[精品]计量论文时间序列

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1、绍兴城市居民人均收入与消费性支持的实证分析一、问题的提出消费、投资、进岀口是推动经济增长的三驾马车。在投资不足和出口受限的情况下，促内需成为发展经济的璽中Z中，而彩响消费的主要因素是尿民收入。木文选取近20多年绍兴城市居民人均可支配收入和人均消费性支出的年度数据,希望通过单位根检验、协整分析,探讨人均可支配收入和人均消费性支出之间的长期均衡和短期波动关系。研究数据來源于《绍兴市统计年鉴（2008）》，选取1985-2007年的绍兴城市居民人均可支配收入和人均消费性支出的年度数据进行实证分析研究，分别用变Mincome和payout来表示，对income和payout进行了取

2、对数处理，相应表示为LNI和LNP,以减少或消除时序数据的异方差。样本数量为23。年份，Year,平均毎人可支配丄收入（元〉•、平均每人消费性丄支出（元〉•、1985,812.40.,711.13.11986198399.,89334,1987,11C8.71.,1043S6,1988’127739.,1323.17.,1989,144898.,1382j66,1990,1691.13.1156997,1991189190..175420,1992,219533.,1928j63.1993,27SOj62.,23?7D8,1994,363433.,31^56,1995,43

3、75.43.,405153.,1996.502296.,44^7.12.,1997,5302054919j63.,1998,544234.、4956SO,1999,5S28.43.,537669.2COO,617630.,5471.70.,2001.,6S7230.,572490.,2002,72弟D7.、630320,2CC3,8093j67.,7118D6,2004,922096.,79Z3D5.2005,10243.99.,862329,2006.11569.74.,9398j69.,2CO7,13715.25.,1C&76.12.1二、研究方法(一)人均可支配收入与

4、消费性支岀的描述性分析图1中实线表示人均町支配收入，虚线表示人均消费性支出。从图中可以看出，收入和消费均呈现出明显的长期递增趋势，且增加的速度也同样呈现出递增的趋势，但收入增加的速度比消费稍快，特别是2004年以后。说明绍兴市城市居民的收入分配结构F1趋多样化,其收入不仅用于tl常消费支出，除消费性支出以外的其它支出和投资储蓄所占的比例逐渐增加。1985-1991年，绍兴市城市居民的口J支配收入和消费性支出几乎相等或收入稍稍大于消费，町见此期间绍兴市城市居民的收入儿乎全部用于H常牛活的消费支出，并无多余的资金移作它用；自1993年以来，由于市场经济体制的进一步完善，经济快速

5、发展，居民收入急速增氏，促使居民消费也快速增加。(二)人均可支配收入与消费性支出的协整关系分析1.序列平稳性检验及单整检验。分别对序列Lnl和LnP进行单位根检验，ADF统计量的P值均人于临界值，可以认为绍兴城市居民人均可支配收入对数序列｛Lnl｝和人均消费性支出对数序列｛LnP｝均非平稳。对LNP和Lnl的差分序列分别进行ADF检验，序列｛LNP｝和｛LNI｝二阶差分的ADF统计量对应的P值均非常小，故序列｛LNP｝和｛LNI｝经过差分后是平稳的，LNP和LNIt之间可能存在协整关系。2胁整检验并拟合

6、办整回归模型。通过EG两步检验法，对序列｛LNP｝和｛LN1｝进行协整

7、检验，并求得长期均衡方程。利用最小二乘估计方法，对城市居民人均可支配收入对数序列｛LNI｝和消费性支出对数序列｛LNI｝构造出回归模型如下：LNP=0.22755+0.95862LNI+ctt=(2.49)(86.90)①R2=0.9972F=7551.22DW=0.893代入LNpayoutt和LNincomet的实际观察值，求出残差序列并检验，得出其残差序列为1(0)(99.4%的置信水平)。于是证明了序列LNP和LNI存在长期稳定的协整关系。*MacKinnoncriticalvaluesforrejectionofhypothesisofaunitroot.3.拟合

8、误差修正模型。由协整模型度量了序列Z间的长期均衡关系，再运用ECM模型来解释序列的短期波动关系。响应序列的当期波动(LNpayoutt),主要会受到三方面的短期波动的影响：输入序列的当期波动LNI；上一期的误差EM；纯随机波动st。为了定量抵测量这三方面影响的大小，尤其是为了测定上期误差对当期波动的影响，可以构建ECM模型，得到ECM模型为：LNP=0.48677LN1+0.10906LNincomet-1+0.37779LNpayoutt-l-1.22254EM谋差修正模型揭示了绍兴市城市居民消费性支出的短期波动