通過5%水平下的單位根檢驗(yàn)，說明北京市地區(qū)生產(chǎn)總值與居民最終消費(fèi)、政府最終消費(fèi)是非平穩(wěn)數(shù)據(jù)。而它們的一階差分序列△GDP、△Cj、△Cz都通過了5%顯著性水平下的ADF檢驗(yàn)，由此可知GDP、Cj、Cz均為一階單整序列，表示為GDP—I(1)，Cj—I(1)，Cz—I(1)。（2）協(xié)整檢驗(yàn)由上文可知，平穩(wěn)性檢驗(yàn)的結(jié)果是GDP、Cj、Cz均為一階單整序列，符合進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)的前提，可以分別對GDP、Cj、Cz進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，檢驗(yàn)的目的是看GDP、Cj、Cz是否存在長期的、穩(wěn)定的關(guān)系。按照Engle和Granger（1987）提出的EG兩步檢驗(yàn)法，我們首先用OLS方法分別對GDP、Cj、Cz進(jìn)行協(xié)整回歸，得到回歸模型估計(jì)的殘差序列e，這里我們既不需要考慮回歸方程的擬合優(yōu)劣，也不需要檢驗(yàn)序列e是否存在自相關(guān)性，因?yàn)榇_定GDP、Cj、Cz之間是否存在協(xié)整關(guān)系的唯一前提就是它們的殘差序列e是“平穩(wěn)”的。接下來，我們對回歸模型估計(jì)殘差序列e進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，結(jié)果見表：GDP、Cj、%，所以可以認(rèn)為殘差項(xiàng)不存在單位根，是平穩(wěn)序列。表 4 殘差序列e的平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果單位根檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量Augmented DickeyFuller 檢驗(yàn)殘差檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量臨界值(水平5%)因此,可以拒絕原假設(shè),認(rèn)為在5%的顯著性水平上殘差序列是一個(gè)穩(wěn)定的時(shí)間序列,因此可以斷言GDP 和Cj、Cz之間存在著協(xié)整關(guān)系。北京市經(jīng)濟(jì)增長與居民最終消費(fèi)、政府最終消費(fèi)的誤差修正模型誤差修正模型是把原始變量和差分變量有機(jī)地結(jié)合在一起，以充分利用兩者所提供長期和短期信息。從短期看，地區(qū)生產(chǎn)總值的變動(dòng)是由比較穩(wěn)定的長期趨勢和短期波動(dòng)所決定的，短期內(nèi)系統(tǒng)對于均衡狀態(tài)的偏離程度的大小直接導(dǎo)致波動(dòng)振幅的大小。從長期看，協(xié)整關(guān)系式起到引力線的作用，將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。由上文的協(xié)整分析可知，序列GDP和Cj、Cz之間分別存在著惟一的協(xié)整關(guān)系。Granger表示定理（1987）證明了協(xié)整與誤差修正模型（ECM）的等價(jià)性，ECM不但能反映時(shí)間序列之間的長期均衡關(guān)系，而且能反映短期偏離長期均衡的修正機(jī)制，所以我們建立誤差修正模型如下： （1）方程（1）的經(jīng)濟(jì)含義是：①地區(qū)生產(chǎn)總值與居民最終消費(fèi)、政府最終消費(fèi)之間存在長期均衡關(guān)系，呈現(xiàn)共同的增長趨勢；②從各變量系數(shù)來看，地區(qū)生產(chǎn)總值受上期影響大，在其他變量不變的情況下，上期生產(chǎn)總值每增加1%，%，而居民最終消費(fèi)、政府最終消費(fèi)的影響作用不是很顯著；③ECM是誤差修正項(xiàng)，該項(xiàng)系數(shù)反映了誤差修正規(guī)模自身偏離均衡誤差的作用機(jī)制。當(dāng)修正系數(shù)為1時(shí)，GDP和居民最終消費(fèi)、政府最終消費(fèi)的當(dāng)年均衡誤差在下一年就可調(diào)整到均衡狀態(tài)。，誤差修正項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，符合反向修正機(jī)制，說明地區(qū)生產(chǎn)總值增長和居民最終消費(fèi)、政府最終消費(fèi)增長之間的均衡關(guān)系對當(dāng)前非均衡誤差調(diào)整的自身修正能力較弱，而且完成這種修正需要較長的時(shí)期。四、居民消費(fèi)水平影響因素分析（一）理論基礎(chǔ)自1936年凱恩斯提出絕對收入假說后，居民消費(fèi)函數(shù)理論得到了空前的發(fā)展，各種流派不斷涌現(xiàn)。從各主要流派看，盡管存在著不同的看法，或從某些方面提出了不同的居民消費(fèi)函數(shù)，但不難看出，影響居民消費(fèi)的因素十分繁多，包括居民收入、持久收入、相對收入、前期消費(fèi)、預(yù)期消費(fèi)、資產(chǎn)存量、年齡結(jié)構(gòu)等。根據(jù)以上理論，結(jié)合北京市實(shí)際情況及目前所能夠收集到的數(shù)據(jù)，我們可以對北京居民消費(fèi)水平的變動(dòng)進(jìn)行多因素分析，建立以居民消費(fèi)水平為因變量，以其它可量化影響因素為自變量的多元線性回歸模型，并利用模型對居民消費(fèi)水平這一社會現(xiàn)象進(jìn)行數(shù)量化分析，對如何提高居民消費(fèi)水平提出一些可行性建議。（二）建立模型在建模時(shí)作如下處理：該模型為線性模型。采集的樣本是1978年2008年。模型中將居民消費(fèi)水平作為被解釋變量，根據(jù)經(jīng)驗(yàn)引入城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、農(nóng)村居民人均純收入、勞動(dòng)人口（2055歲）占總?cè)丝诒壤?、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)、轉(zhuǎn)移性收入占城鎮(zhèn)居民家庭總收入比重、GDP增速，對模型進(jìn)行回歸分析。其中：城鄉(xiāng)居民收入代表收入因素，勞動(dòng)人口占總?cè)丝诒壤砣丝诮Y(jié)構(gòu)因素，居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)代表價(jià)格因素，轉(zhuǎn)移性收入占城鎮(zhèn)居民家庭總收入比重代表社會保障因素(由于整個(gè)社會的社會保障投入并沒有統(tǒng)一的衡量指標(biāo)，因此以城鎮(zhèn)居民轉(zhuǎn)移性收入比重替代)，GDP增速代表人們對未來的預(yù)期。初步建立模型如下：其中，Y———居民消費(fèi)水平（元） X1——城鎮(zhèn)居民人均可支配收入（萬元） X2——農(nóng)村居民人均純收入（萬元）X3——?jiǎng)趧?dòng)人口占總?cè)丝诒壤?） X4——居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（r=100） X5——轉(zhuǎn)移性收入占城鎮(zhèn)居民家庭總收入比重（%）X6——GDP增速（%）為減弱初步模型中解釋變量之間的相關(guān)關(guān)系，首先將名義數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)換為實(shí)際數(shù)據(jù)，即：運(yùn)用消費(fèi)價(jià)格指數(shù)調(diào)整消費(fèi)與收入數(shù)據(jù)；其次，采用差分法將初步模型變形為一階差分模型，進(jìn)而降低多重共線性。將初步模型變形為（三）數(shù)據(jù)收集我們使用的是《北京60年數(shù)據(jù)資料》中1978年2008年的數(shù)據(jù)作為分析對象，基礎(chǔ)數(shù)據(jù)如下：表5 樣本數(shù)據(jù)obsYX1X2
物理相關(guān)推薦
鄂ICP備17016276號-1