對(duì)我國(guó)人均消費(fèi)影響因素的實(shí)證分析-wenkub.com
2025-06-13 08:23 本頁(yè)面
【正文】 （2）對(duì)CONSP、INP、SAVE因果關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)滯后期為1時(shí)：滯后期為2時(shí)：滯后期為3時(shí)：滯后期為4時(shí)：因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果表明：在5%顯著性水平下，滯后期數(shù)為1時(shí)，CONPS與INP互為因果，INP是引起SAVE變化的原因，SAVE與CONSP不存在因果關(guān)系。而CPI與IR變化與以上三項(xiàng)數(shù)據(jù)不同，一方面是相互聯(lián)系問(wèn)題，另一方面是數(shù)量單位不同，以上三項(xiàng)單位都為元，而這兩項(xiàng)沒(méi)有單位，并且數(shù)量級(jí)相差甚大。上述模型給出的特征根都大于1，因而證明了二階差分序列是平穩(wěn)序列。得：由上圖可知，小于顯著性水平1%的臨界值，所以，至少在99%的置信度下拒絕原假設(shè)，即認(rèn)為二階差分序列不存在單位根，因而非平穩(wěn)序列經(jīng)過(guò)二階差分平穩(wěn)，所以是二階單整序列，即I（2）。 由上圖可以看出，Dy時(shí)間序列的自相關(guān)函數(shù)在k=1，2時(shí)有峰值然后按指數(shù)衰減，偏自相關(guān)函數(shù)在k=1時(shí)有峰值然后呈指數(shù)或者正弦衰減，所以初步認(rèn)為Dy是一個(gè)ARMA(1,1)或ARMA(1,2)過(guò)程。經(jīng)過(guò)試驗(yàn)，得到在有效范圍內(nèi)，當(dāng)滯后期p的值取12時(shí)，AIC和SC值達(dá)最小，此時(shí)有ADF檢驗(yàn)結(jié)果如下。（3）單位根檢驗(yàn) 由于用序列的自相關(guān)分析圖判斷時(shí)間序列的平穩(wěn)性這種方法比較粗略，因而接下來(lái)采用比較正式的DF與ADF檢驗(yàn)方法。定義虛擬變量為WTO如下： 0，（19792001）WTO= 1，（20022008） 以時(shí)間t為解釋變量，城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)用Y表示，則數(shù)據(jù)列表如下：中國(guó)城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)性支出數(shù)據(jù)（19792008）（單位：元人民幣）設(shè)模型如下：Yi=β0+β1t+β2WTOi+β3（t WTOi）+ui用Eviews進(jìn)行估計(jì)，則輸出結(jié)果如下所示：所以，估計(jì)結(jié)果為：Y= + +*WTO () () () ()在t值要求不高的情況下，可以認(rèn)為在加入WTO前后斜率的變化是顯著的，即 + （WTO=0, 19792001）Y= + 1，（WTO=1, 20022008） 四、時(shí)間序列分析 檢驗(yàn)19792008年我國(guó)城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)性支出時(shí)間序列的平穩(wěn)性（1）時(shí)間序列圖我國(guó)城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)性支出時(shí)間序列圖如下：上圖是1979年—200
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