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        徐州消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的實(shí)證分析

        2009-04-29 00:00:00王海俠
        中國(guó)管理信息化 2009年10期

        [摘 要] 本文利用徐州市1978-2005的年度數(shù)據(jù),采用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)中的協(xié)整性分析技術(shù)和Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)方法,對(duì)徐州市消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系進(jìn)行了檢驗(yàn)。研究結(jié)果表明,在這一時(shí)間段內(nèi),徐州市消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在著協(xié)整關(guān)系,二者呈現(xiàn)出長(zhǎng)期穩(wěn)定的特征,前者對(duì)后者具有顯著的推動(dòng)作用。

        [關(guān)鍵詞] 消費(fèi); 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng);協(xié)整理論;Granger因果關(guān)系

        doi:10.3969/j.issn.1673-0194.2009.10.025

        [中圖分類(lèi)號(hào)]F224.0[文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼]A[文章編號(hào)]1673-0194(2009)10-0074-03

        一、引言

        消費(fèi)作為需求力量,對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起著拉動(dòng)作用,保持旺盛的消費(fèi)需求對(duì)經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)期穩(wěn)定增長(zhǎng)具有決定性作用。改革開(kāi)放后,徐州經(jīng)濟(jì)和消費(fèi)均有了較快發(fā)展,徐州市經(jīng)濟(jì)已經(jīng)呈現(xiàn)出新的運(yùn)行特征,即由過(guò)去傳統(tǒng)的供給導(dǎo)向型經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)變?yōu)樾枨髮?dǎo)向型經(jīng)濟(jì),由低水平的短缺經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)變?yōu)橘I(mǎi)方市場(chǎng)經(jīng)濟(jì),尤其近幾年來(lái),消費(fèi)需求對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的積極影響越來(lái)越大。但二者之間的關(guān)系如何,消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間是否存在著一種正相關(guān)關(guān)系?經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)消費(fèi)是否具有反饋?zhàn)饔?有待于進(jìn)一步研究和分析。

        國(guó)內(nèi)對(duì)于消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)進(jìn)行的研究大致可以分為兩類(lèi):一類(lèi)是對(duì)居民消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)進(jìn)行實(shí)證分析,這類(lèi)文獻(xiàn)占很大比重,如:孫烽、壽偉光(2001)從跨期角度研究了最優(yōu)消費(fèi)、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與經(jīng)濟(jì)賬戶(hù)動(dòng)態(tài)之間的關(guān)系,通過(guò)模擬數(shù)據(jù)和現(xiàn)實(shí)數(shù)據(jù)的比較指出,現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)環(huán)境的居民消費(fèi)向下偏離了最優(yōu)消費(fèi)路徑,使目前的消費(fèi)水平和消費(fèi)增長(zhǎng)率不斷下跌;余華銀、孫欣(2005)依據(jù)協(xié)整理論和誤差修正模型,測(cè)定了我國(guó)GDP與城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民消費(fèi)之間的長(zhǎng)期均衡和短期波動(dòng)效應(yīng),又運(yùn)用VAR模型對(duì)三者相互影響進(jìn)行分析,并得出結(jié)論:近年來(lái)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)和農(nóng)村居民消費(fèi)的差距拉大,不會(huì)影響到GDP的增長(zhǎng),通過(guò)啟動(dòng)城鄉(xiāng)居民消費(fèi),達(dá)到促進(jìn)GDP增長(zhǎng)的目的;另一類(lèi)是研究最終消費(fèi)(包括居民消費(fèi)和政府消費(fèi))和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系,這類(lèi)文獻(xiàn)相對(duì)較少,如:吳承業(yè)等(2005)運(yùn)用福建省1978-2002年的年度經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)對(duì)福建省居民消費(fèi)、政府消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析,結(jié)果表明,福建省居民消費(fèi)、政府消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系,福建省居民消費(fèi)增長(zhǎng)是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的原因;馬光輝、寧定琴(2006)以我國(guó)1978-2004年的相關(guān)數(shù)據(jù)為基礎(chǔ),運(yùn)用平穩(wěn)性檢驗(yàn)、協(xié)整分析和格蘭杰因果關(guān)系的分析框架,研究了我國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、農(nóng)村居民消費(fèi)、城市居民消費(fèi)與政府消費(fèi)之間存在長(zhǎng)期的均衡穩(wěn)定關(guān)系,并在此基礎(chǔ)上,分析了消費(fèi)變化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)。

        從現(xiàn)有文獻(xiàn)來(lái)看,以下兩個(gè)方面存在一些不足:一是現(xiàn)有研究文獻(xiàn)大多是針對(duì)全國(guó),區(qū)域性研究較少;二是由于在用傳統(tǒng)的計(jì)量經(jīng)濟(jì)方法研究消費(fèi)時(shí)以存在動(dòng)態(tài)穩(wěn)定性為前提,而實(shí)際上經(jīng)濟(jì)不斷增長(zhǎng)的趨勢(shì)使大多數(shù)經(jīng)濟(jì)變量序列是非平穩(wěn)的,所以直接運(yùn)用傳統(tǒng)的計(jì)量經(jīng)濟(jì)方法來(lái)研究非平穩(wěn)的經(jīng)濟(jì)變量之間的關(guān)系缺乏一定的可靠性。為此,本文利用徐州1978-2005年消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的年度數(shù)據(jù),對(duì)徐州消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的協(xié)整關(guān)系及因果關(guān)系進(jìn)行研究和分析。

        二、協(xié)整分析的理論與方法

        1. 時(shí)間序列變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

        如果一個(gè)序列yt在成為穩(wěn)定序列之前必須經(jīng)過(guò)d次差分,那么這個(gè)序列稱(chēng)為d階單整,記為yt~I(xiàn)(d)。在具體應(yīng)用協(xié)整理論進(jìn)行時(shí)間序列分析時(shí),首先必須檢驗(yàn)被分析序列是否為I(1)序列,進(jìn)而再判別其協(xié)整性。判別常用的單位根檢驗(yàn)方法是DF(Dickey-Fuller)檢驗(yàn)、ADF(AugmentDickey-Fullertest)檢驗(yàn)。由于大部分時(shí)間序列數(shù)據(jù)可能存在高度的自相關(guān),所以在實(shí)證中采取的單位根檢驗(yàn)方法是ADF檢驗(yàn)。ADF檢驗(yàn)中,為了消除時(shí)間序列中的自相關(guān),應(yīng)在方程的右邊加了一些滯后項(xiàng)。其中滯后項(xiàng)的選擇是根據(jù)赤池信息準(zhǔn)則(AIC準(zhǔn)則)和施瓦茨準(zhǔn)則(Schwarz準(zhǔn)則)來(lái)確定。

        2. 時(shí)間序列變量的協(xié)整檢驗(yàn)

        協(xié)整關(guān)系的基本思想是:如果兩個(gè)或兩個(gè)以上的時(shí)間序列變量是非平穩(wěn)的,但它們的某種線性組合表現(xiàn)出平穩(wěn)性,則這些變量之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。關(guān)于協(xié)整關(guān)系的檢驗(yàn)與估計(jì)目前最常用的Engle-Granger兩步法和Johansen極大似然法。前者適用于單方程的協(xié)整檢驗(yàn),而后者適用于多變量的情形。因此,本文選用Engle-Granger兩步法。假設(shè)Xt和Yt均為I(1)變量,首先用OLS法建立模型:

        3. 時(shí)間序列變量的Ganger因果關(guān)系檢驗(yàn)

        Granger因果檢驗(yàn)法的基本思想是:如果X的變化應(yīng)當(dāng)發(fā)生在Y變化之前,特別地說(shuō)X是引起Y變化的原因,則必須滿(mǎn)足兩個(gè)條件:第一,X應(yīng)當(dāng)有助于預(yù)測(cè)Y,即在Y關(guān)于其過(guò)去的回歸模型中,添加X(jué)的過(guò)去值作為獨(dú)立變量,應(yīng)當(dāng)顯著地增加回歸模型的解釋能力;第二,Y不應(yīng)當(dāng)有助于預(yù)測(cè)X,如果X有助于預(yù)測(cè)Y,同時(shí)Y也有助于預(yù)測(cè)X,很可能存在著一個(gè)或幾個(gè)其他的變量,它們既是引起X變化的原因,也是引起Y變化的原因。常用的Ganger檢驗(yàn)?zāi)P蜑椋?/p>

        三、實(shí)證分析

        1.變量和數(shù)據(jù)說(shuō)明

        本文所用的樣本取自1978-2005年度的數(shù)據(jù)(來(lái)源于《徐州統(tǒng)計(jì)年鑒2006》),用最終消費(fèi)總額(C)來(lái)反映消費(fèi)的狀況,用宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)——國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)來(lái)反映經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),用1978年為基期的商品零售定基價(jià)格指數(shù)對(duì)GDP、最終消費(fèi)總額(C)進(jìn)行平減,以消除物價(jià)變動(dòng)對(duì)其的影響。由于數(shù)據(jù)的自然對(duì)數(shù)變換不改變?cè)瓉?lái)的協(xié)整關(guān)系,并能使其趨勢(shì)線性化,消除時(shí)間序列數(shù)據(jù)中存在的異方差現(xiàn)象,所以對(duì)兩個(gè)變量進(jìn)行自然對(duì)數(shù)變換,分別表示為lnGDP和lnC,其相應(yīng)的差分序列為ΔlnGDP和ΔlnC。本文所有數(shù)據(jù)分析和處理均利用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)軟件Eviews 5.0完成。

        2. 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

        平穩(wěn)性檢驗(yàn)是為了判斷時(shí)間序列是否平穩(wěn)。序列平穩(wěn)是建立計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型的前提,然而由于經(jīng)濟(jì)分析中所涉及的經(jīng)濟(jì)變量數(shù)據(jù)基本上是時(shí)間序列數(shù)據(jù),而大多數(shù)經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列是非平穩(wěn)的,如果直接將非平穩(wěn)的時(shí)間序列數(shù)據(jù)當(dāng)作平穩(wěn)時(shí)間序列進(jìn)行回歸分析,則可能帶來(lái)“偽回歸”問(wèn)題。在利用回歸分析方法討論經(jīng)濟(jì)變量間的關(guān)系之前,必須對(duì)經(jīng)濟(jì)變量時(shí)間序列的平穩(wěn)性與非平穩(wěn)性進(jìn)行判斷。

        第一步,根據(jù)上文介紹的方法對(duì)lnGDP和lnC做單位根檢驗(yàn),根據(jù)AIC準(zhǔn)則、SC準(zhǔn)則等,經(jīng)過(guò)嘗試在模型中選取滯后階數(shù)為3,采用(c,t,3)檢驗(yàn)?zāi)P停★@著性水平α=0.1和0.05,檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。從檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)看,由于lnGDP和lnC的ADF值均大于5%和10%臨界值,故不能拒絕存在單位根的零假設(shè)。所以,lnGDP和lnC都是存在單位根的非平穩(wěn)序列。

        第二步,對(duì)lnGDP和lnC序列的一階差分序列ΔlnGDP和ΔlnC進(jìn)行檢驗(yàn),采用AIC準(zhǔn)則、SC準(zhǔn)則進(jìn)行嘗試,最終采用(c,0,0)檢驗(yàn)?zāi)P?,檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。從表1中可以看出,ΔlnGDP和ΔlnC的ADF值均小于其5%和10%的臨界值,所以,拒絕ΔlnGDP和ΔlnC存在單位根的零假設(shè),即ΔlnGDP和ΔlnC在5%和10%的顯著性水平下都是不含單位根的平穩(wěn)序列。

        至此,我們知道lnGDP、lnC為非平穩(wěn)序列,但是二者的一階差分ΔlnGDP和ΔlnC均為平穩(wěn)序列,故原序列l(wèi)nGDP、lnC為一階單整,即lnGDP~I(xiàn)(1)、lnC~I(xiàn)(1),二者可能存在協(xié)整關(guān)系,即長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。

        注: 表中的Δ表示一階差分, 檢驗(yàn)形式(C , T , K) 中的C、T 和K分別表示單位根檢驗(yàn)方程包括常數(shù)項(xiàng)、時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)和滯后階數(shù); 0 是指檢驗(yàn)方程不包括常數(shù)項(xiàng)或時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)。

        3.協(xié)整檢驗(yàn)

        由于lnGDP、lnC都是非平穩(wěn)的I(1)序列,滿(mǎn)足協(xié)整檢驗(yàn)前提,下面采用Engle-Granger兩步法檢驗(yàn)二者是否具有協(xié)整關(guān)系。用普通最小二乘法(OLS)對(duì)lnGDP和lnC進(jìn)行回歸,得到方程為:

        lnGDP=-1.020 095 466+1.000 046 944×lnC (3)

        R2=0.998 265 DW=2.264 011

        從模型的估計(jì)結(jié)果來(lái)看,說(shuō)明二者之間擬合度很高。

        由上面的檢驗(yàn)結(jié)果可以看出,ADF的統(tǒng)計(jì)量為 -7.053 035小于顯著性水平0.05和0.1時(shí)的臨界值,因此可以認(rèn)為該殘差序列屬于平穩(wěn)序列,表明lnGDP和lnC有協(xié)整關(guān)系,也就是說(shuō)徐州市消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系。

        4.Ganger因果關(guān)系檢驗(yàn)

        以上確定lnC和lnGDP之間存在協(xié)整關(guān)系。協(xié)整只是表明了消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在因果關(guān)系,但沒(méi)有指明這種因果關(guān)系的方向,下面對(duì)徐州GDP和消費(fèi)之間進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。首先建立下列兩變量模型:

        由表3可知:在90%的置信條件下可以認(rèn)為消費(fèi)是GDP的Ganger原因;而GDP不是消費(fèi)的Ganger原因,這表明徐州消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在單向因果關(guān)系。

        四、結(jié)論

        本文通過(guò)對(duì)徐州自1978改革開(kāi)放以來(lái)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和消費(fèi)的協(xié)整分析,得到如下結(jié)論:

        (1)徐州消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。從表2可以看出,消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在唯一的協(xié)整關(guān)系。具體關(guān)系通過(guò)協(xié)整方程表現(xiàn)出來(lái),lnC每增長(zhǎng)1個(gè)百分點(diǎn),lnGDP就增長(zhǎng)1.001個(gè)百分點(diǎn)。說(shuō)明消費(fèi)促進(jìn)了徐州的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),而且是眾多發(fā)展因素中重要的一個(gè)原因,其作用明顯。

        (2)通過(guò)格蘭杰因果檢驗(yàn)來(lái)看,徐州存在從消費(fèi)到經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的單向因果關(guān)系,說(shuō)明徐州消費(fèi)的增長(zhǎng)促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng),而經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)短期對(duì)徐州消費(fèi)的促進(jìn)作用并不是非常明顯。

        主要參考文獻(xiàn)

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        注:本文中所涉及到的圖表、注解、公式等內(nèi)容請(qǐng)以PDF格式閱讀原文

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