影響居民消費(fèi)水平的主要因素分析

1、影響居民消費(fèi)水平的主要因素分析     影響居民消費(fèi)水平的主要因素分析 摘要  本文主要是通過對(duì)影響居民消費(fèi)水平的主要因素分析揭示中國(guó)居民消費(fèi)水平的現(xiàn)狀及問題，并依此提出部分政策建議關(guān)鍵詞：持久收入 暫時(shí)收入 消費(fèi)水平一 經(jīng)濟(jì)背景及研究的意義消費(fèi)是人類社會(huì)經(jīng)濟(jì)生活中的重要行為和過程，任何社會(huì)都離不開消費(fèi)。在我國(guó)，隨著社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制的確立，消費(fèi)在全民經(jīng)濟(jì)生活中的作用更顯重要?？梢赃@樣概括的說，消費(fèi)活動(dòng)是經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的終點(diǎn)，一切經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的目的就是為了滿足人們不斷增長(zhǎng)的消費(fèi)需求；但另一方面，消費(fèi)活動(dòng)又是經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的起點(diǎn)，是拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)

2、增長(zhǎng)的動(dòng)力。國(guó)家一系列決策和尚待解決的問題很大程度上是既源于消費(fèi)，又回歸到消費(fèi)。正因?yàn)槿绱?，研究消費(fèi)水平對(duì)于正處于轉(zhuǎn)型期的我國(guó)經(jīng)濟(jì)有極其重要的經(jīng)濟(jì)意義。二 相關(guān)理論1凱恩斯的絕對(duì)收入假設(shè)消費(fèi)函數(shù)    凱恩斯認(rèn)為,在短期內(nèi),影響個(gè)人消費(fèi)的主觀因素是比較穩(wěn)定的,消費(fèi)者的消費(fèi)主要取決于收入的多少,隨著收入的增加,人們的消費(fèi)也在增加,消費(fèi)是“完全可逆”的,但消費(fèi)的增長(zhǎng)低于收入的增長(zhǎng),即著名的“邊際消費(fèi)傾向遞減規(guī)律”。在這一理論假設(shè)下,可得到如下的個(gè)人消費(fèi)函數(shù):=0+1+    其中,為第期的消費(fèi)支出,為第期的絕對(duì)收入,0表示自發(fā)性

3、消費(fèi),0<0,1為邊際消費(fèi)傾向,0<<1。2. 弗里德曼持久收入假設(shè)消費(fèi)函數(shù)    弗里德曼認(rèn)為,消費(fèi)者的消費(fèi)支出主要不是由他現(xiàn)期收入決定的,而是由他的持久收入決定的。所謂“持久收入”是指消費(fèi)者可以預(yù)計(jì)到的長(zhǎng)期收入,即他一生中可得到的收入的平均值。弗里德曼假定,持久消費(fèi)與持久收入之間存在一個(gè)固定比例,而暫時(shí)消費(fèi)與暫時(shí)收入是不相關(guān)的,在此基礎(chǔ)上的消費(fèi)函數(shù)的形式為:=(,)+    其中,為第期的持久消費(fèi),為比例系數(shù),是持久的消費(fèi)和收入之間的邊際消費(fèi)傾向,它受到利率、非人力財(cái)產(chǎn)與持久收入的比率及其他因素的影響，為第期的持

4、久收入,弗里德曼用實(shí)際收入的幾何級(jí)數(shù)來對(duì)其進(jìn)行測(cè)定。對(duì)上式進(jìn)行考伊克變換,可得如下的消費(fèi)函數(shù)模型:=1+2-1+3莫迪利安尼的生命周期假設(shè)消費(fèi)函數(shù)    莫迪利安尼認(rèn)為,消費(fèi)者是理性的,他只是根據(jù)效用最大化原則來使用一生的收入,安排其一生的消費(fèi),使一生中的收入等于一生的消費(fèi)。因此,消費(fèi)者現(xiàn)期消費(fèi)不僅與現(xiàn)期收入有關(guān),而且與消費(fèi)者以后各期收入的期望值、開始時(shí)的資產(chǎn)和個(gè)人年齡大小有關(guān)。消費(fèi)者一生中各期消費(fèi)支出流量的現(xiàn)值要等于一生中各期期望收入流量的現(xiàn)值,這種行為可稱作“前瞻行為”,用簡(jiǎn)單的線性模型來描述這一假設(shè)的消費(fèi)函數(shù)可得下式:=1+2+  

5、60; 其中,為第期消費(fèi)者所擁有的資產(chǎn)三 模型設(shè)定及檢驗(yàn)根據(jù)現(xiàn)實(shí)的經(jīng)濟(jì)生活觀察和經(jīng)驗(yàn)，我們?cè)噲D引入以下變量：國(guó)民收入，通貨膨脹率，利率。國(guó)民收入是一切經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的來源，當(dāng)期消費(fèi)是基于上一期或是幾期的收入而發(fā)生的；通貨膨脹率則會(huì)通過影響一國(guó)居民實(shí)際購(gòu)買能力來影響實(shí)際的消費(fèi)水平；利率對(duì)消費(fèi)的影響主要是通過影響居民用于儲(chǔ)蓄的貨幣量來間接影響消費(fèi)水平。當(dāng)然除了以上的因素之外，還存在著其他的因素?zé)o法通過模型反映出來，為此，我們將其歸入隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)M。即得到以下模型：1.我們?cè)O(shè)定模型為Y=aX1+bX2+cX3+M其中Y為居民消費(fèi)水平，X1,X2,X3分別為國(guó)民收入，通貨膨脹率和利率。對(duì)所有變量采用

6、最小二乘法，得出Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/23/04   Time: 15:27Sample(adjusted): 1991 2000Included observations: 10 after adjusting endpoints    Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.      X1 0.

7、037598 0.000417 90.08623 0.0000X2 -5.775128 1.853065 -3.116528 0.0207X3 3208.558 1718.620 1.866939 0.1111C 35.33039 38.16182 0.925805 0.3903    R-squared 0.999484     Mean dependen

8、t var 2226.100Adjusted R-squared 0.999226     S.D. dependent var 909.0991S.E. of regression 25.28739     Akaike info criterion 9.587664Sum squared resid 3836.714     Schwarz criterion 9.708698Log likelihoo

9、d -43.93832     F-statistic 3875.355Durbin-Watson stat 2.107133     Prob(F-statistic) 0.000000    Y=0.0376X1-5.775X2+3208.558X3+35.33   (0.000417)  (1.853)   (1718.62)  (38.162) t=(90.0

10、86)    (-3.117)     (1.867)    (0.926) R2=0.999484    F=3875.355   DW=2.107由回歸式可看出，可決系數(shù)高，t檢驗(yàn)和F檢驗(yàn)顯著，模型擬合較好，且DW值表明模型不存在自相關(guān)。對(duì)模型用ARCH檢驗(yàn)進(jìn)行異方差檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)不存在異方差。從經(jīng)濟(jì)角度看，國(guó)民收入每提高一個(gè)單位會(huì)使得居民的消費(fèi)水平提高0.0376個(gè)單位，同時(shí)，隨著通貨膨脹率上升一個(gè)百分比而下降5.775個(gè)單位，而利率

11、每上升一個(gè)百分比會(huì)使居民消費(fèi)水平上升3208.558個(gè)單位。事實(shí)上，利率上升會(huì)使得消費(fèi)水平下降，即利率與消費(fèi)水平成反向變動(dòng)，而由模型得出的結(jié)果是利率與消費(fèi)水平同向變動(dòng)，這可能是由于模型中存在多重共線性導(dǎo)致的，做相關(guān)系數(shù)矩陣得 X1 X2 X3X1 1 -0.5019366 -0.3026271X2 -0.5019366 1 0.7908368X3 -0.3026271 0.7908368 1可以看出通貨膨脹率和利率存在較高的共線性。對(duì)模型中單個(gè)變量回歸后發(fā)現(xiàn)消費(fèi)水平對(duì)收入的線

12、性關(guān)系較強(qiáng)，擬合度較好，即Y=0.037X1+91.587  (0.000279)  (13.569)t=(132.67)    (6.749)R=0.998695  F=17601.34  DW=0.770463因此采用逐步回歸法將其余變量逐一引入得對(duì)X1，X2回歸得：Y=0.037X1-0.9656X2+93.659           （1）      

13、0;              (0.00026)  (1.075) t=(143.839)    (-0.898) R2=0.9991  F=10989.61  DW=1.0702對(duì)X1，X3回歸得：Y=0.037X1+1505.229X3+47.742          (2) 

14、60;                   (0.000861)  (2583.126) t=(43.213)    (0.583) R2=0.997  F=1317.796  DW=0.901對(duì)比得出(1)式較好，但是存在自相關(guān)。選取(1)進(jìn)行修正Dependent Variable: BYMethod: Least SquaresDa

15、te: 12/23/04   Time: 16:19Sample(adjusted): 1981 2000Included observations: 20 after adjusting endpointsVariable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.  BX1 0.037420 0.000416 89.86640 0.0000BX2 -0.944260 1.201785 -0.785715 

16、0.4428C 52.20433 11.94907 4.368904 0.0004R-squared 0.997996     Mean dependent var 800.4245Adjusted R-squared 0.997760     S.D. dependent var 630.9634S.E. of regression 29.86327     Akaike info c

17、riterion 9.768617Sum squared resid 15160.85     Schwarz criterion 9.917977Log likelihood -94.68617     F-statistic 4232.393Durbin-Watson stat 1.734102     Prob(F-statistic) 0.000000Y=0.037X1-0.944X2+52.204

18、  (0.000416)  (1.202)t=(89.866)    (-0.786)R2=0.998  F=4232.393  DW=1.7342.  從城鄉(xiāng)居民收入差距看，據(jù)測(cè)算，農(nóng)村居民收入比城市居民大約落后1O年，二者平均每人年收入差距從1985年的186倍，擴(kuò)大為l990年的222倍，再擴(kuò)大為1995年的2.71倍，二者收入的絕對(duì)差距從1980年的2863元，增加到1985年的3415元，l990年的8239元，再增加到1995年的27053元；從農(nóng)村和城鎮(zhèn)居民內(nèi)部的收入差距看，農(nóng)村居民內(nèi)部的最高最低人均

19、年收入，從1985年的315倍，擴(kuò)大為l990年的443倍，再擴(kuò)大為l995年的482倍。城鎮(zhèn)居民中1996年收入最高的20與收入最低的20的家庭，人均生活費(fèi)收入之比由1981年的2.3：1擴(kuò)大到4.2：l。如圖 由于中國(guó)居民收入目前存在明顯的城鄉(xiāng)差別，因此對(duì)城鄉(xiāng)收入對(duì)消費(fèi)水平的影響分別分析。城鎮(zhèn)居民收入對(duì)其消費(fèi)水平的影響分析根據(jù)持久收入假定，設(shè)城鎮(zhèn)消費(fèi)水平函數(shù)為：lnY1=C+b1lnX4+b2lnX5   （其中X4代表城鎮(zhèn)居民當(dāng)期收入,X5代表城鎮(zhèn)居民持久收入，是由城鎮(zhèn)居民收入三期值的移動(dòng)平均值計(jì)算出來）Dependent Variable: LY1Meth

20、od: Least SquaresDate: 12/22/04   Time: 12:48Sample(adjusted): 1980 2002Included observations: 23 after adjusting endpointsVariable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.  LX4 0.921612 0.243912 3.778459 0.0012LX5 0.102494 0.243280

21、60;0.421300 0.6780C -0.067591 0.107958 -0.626083 0.5383R-squared 0.996510     Mean dependent var 7.651772Adjusted R-squared 0.996161     S.D. dependent var 0.994314S.E. of regression 0.061609   &

22、#160; Akaike info criterion -2.614899Sum squared resid 0.075914     Schwarz criterion -2.466791Log likelihood 33.07134     F-statistic 2855.146Durbin-Watson stat 1.589603     Prob(F-statistic) 0.000000LNY1

23、=0.921612LNX4+0.102494LNX5-0.067591243912)  (0.24328)  (0.107958)t=(3.778459)  (0.4213)  (-0.626083)R2=0.99651  F=2855.146  DW=1.589603由上式可知，可決系數(shù)高, F檢驗(yàn)顯著，模型的擬合效果較好,模型不存在自相關(guān)。對(duì)比而言，當(dāng)期收入對(duì)消費(fèi)水平的影響比持久收入對(duì)消費(fèi)水平的影響更大。農(nóng)村居民收入對(duì)其消費(fèi)水平的影響分析 根據(jù)持久收入假定，設(shè)城鎮(zhèn)消費(fèi)水平函數(shù)為：lnY2=C+b1lnX6+b2lnX7 （其中X6

24、代表農(nóng)村居民當(dāng)期收入,X7代表農(nóng)村居民持久收入，是由農(nóng)村居民收入三期值的移動(dòng)平均值計(jì)算出來。）Dependent Variable: LY2Method: Least SquaresDate: 12/22/04   Time: 20:25Sample(adjusted): 1980 2002Included observations: 23 after adjusting endpointsVariable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.  LX6 1.126033

25、 0.173563 6.487762 0.0000LX7 -0.103261 0.169024 -0.610925 0.5481C -0.284476 0.091022 -3.125356 0.0053R-squared 0.997436     Mean dependent var 6.561687Adjusted R-squared 0.997180     S.D. de

26、pendent var 0.864957S.E. of regression 0.045934     Akaike info criterion -3.202096Sum squared resid 0.042199     Schwarz criterion -3.053988Log likelihood 39.82410     F-statistic 3890.366Durbin-Watson st

27、at 0.930944     Prob(F-statistic) 0.000000LNY2=1.126033LNX6-0.103261LNX7-0.284476173563)  (0.169024)  (0.091022)T=(6.487762)  (-0.610925)  (-3.125356)R2=0.997436  F=3890.366   DW=0.930944存在自相關(guān)，修正后得Dependent Variable: LY2Sample(adjusted

28、): 1981 2002Included observations: 22 after adjusting endpointsConvergence achieved after 13 iterationsVariable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.  LX6 1.050884 0.222193 4.729595 0.0002LX7 -0.015882 0.219119 -0.072481 0.9430C

29、0;-0.364877 0.143752 -2.538233 0.0206AR(1) 0.466261 0.203784 2.288018 0.0345R-squared 0.998197     Mean dependent var 6.624410Adjusted R-squared 0.997896     S.D. dependent var 0.830050S.E. of regression&#

30、160;0.038070     Akaike info criterion -3.535806Sum squared resid 0.026088     Schwarz criterion -3.337434Log likelihood 42.89386     F-statistic 3321.644Durbin-Watson stat 1.457632     Prob

31、(F-statistic) 0.000000Inverted AR Roots        .47LNY2=1.050884LNX6-0.015882LNX7-0.364877222193)  (0.219119)  (0.143752)t=(4.729595)  (-0.072481)  (-2.538233)R2=0.998197  F=3321.644  DW=1.564853由上式可知，可決系數(shù)高, F檢驗(yàn)顯著，模型的擬合效果較好,模型不存在自相

32、關(guān)。但是持久收入的系數(shù)為負(fù)，與實(shí)際經(jīng)濟(jì)意義不符。應(yīng)刪除，得到新模型為：LNY2=0.996LNX6-0.0820129)  (0.0855)   t=(76.974)  (-0.959)   R2=0.996  F=5925.044  因此，農(nóng)村居民消費(fèi)水平實(shí)際上主要是受到暫時(shí)收入的影響。這是由于對(duì)于農(nóng)民而言，未來收入具有不確定性，且其收入水平較低，很難有多余的收入用于儲(chǔ)蓄。總結(jié) 回歸結(jié)果表明:城鄉(xiāng)居民消費(fèi)對(duì)暫時(shí)收入的敏感性較強(qiáng), 暫時(shí)收入對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的彈性系數(shù)為0.921612 ,遠(yuǎn)高于持久性收入對(duì)居

33、民消費(fèi)的彈性系數(shù)0.102494。持久收入與暫時(shí)收入相比,城鄉(xiāng)居民的當(dāng)期消費(fèi)主要取決于暫時(shí)收入的變化.下面采用局部調(diào)整自適應(yīng)模型對(duì)中國(guó)的國(guó)民收入回歸得出的結(jié)果可以進(jìn)一步證明： Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/22/04   Time: 13:38Sample(adjusted): 1980 2002Included observations: 23 after adjusting endpointsVariable Coefficient Std. Error t-

34、Statistic Prob.  X1 0.025901 0.003061 8.460187 0.0000Y(-1) 0.607868 0.160613 3.784665 0.0013Y(-2) -0.314728 0.097042 -3.243205 0.0043C 75.93447 13.26477 5.724524 0.0000R-squared 0.999248   &

35、#160; Mean dependent var 1513.522Adjusted R-squared 0.999129     S.D. dependent var 1253.101S.E. of regression 36.98219     Akaike info criterion 10.21552Sum squared resid 25985.96     Schwarz criterion 10

36、.41300Log likelihood -113.4785     F-statistic 8413.207Durbin-Watson stat 1.325993     Prob(F-statistic) 0.000000H2.53538>h(0.05)=1.96,存在自相關(guān)，修正Dependent Variable: LYMethod: Least SquaresDate: 12/22/04   Time: 13:42Sample(adjust

37、ed): 1980 2002Included observations: 23 after adjusting endpointsVariable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.  LX1 0.636115 0.069279 9.181885 0.0000LY(-1) 0.351416 0.144554 2.431034 0.0251LY(-2) -0.069698 0.098038 -

38、0.710928 0.4858C -1.404731 0.178082 -7.888116 0.0000R-squared 0.999029     Mean dependent var 6.923205Adjusted R-squared 0.998875     S.D. dependent var 0.962760S.E. of regression 0.032287   

39、0; Akaike info criterion -3.871540Sum squared resid 0.019806     Schwarz criterion -3.674062Log likelihood 48.52271     F-statistic 6514.231Durbin-Watson stat 2.242579     Prob(F-statistic) 0.000000從城鎮(zhèn)居民消費(fèi)

40、水平的回歸模型：LNY1=0.921612LNX4+0.102494LNX5-0.067591 農(nóng)村居民消費(fèi)水平的回歸模型：LNY2=0.996LNX6-0.082 可以看出農(nóng)村居民的消費(fèi)傾向明顯大于城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)傾向，如果能夠改變當(dāng)前的農(nóng)村和城鎮(zhèn)的收入分配結(jié)構(gòu)，農(nóng)民手中的錢多了，農(nóng)民就會(huì)增大消費(fèi)量，從而提高居民的整個(gè)消費(fèi)水平。從長(zhǎng)期來看，通過經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，實(shí)現(xiàn)國(guó)民收入總體水平的提高。根據(jù)總體回歸模型： Y=0.037X1-0.944X2+52.204  可以看出，國(guó)民收入每提高一個(gè)單位會(huì)使得居民的消費(fèi)水平提高0.037個(gè)單位，因此通過國(guó)民收入的增長(zhǎng)帶動(dòng)消費(fèi)水平的提高。配合適當(dāng)?shù)恼?，穩(wěn)

41、定物價(jià)。根據(jù)總體回歸模型： Y=0.037X1-0.944X2+52.204 可以看出，通貨膨脹率會(huì)影響到居民收入的實(shí)際購(gòu)買力。在國(guó)民收入水平既定的情況下，降低通貨膨脹率可以提高居民的實(shí)際消費(fèi)能力；如果國(guó)民收入水平提高，而通貨膨脹率增長(zhǎng)率高于國(guó)民收入水平的增長(zhǎng)率，居民的實(shí)際消費(fèi)能力還會(huì)下降。因此要控制通貨膨脹率，穩(wěn)定物價(jià)，對(duì)穩(wěn)定和提高居民消費(fèi)水平具有重要意義。增進(jìn)社會(huì)福利，改善人們對(duì)未來的生存狀況預(yù)期，進(jìn)而增加現(xiàn)期消費(fèi)。采用政策改善社會(huì)收入分配結(jié)構(gòu)，就可以增進(jìn)社會(huì)福利，尤其是農(nóng)村居民的福利，進(jìn)而改變?nèi)藗儗?duì)未來生存狀況的預(yù)期，就會(huì)使收入中用于防范未來不確定性的那部分減少，從而提高用于現(xiàn)期消費(fèi)的那

42、部分。參考資料：高級(jí)宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué) 戴維 羅默 上海財(cái)經(jīng)大學(xué)出版社消費(fèi)經(jīng)濟(jì)學(xué) 尹世杰 高等教育出版社 城鎮(zhèn)居民消費(fèi)行為變異與我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)袁志剛 宋錚我國(guó)農(nóng)戶消費(fèi)傾向偏低的原因劉建國(guó)（1999）附：?jiǎn)挝桓鶛z驗(yàn)及數(shù)據(jù) 對(duì)模型中運(yùn)用到的數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。居民總消費(fèi)水平 經(jīng)過對(duì)比取居民消費(fèi)水平Y(jié)的滯后2階建立檢驗(yàn)式。由檢驗(yàn)式4b得接受H0進(jìn)入下一步，做F檢驗(yàn)。得出F=3.071<3.59, 接受H0，進(jìn)一步做3 b式檢驗(yàn)得出t=0.8204, 接受H0： =0，進(jìn)入4式檢驗(yàn)，得出F=2.016,接受H0：1 = =0，進(jìn)一步做5 b式檢驗(yàn),得出t=1.41759, 接受H0，Y

43、t為隨機(jī)游走過程. 同理，可得出城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民消費(fèi)水平都為隨機(jī)游走過程。 國(guó)民收入 經(jīng)過對(duì)比取國(guó)民收入X1的滯后1階建立檢驗(yàn)式. 由檢驗(yàn)式4b得接受H0進(jìn)入下一步，做F檢驗(yàn)。得出F=5.705>3.55, 拒絕H0，x1含時(shí)間趨勢(shì)。做3a式檢驗(yàn),得出t的絕對(duì)值=1.8251，接受H0,x1為趨勢(shì)非平穩(wěn)過程。 同理得出，城鎮(zhèn)居民國(guó)民收入為退勢(shì)平穩(wěn)過程，農(nóng)村居民國(guó)民收入趨勢(shì)非平穩(wěn)過程。3通貨膨脹率 經(jīng)過對(duì)比取通貨膨脹率X2的滯后1階建立檢驗(yàn)式. 由檢驗(yàn)式4b得接受H0進(jìn)入下一步，做F檢驗(yàn)。得出F=4.469>3.68，拒絕H0，x2為退

44、勢(shì)平穩(wěn)過程。4利率 經(jīng)過對(duì)比取利率的滯后3階建立檢驗(yàn)式. 由檢驗(yàn)式4b得接受H0進(jìn)入下一步，做F檢驗(yàn)。得出F=2.304<19接受H0，進(jìn)一步做3 b式檢驗(yàn)得到t的絕對(duì)值=1.186接受H0： =0，進(jìn)入4式檢驗(yàn)。得出F=0.802<4.74, 接受H0：1 = =0，進(jìn)一步做5 b式檢驗(yàn),得出t的絕對(duì)值=0.7898接受H0，x3為隨機(jī)游走過程。1 檢驗(yàn)式（4b）yt = 1 +2t + yt-1 + tH0： =0   =  -1 若拒絕H0，Yt為平穩(wěn)過程。檢驗(yàn)止。若接受H0，進(jìn)入下一步，做F檢驗(yàn)。2 檢驗(yàn)

45、式（4）yt = 1 +2t + yt-1 + tH0： 2= =0 J = 2 若拒絕H0，意味著2 0，Yt含時(shí)間趨勢(shì)。繼續(xù)做3a式檢驗(yàn)。若接受H0，進(jìn)一步做3 b式檢驗(yàn)。 3a yt = 1 +2t + yt-1 +tH0： =0  若拒絕H0，Yt為退勢(shì)平穩(wěn)過程。檢驗(yàn)止。若接受H0，yt為趨勢(shì)非平穩(wěn)過程。檢驗(yàn)止。 3b yt = 1 + yt-1 + utH0： =0  若拒絕H0，yt為均值為1的平穩(wěn)過程。檢驗(yàn)止。若接受H0： =0，進(jìn)入下一步檢驗(yàn)。4 yt = 1 + yt

46、-1 + utH0：1 = =0  若拒絕H0，意味著1 0，Yt為隨機(jī)趨勢(shì)非平穩(wěn)過程。繼續(xù)做5a式檢驗(yàn)。若接受H0：1 = =0，進(jìn)一步做5 b式檢驗(yàn)。 5a yt = 1 + yt-1 + utH0： =0  若拒絕H0，Yt為平穩(wěn)過程。檢驗(yàn)止。若接受H0，Yt為隨機(jī)趨勢(shì)非平穩(wěn)過程。檢驗(yàn)止。 5b yt =  yt-1 + utH0： =0  若拒絕H0，Yt為平穩(wěn)過程。檢驗(yàn)止。若接受H0，Yt為隨機(jī)游走過程。檢驗(yàn)止。時(shí)間 總消費(fèi)水平Y(jié) 城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平Y(jié)1&#

47、160;農(nóng)村居民消費(fèi)水平Y(jié)2 國(guó)民收入X1 城鎮(zhèn)居民國(guó)民收入X4 農(nóng)村居民國(guó)民收入X6 通貨膨脹率X2  利率X31978 184 405 138 3624.1 343.4 133.6  1979 207 434 158 4038.2 387 160.17  1980 236 496 178 4517.8 477.6 

48、191.3 6 1981 262 562 199 4860.3 491.9 223.44 2.4 1982 284 576 221 5301.8 526.6 270.11 1.9 1983 311 603 246 5957.4 564 309.77 1.5 1984 327 662 283 7206.7 651.2 355.33 2.8 1985 437 802 347 8989.1 739.1 397.6 8.8 1986&#