浙江省經(jīng)濟增長與收入分配的關(guān)系實證研究[畢業(yè)論文]

1、<p><b>　　本科畢業(yè)論文</b></p><p><b>　?。ǘ?屆）</b></p><p>　　浙江省經(jīng)濟增長與收入分配的關(guān)系實證研究</p><p>　　所在學(xué)院 </p><p>　　專業(yè)班級

2、 統(tǒng)計學(xué) </p><p>　　學(xué)生姓名 學(xué)號 </p><p>　　指導(dǎo)教師 職稱 </p><p>　　完成日期 年 月 </p><p>　　摘 要：本文通過對浙江省人均GDP及其人

3、均收入的協(xié)整關(guān)系檢驗得出浙江省經(jīng)濟增長與收入分配之間存在一種穩(wěn)定的長期均衡關(guān)系，兩者之間越來越協(xié)調(diào)，越來越朝著持續(xù)、健康的方向發(fā)展；在此基礎(chǔ)上利用格蘭杰因果檢驗，誤差修正等方法對論文進(jìn)行了分析，得出自從1990年以來，浙江省經(jīng)濟增長從一定程度上導(dǎo)致了人均收入的增加，但同時，人均收入的增加也對經(jīng)濟增長存在影響。收入分配與經(jīng)濟增長存在著雙向互動關(guān)系，收入分配在短期和長期內(nèi)都會影響產(chǎn)出、投入以及其他調(diào)節(jié)因素，從而影響國民經(jīng)濟運行的協(xié)調(diào)和持續(xù)性

4、。</p><p>　　關(guān)鍵詞：協(xié)整分析；格蘭杰因果分析；人均GDP；誤差修正</p><p>　　An Empirical Analysis on Economic Growth and Income Distribution Difference in Zhejiang Province</p><p>　　Abstract： This article thro

5、ugh to its per capita GDP per capita of zhejiang province of zhejiang province co-integration relationship inspection draw between economic growth and income distribution there is a stable long-term equilibrium relations

6、hip between more and more coordination, the continuous, healthy, more and more toward the direction of development; On this basis using granger causality test, error correction method to paper analysed and since 1990, fr

7、om zhejiang economic growth partl</p><p>　　Key words：co-integration analysis；granger causal analysis；per capita GDP；error correction</p><p><b>　　目錄</b></p><p><b>　

8、　1. 引言1</b></p><p>　　1.1 選題背景1</p><p>　　1.2 選題的意義1</p><p>　　1.3 國內(nèi)的相關(guān)研究2</p><p>　　2 研究方法及原理5</p><p>　　2.1 序列的平穩(wěn)性及其檢驗5</p><p

9、>　　2.2 協(xié)整理論.7</p><p>　　2.3 誤差修正模型理論7</p><p>　　3 方案設(shè)計及模型建立10</p><p>　　3.1 數(shù)據(jù)處理及變量設(shè)定10</p><p>　　3.2 平穩(wěn)性檢驗11</p><p>　　3.3 協(xié)整關(guān)系檢驗12</p>

10、<p>　　3.4 因果關(guān)系檢驗13</p><p>　　3.5 誤差修正模型的建立14</p><p><b>　　4 結(jié)語16</b></p><p>　　致 謝錯誤!未定義書簽。</p><p><b>　　參考文獻(xiàn)17</b></p><p

11、><b>　　1. 引言</b></p><p>　　1.1 選題背景</p><p>　　從地區(qū)經(jīng)濟增長與收入分配關(guān)系的理論與實證材料,發(fā)現(xiàn)浙江省收入分配地區(qū)差距與城鄉(xiāng)差距十分明顯,收入分配不平等與經(jīng)濟增長短期內(nèi)不存在統(tǒng)計上的相關(guān)關(guān)系,但不平等對經(jīng)濟增長仍有消極影響，兩者之間是否保持一種長期均衡關(guān)系?是否具有因果關(guān)系?關(guān)于這方面的研究，目前還顯得很不足。

12、為此。本文對浙江省的經(jīng)濟增長與收入分配之間的協(xié)整關(guān)系和格蘭杰因果關(guān)系做出實證分析。從地區(qū)經(jīng)濟增長與收入分配關(guān)系的模型與方法和提出收入分配不平等與經(jīng)濟增長之間的相互作用機制開始綜述。</p><p>　　浙江省的經(jīng)濟是我國目前經(jīng)濟發(fā)展速度最快、經(jīng)濟總量規(guī)模最大、最具有發(fā)展?jié)摿Φ慕?jīng)濟板塊。正在快速積聚的國際資本和民間資本，不僅規(guī)模越來越大，而且以其特有的活力強有力地推動著這一地區(qū)的經(jīng)濟快速發(fā)展。據(jù)統(tǒng)計資料，2003年

13、1至 9月，蘇州、杭州、無錫、寧波四市的國內(nèi)生產(chǎn)總值均已超過1000億元，同期增幅均超過12％。而這一經(jīng)濟增長高速和高于全國同期增幅3至5個百分點的狀態(tài)，在浙江省已連續(xù)保持了多年。</p><p>　　1.2 選題的意義</p><p>　　分配是社會再生產(chǎn)的重要環(huán)節(jié)，是實現(xiàn)社會總供需平衡、保持國民經(jīng)濟持續(xù)、穩(wěn)定、正常運行的重要手段，也是現(xiàn)代經(jīng)濟學(xué)的重要研究內(nèi)容。眾所周知，國民經(jīng)濟從橫向

14、看是物質(zhì)生產(chǎn)部門和非物質(zhì)生產(chǎn)部門的總和，從縱向看是由生產(chǎn)、分配、流通和使用所構(gòu)成的社會再生產(chǎn)過程。在社會再生產(chǎn)的運行過程中，生產(chǎn)是起點，生產(chǎn)過程所創(chuàng)造的商品具有價值和使用價值：商品的使用價值的運動是由商品流通來完成的，通過流通，商品得以銷售，并取得一定的貨幣收入，商品流通形成了社會總供給；另一方面，商品只有通過分配才能完成其價值運動的過程，即只有通過初次分配和再分配才能使得生產(chǎn)單位通過銷售商品而獲取的貨幣收入在生產(chǎn)部門內(nèi)部和全社會之間進(jìn)

15、行分布，形成了各部門、各單位、以及社會各成員的貨幣收入，也即形成了社會總需求；最后通過市場，完成最使用的過程。社會再生產(chǎn)運動是生產(chǎn)、分配、流通、使用循環(huán)往復(fù)的過程，他們相輔相成的、缺一不可。分配作為中間環(huán)節(jié)，更是起著承上啟下的作用，它是再生產(chǎn)系統(tǒng)中十分重要的一個子系統(tǒng)。分配不合理或不協(xié)調(diào)，社會總需求的平衡就無從談起，而社會總供需的平衡是宏觀經(jīng)濟最基本的平衡，也是宏觀調(diào)控的核心內(nèi)容之一。不僅如此，很多實證研究證</p>&l

16、t;p>　　在古典經(jīng)濟學(xué)家中，最早研究經(jīng)濟增長與收入分配的是李嘉圖。李嘉圖把國民收入劃分為三類，即作為勞動報酬的工資，資本報酬的利潤和土地報酬的地租。他的分析集中在國民收是如何通過三種要素的功能性。分配而在社會中的三個主要階級，勞工、資本家和地主之間分配的。他的分析預(yù)見到，只要食品供給依賴于國內(nèi)生產(chǎn)，富有的地主，即英國傳統(tǒng)的名流將得到越來越大的收入份額，所以在以現(xiàn)代工業(yè)資本積累為基礎(chǔ)的經(jīng)濟增長過程，不平等將越來越大。</p&

17、gt;<p>　　直到20世紀(jì)50年代以后,大量的經(jīng)濟增長模型為研究經(jīng)濟增長與收入分配的關(guān)系提供了數(shù)學(xué)工具的支持。Lewis提出的二元經(jīng)濟模型、Kaldor理論模型以及庫茲涅茨,卡爾多,薩鮑特,基米發(fā)表文章。認(rèn)為收入不平等在理論上會導(dǎo)致更高的經(jīng)濟增長速度 收入分配差距會導(dǎo)致較高的總儲蓄和投資率，激勵低收入者多工作，有利于總體經(jīng)濟增長。他們所做的數(shù)據(jù)檢驗和敏感性分析支持這一假設(shè)．而且在大多數(shù)時候兩者為非常顯著的正相關(guān)。吸引了

18、大批學(xué)者進(jìn)行理論與實證研究,成果大量涌現(xiàn)。</p><p>　　理論研究表明,收入分配的不平等并不直接對經(jīng)濟增長率產(chǎn)生影響,而是一個間接作用,通過一個中間傳導(dǎo)變量實現(xiàn)對經(jīng)濟增長的影響。這一類的研究提出了四類典型理論模型:資本市場不完美模型認(rèn)為在資本市場不完美的條件下,收入分配不平等會影響人力資本投資,職業(yè)結(jié)構(gòu),貸款者的道德風(fēng)險等因素,這些因素又會對經(jīng)濟增長產(chǎn)生消極影響。他們的結(jié)論認(rèn)為,收入分配的不平等對經(jīng)濟增長的

19、影響是不利的;政治經(jīng)濟模型認(rèn)為收入分配的不平等影響了投票者的偏好,從而影響收入再分配的政策,最終會對經(jīng)濟增長產(chǎn)生影響;社會政治不安定模型認(rèn)為收入分配不平等會導(dǎo)致窮人更多的犯罪、暴動等社會不安定行為,造成資源浪費、產(chǎn)權(quán)威脅,從而破壞了經(jīng)濟增長的良好環(huán)境;需求模型從凱恩斯需求管理出發(fā),認(rèn)為收入分配不平等影響社會需求,而需求是推動經(jīng)濟增長的核心因素,所以收入分配不平等必然對經(jīng)濟增長產(chǎn)生消極影響。</p><p>　　遺

20、憾的是,實證研究并沒有一致符合理論研究的結(jié)論,例如克里斯汀·J·福布斯發(fā)表在《美國經(jīng)濟評論》(2000年9月號)的“收入分配差距與經(jīng)濟增長關(guān)系的重新思考”一文,就指出:“這些回歸模型,大量使用不同方法測量收入扭曲程度所得到的數(shù)據(jù)集………,這些經(jīng)驗工作存在一些潛在題”,作者的實證分析結(jié)果與以前大多數(shù)結(jié)論不一致,認(rèn)為收入差距與經(jīng)濟之間存在正相關(guān)關(guān)系,而政府面臨著縮小收入差距或提高經(jīng)濟增長的艱難抉擇。</p>

21、<p>　　1.3 國內(nèi)的相關(guān)研究</p><p>　　國內(nèi)的研究主要集中在實證分析,尹恒、龔六堂和鄒恒甫綜合政治經(jīng)濟模型的主要文獻(xiàn),對已有模型進(jìn)行了改進(jìn)與發(fā)展,“在一定程度上為Kuznets關(guān)于經(jīng)濟增長與收入分配不平等倒U型關(guān)系的假說提供了理論依據(jù)”。</p><p>　　周文興(2002) 運用非經(jīng)典時間序列方法,揭示出中國經(jīng)濟增長與收入分配不平等之間存在同積 (co-

22、 integration)關(guān)系。在短期關(guān)系中,體制變遷與政策對于收入不平等影響非常大 ,但不同時期影響的方向不一致。從 ECM1模型結(jié)果看 ,在經(jīng)濟增長的同時 ,擴大和降低收入不平等的力量都存在。借助于偏最小二乘回歸 PLS方法 ,揭示出與經(jīng)濟增長有關(guān)的多種因素分別對于收入分配和經(jīng)濟增長的影響。大多數(shù)因素在促進(jìn)經(jīng)濟增長的同時也顯著推動了收入分配不平等的擴大。我們發(fā)現(xiàn)教育因子既有利于改善收入分配 ,又有利于經(jīng)濟增長。教育可以大大改進(jìn)經(jīng)濟福

23、利 ,“公平與效率”并不必然是一種兩難選擇。財政收支對于再分配并沒有發(fā)揮積極作用。對城鎮(zhèn)居民收入分配不平等擴大影響最大的因素是城市化 ,但城市化是現(xiàn)代化的必由之路 ,這暗示了適度加強社會保障比單純通過控制城市化進(jìn)程來緩解不平等更有效。</p><p>　　在過去的2O多年的時同內(nèi)。中國是世界上經(jīng)濟增長率最高的國家之一。中國經(jīng)濟發(fā)展呈現(xiàn)了歷史上少有的持續(xù)繁榮：GDP由1978年的3624元增長到1989年的1690

24、94元．并一路猛進(jìn)至2001年的95933億元。按可比價格計算。年均增長率為9.4%。超出世界同期平均增長率6.1個百分點。即使是在1989-2001年間。面對復(fù)雜的國內(nèi)外經(jīng)濟環(huán)境。中國經(jīng)濟仍保持了年均9.3％的增長率。中國的經(jīng)濟總量也一路躍升至世界第6位．成為世界經(jīng)濟體中擎足輕重的一支力量。</p><p>　　但是在經(jīng)濟高速增長的背后．中國潛在的社會不穩(wěn)定因素也在加劇。其中之一就是收入分配差距的迅速擴大。據(jù)世

25、界銀行專家研究．中國的基尼系數(shù)由1981年的0.281迅速上升到1995年的0.388．是世界上同期增長最快的國家之一。 </p><p>　　另外，根據(jù)長期從事中國收入分配研究的南開大學(xué)經(jīng)濟研究所陳宗勝等人對國家統(tǒng)計局資料的計算．我國居民收入分配的基尼系數(shù)由1988年的0.35上升至1997年的0.40。當(dāng)計入偷稅漏稅、官員腐敗、集團(tuán)消費轉(zhuǎn)化及其他非法收入之后。我國居民收入實際基尼系數(shù)由0.42上升至0.49。

26、</p><p>　　我國己經(jīng)成為世界上收入分配不平等比較嚴(yán)重的國家。不僅整體居民的基尼系數(shù)在持續(xù)上升。而且．在過去4年間．中國城鎮(zhèn)居民也出現(xiàn)了“富者愈富、貧者愈貧”的現(xiàn)象．他們之間的人均收入和人均支出相對差距愈扭愈大。曹景林 祁欣通過運用簡便算法測算1981到2005年中國城市基尼系數(shù)和農(nóng)村基尼系數(shù),并采用城鄉(xiāng)加權(quán)法計算全國基尼系數(shù),研究結(jié)果表明,中國居民收入的基尼系數(shù)呈現(xiàn)出逐年增大的趨勢,已經(jīng)接近基尼系數(shù)0

27、.4的國際警戒線,居民收入"兩極分化"的趨勢愈來愈明顯。同時對基尼系數(shù)與經(jīng)濟增長關(guān)系進(jìn)行回歸分析,證明收入分配不平等對經(jīng)濟增長的影響符合庫茲涅茨的“倒U假說理論”。</p><p>　　張秀英得出了收入分配、消費需求與經(jīng)濟增長之間是相互聯(lián)系、相互促進(jìn)的辨證統(tǒng)一關(guān)系。但是我國近年來的發(fā)展卻出現(xiàn)了經(jīng)濟增長快，居民收入增長低于經(jīng)濟增長的幅度，從而導(dǎo)致消費需求降低，消費對GDP增長的貢獻(xiàn)份額連續(xù)大幅度

28、下降的態(tài)勢。在對居民收入分配差距、城鄉(xiāng)差距、地區(qū)差距實證分析的基礎(chǔ)上，從理論上分析了收入分配差距對經(jīng)濟增長的巨大影響，得出我國收入分配差距以及城鄉(xiāng)差距和地區(qū)差距已經(jīng)極大地制約了人們的消費需求，進(jìn)而影響到經(jīng)濟的持續(xù)、有序、快速發(fā)展的結(jié)論。</p><p>　　2 研究方法及原理</p><p>　　2.1 序列的平穩(wěn)性及其檢驗</p><p>　　在進(jìn)行時間序列分

29、析前，需要知道生成序列的隨機過程是否隨時間變化。如果隨機過程的隨機特征不隨時間變化，即過程是平穩(wěn)的，則可用確定系數(shù)方程來將時間序列模型化，且方程的系數(shù)可以利用序列的過去數(shù)據(jù)估計得到。如果隨機過程的特征隨時間變化，即如果過程是非平穩(wěn)的，則想要建立一個簡單的非平穩(wěn)過程模型來反映時間序列的過去和未來通常十分困難。但是，通?？梢詫⒎瞧椒€(wěn)過程轉(zhuǎn)化為平穩(wěn)或近似平穩(wěn)過程，然后將其模型化?？梢钥闯觯趯r間序列進(jìn)行分析時，判斷其平穩(wěn)性是十分重要的。&l

30、t;/p><p>　　單位根檢驗法采用Phillips-Person(PP)和Augment Dickey-Fuller(ADF)單位根檢驗法來確定模型中各變量的平穩(wěn)水平。</p><p>　　ADF檢驗法和PP檢驗法是實踐中常用的兩種單位根檢驗方法,從理論上講,PP檢驗法優(yōu)于ADF檢驗法,在實際檢驗時,選擇何者主要是根據(jù)檢驗?zāi)Ｐ徒Y(jié)構(gòu)判斷。若模型包含差分項,需要反映動態(tài)結(jié)構(gòu),一般用ADF檢驗法

31、;若模型只描述了水平變量的關(guān)系,對隨機干擾項只做了一般假設(shè),那么可選用PP檢驗法。</p><p>　　本文采用ADF(Augmented Dickey-Fuller)單位根檢驗法,對單位根的檢驗就是對序列平穩(wěn)性的檢驗。</p><p><b>　　ADF檢驗的原理</b></p><p><b>　　對任一過程</b>&

32、lt;/p><p><b>　　它的特征方程為：</b></p><p>　　如果該方程所有的特征根都在單位圓內(nèi)，即</p><p><b>　　則序列平穩(wěn)。</b></p><p>　　如果有一個特征根存在，不妨設(shè)</p><p>　　則序列非平穩(wěn)，且自回歸系數(shù)之和恰好等于1：

33、</p><p>　　因而，對于過程可以通過檢驗自回歸系數(shù)之和是否等于1來考察該序列的平穩(wěn)性。</p><p>　　為了便于檢驗，對式進(jìn)行等價交換：</p><p><b>　　整理上式，得</b></p><p><b>　　簡記為：</b></p><p><b&g

34、t;　　式中，</b></p><p><b>　　若序列平穩(wěn)，則</b></p><p><b>　　等價于</b></p><p>　　若序列非平穩(wěn)，則至少存在一個單位根，有</p><p><b>　　等價于</b></p><p>　

35、　則過程單位根檢驗的假設(shè)條件可以確定為：</p><p>　?。ㄐ蛄蟹瞧椒€(wěn)）；（序列平穩(wěn)）</p><p>　　構(gòu)造ADF檢驗統(tǒng)計量：</p><p>　　式中，為參數(shù)的樣本標(biāo)準(zhǔn)差。</p><p>　　2.2 協(xié)整理論. </p><p>　　協(xié)整理論：協(xié)整檢驗方法包括：①基于回歸殘差的協(xié)整檢驗，其中最為經(jīng)典的是

36、Engle-Granger兩步法；②基于回歸系數(shù)的協(xié)整檢驗。基于回歸殘差的協(xié)整檢驗思想是：首先對序列進(jìn)行普通最小二乘回歸得到回歸殘差；然后檢驗回歸殘差的平穩(wěn)性，若回歸殘差平穩(wěn)則存在協(xié)整關(guān)系且回歸估計就是該協(xié)整關(guān)系。</p><p>　　EG檢驗的假設(shè)條件為：：多元非平穩(wěn)序列之間不存在協(xié)整關(guān)系</p><p>　?。憾嘣瞧椒€(wěn)序列之間存在協(xié)整關(guān)系</p><p>　　

37、由于協(xié)整關(guān)系主要是通過考察回歸殘差的平穩(wěn)性確定，所以上述假設(shè)條件等價于：</p><p>　　：回歸殘差序列非平穩(wěn)</p><p><b>　?。夯貧w殘差序列平穩(wěn)</b></p><p>　　EG檢驗也稱為EG兩步法，它按照如下兩個步驟進(jìn)行。</p><p>　　步驟一：建立響應(yīng)序列與輸入序列之間的回歸模型：</p

38、><p>　　式中，，，··· ，是最小二乘估計值。</p><p>　　步驟二：對回歸殘差序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗。</p><p>　　主要采用單位根檢驗的方法來考察回歸殘差序列的平穩(wěn)性，所以，假設(shè)條件等價于</p><p><b>　　：～，；：～</b></p><p>

39、;　　2.3 誤差修正模型理論</p><p>　　誤差修正模型（error correction model）簡稱為ECM，最初由Hendtr和Anderson于1977年提出，它常常作為協(xié)整回歸模型的補充模型出現(xiàn)。由協(xié)整模型度量序列之間的長期均衡關(guān)系，而ECM模型則解釋序列的短期波動模型。</p><p>　　誤差修正模型的構(gòu)造原理如下：</p><p>　　

40、假設(shè)非平穩(wěn)響應(yīng)序列與非平穩(wěn)輸入序列之間具有協(xié)整關(guān)系，即</p><p><b>　?。?）</b></p><p>　　則回歸殘差序列為平穩(wěn)序列：</p><p><b>　　～</b></p><p>　　在式（1）等號兩邊同時減去，則有</p><p><b>

41、　　（2）</b></p><p>　　將代入式（2）等號右邊，得</p><p><b>　　（3）</b></p><p>　　假定的最小二乘估計值為，則代表的是上一期的誤差，特別記作，則式（3）可以整理成如下形式：</p><p><b>　　（4）</b></p>

42、<p>　　這說明響應(yīng)序列的當(dāng)期波動（）主要會受到三方面的短期波動的影響：</p><p>　?。?）輸入序列的當(dāng)期波動；</p><p>　?。?）上一期的誤差；</p><p><b>　?。?）純隨機波動。</b></p><p>　　為了定量的測定這三方面影響的大小，尤其是為了測定上期誤差對當(dāng)期波動的影

43、響，可以構(gòu)建ECM模型，模型結(jié)構(gòu)如下：</p><p>　　式中，被稱為誤差修正系數(shù)，表示誤差修正項對當(dāng)期波動的修正力度。根據(jù)誤差修正模型的推導(dǎo)原理（式（4）），可以確定，即誤差修正機制是一個負(fù)反饋機制。</p><p>　　當(dāng)時，等價于，即上期真實支出比估計支出大，這種誤差反饋回來，會導(dǎo)致下期支出適當(dāng)壓縮，即。</p><p>　　反之，，等價于，即上期真實支出比

44、估計支出小，這種誤差反饋回來，會導(dǎo)致下期支出適當(dāng)增加，即。</p><p>　　3 方案設(shè)計及模型建立</p><p>　　3.1 數(shù)據(jù)處理及變量設(shè)定</p><p>　　在收入分配指標(biāo)的選擇上，鑒于數(shù)據(jù)的來源和可獲取性，本文選取人均收入（Y）來度量收入分配水平；在經(jīng)濟增長指標(biāo)的選擇上，本文選擇GDP(X)來反映經(jīng)濟增長情況。所有數(shù)據(jù)來自于浙江省統(tǒng)計年鑒，本文的

45、樣本區(qū)間為1990——2009年。其中表3-1為X，Y的值。</p><p>　　表 3-1 數(shù)據(jù)表</p><p>　　3.2 平穩(wěn)性檢驗</p><p><b>　?。?） 初步檢驗</b></p><p>　　為驗證變量是否對因變量有顯著影響,首先用OLS(普通

46、最小二乘法,Ordinary Least Squares)方法對它進(jìn)行估計和預(yù)測。進(jìn)行初步的模型判定。由繪制出的GDP(X)和人均收入(Y)之間的曲線圖3-1，可以得出二者之間具有高度的線性相關(guān)性和很強的同方向趨勢性。</p><p>　　圖3.1 GDP和人均收入的曲線圖</p><p>　　以下通過OLS估計參數(shù)建立模型。建立二元回歸模型為：</p><p>　

47、　Y=AX+C （1）</p><p>　　通過Eviews軟件得到模型為：可知 （2）</p><p>　　樣本區(qū)間：1990年~2009年 =0.993712 F=303.810</p><p>　　數(shù)據(jù)顯示接近1，表明模型的擬合效果非常好；F

48、檢驗的伴隨概率為0，反映變量間呈高度線性，回歸方程高度顯著。</p><p>　　同時看到大于Durbin-Watson=0.297513，說明做出來得回歸極可能是一種擬合回歸，結(jié)果是不可信的。另外Durbin-Watson0.297513遠(yuǎn)小于2，說明數(shù)據(jù)存在自相關(guān)性，嚴(yán)重影響計算結(jié)果的可靠性。這說明用的時間序列數(shù)據(jù)極可能是不平穩(wěn)的。</p><p>　?。?） 數(shù)據(jù)平穩(wěn)性判定<

49、/p><p>　　由于分析得出數(shù)據(jù)數(shù)列存在很強的隨機誤差項的自回歸問題，因此不滿足Dickey—Fuller檢驗認(rèn)為模型中隨機誤差項不存在自相關(guān)的基本假設(shè)。為此進(jìn)行單位根檢驗時采用擴展的狄克一富勒檢驗(稱為ADF)，從而保證檢驗結(jié)果的精確。檢驗方程采取下列形式：</p><p><b>　　（3）</b></p><p>　　由于采用的樣本數(shù)量只有

50、20，為避免自由度的減少，檢驗方程中的滯后項數(shù)不宜太多，采用2項。利用軟件Eviews對GDP和人均收入的水平值進(jìn)行單位根檢驗，計算結(jié)果列于表3-2。</p><p>　　表3-2 水平的ADF單位根檢驗結(jié)果</p><p>　　發(fā)現(xiàn)檢驗結(jié)果：X和Y的單位根統(tǒng)計量ADF都不小于給出的顯著性水平1%～10%的ADF臨界值，因此，不能否定零假設(shè)，即序列是

51、非平穩(wěn)的。</p><p>　　3.3 協(xié)整關(guān)系檢驗</p><p>　　因為序列是非穩(wěn)定的，應(yīng)該在估計之前對其進(jìn)行差分，利用差分使得非平穩(wěn)序列平穩(wěn)化。為此需要先對GDP和人均收入序列取對數(shù)，在這里用LNX和LNY表示。檢驗方程采用下列形式：</p><p><b>　　（4）</b></p><p>　　計算結(jié)果見

52、表3-3，通過表3-3中的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)其單位根統(tǒng)計量ADF都小于給出的顯著性水平10%的ADF臨界值，因此，否定零假設(shè)，即序列是平穩(wěn)的。而且X和Y都是一階單整的，表示為I（1），對于同階的X和Y滿足了進(jìn)行協(xié)整檢驗的條件。</p><p>　　表3-3 一階差分的ADF單位根檢驗結(jié)果</p><p>　　現(xiàn)應(yīng)用Engle-Granger（恩格爾

53、83;格蘭杰）兩步法來檢查GDP和人均收入之間是否存在協(xié)整關(guān)系。構(gòu)建等式：</p><p><b>　?。?）</b></p><p>　　利用OLS方法對上式進(jìn)行估計，有軟件Eviews得到計算結(jié)果如下：</p><p><b>　?。?）</b></p><p>　　是對的近似估計值，則：<

54、;/p><p><b>　?。?）</b></p><p>　　再對進(jìn)行ADF單位根檢驗。根據(jù)其數(shù)據(jù)性質(zhì)，的檢驗方程用下列形式：</p><p><b>　?。?）</b></p><p>　　計算結(jié)果見表3-4。</p><p>　　表3-4

55、 ADF單位根檢驗結(jié)果</p><p>　　從上面的結(jié)果我們看出來的ADF=-3.862462，小于不同水平上的臨界值，所以在1%，5%,10%水平上就是顯著的了。這時我們認(rèn)為LNY和LNX是存在相互協(xié)整關(guān)系的。也就是說在樣本區(qū)間內(nèi)，模型中的GDP和人均收入存在長期的穩(wěn)定均衡關(guān)系。其具體關(guān)系就是方程（6），即服務(wù)業(yè)增加值每增加1%,GDP就增加0.813640%。</p><

56、p>　　3.4 因果關(guān)系檢驗</p><p>　　當(dāng)前浙江省人均收入的增長已經(jīng)離不開浙江省GDP快速增長的保證。同時人均收入的增長也為浙江省經(jīng)濟增長發(fā)展提供了雄厚的群眾基礎(chǔ)。那么能不能說浙江省經(jīng)濟增長就可以直接影響到浙江省人均收入發(fā)展，或者說浙江省人均收入發(fā)展可以直接解釋為浙江省經(jīng)濟發(fā)展水平呢?也就是說GDP和人均收入之間是否存在著一個先導(dǎo)和滯后的(單向的或者雙向的)關(guān)系?Granger因果關(guān)系檢驗可以

57、提供這樣的一個檢驗結(jié)果。下面用Granger因果關(guān)系檢驗確定GDP和人均收入之間的因果關(guān)系。</p><p>　　表3-5 Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果</p><p>　　從表3-5中我們可以看到拒絕“LNY does not Granger Cause LNX”的假設(shè)和 “LNX does not Granger Cause LNY”的假設(shè)

58、,即兩者為雙向作用關(guān)系，GDP增長可以增加人均收入，人均收入增加可以使GDP增長。</p><p>　　分析我們總結(jié)的出來GDP和人均收入之間存在著格蘭杰因果關(guān)系，證明了我們所選模型的科學(xué)合理性。</p><p>　　3.5 誤差修正模型的建立 </p><p>　　我們采用Hendry為代表的倫敦經(jīng)濟學(xué)派提出的一般到特殊的方法確定誤差修正模型如下：<

59、/p><p><b>　?。?）</b></p><p>　　根據(jù)之前建立的長期均衡模型以及式（9）的檢驗結(jié)果知道，誤差修正項為：</p><p><b>　　(10)</b></p><p>　　表3-6給出了ECM的估計及相關(guān)檢驗結(jié)果。</p><p>　　表3-6

60、 誤差修正模型檢驗結(jié)果</p><p>　　由表3-6可以得出，誤差修正模型估計出的方程為：</p><p><b>　　（11）</b></p><p>　　誤差修正模型描述了短期波動的影響。GDP的短期波動可以分為兩個部分：一部分是短期解釋變量波動的影響；一部分是偏離長期均衡的影響。前面系數(shù)大小反映了偏

61、離長期均衡的調(diào)整力度，系數(shù)為-0.656829，反映了當(dāng)短期波動偏離長期均衡時，將以-65.6829%的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回均衡狀態(tài)，也就是說，GDP的實際值與均衡值的差距約有-65.6829%得到修正或清除。 </p><p><b>　　4 結(jié)語</b></p><p>　　一、過一整套協(xié)整理論的應(yīng)用，得到如下結(jié)論：</p><p&g

62、t;　?。?）、浙江省的人均收入與浙江省經(jīng)濟序列有相同的增長和變化趨勢，通過ADF檢驗可知，兩者都是一階單整序列。</p><p>　?。?）、采用差分法對兩者進(jìn)行協(xié)整分析，得到協(xié)整回歸方程，模型殘差序列為平穩(wěn)序列，兩者具有協(xié)整關(guān)系。</p><p>　?。?）、通過建立誤差修正模型，模型中的GDP和浙江省人均收入存在長期的穩(wěn)定均衡關(guān)系。即GDP對數(shù)每增加1%,人均收入的對數(shù)就增加0.81

63、3640%。</p><p>　?。?）、格蘭杰因果關(guān)系檢驗的結(jié)果可以得到，GDP和浙江省人均收入之間存在因果關(guān)系。</p><p><b>　　二、啟發(fā)：</b></p><p>　　通過以上的分析，可以看出GDP和人均收入之間存在因果關(guān)系，人均收入增加能影響經(jīng)濟增長，但存在一定的滯后期。通過建立誤差修正模型，得到兩者的短期動態(tài)均衡關(guān)系是模型

64、中的GDP和浙江省人均收入存在長期的穩(wěn)定均衡關(guān)系。即GDP每增加1%,人均收入就增加0.813640%。當(dāng)然人均收入的增長又影響了GDP的增長，從而達(dá)到螺旋增長的方式。</p><p>　　根據(jù)研究提出以下建議：</p><p>　　在政策的引導(dǎo)下,需要激勵城市經(jīng)濟向農(nóng)村輻射。在互動機制的分析中已經(jīng)發(fā)現(xiàn),城市投資成本的上升可以促使企業(yè)投資策略的轉(zhuǎn)變,但農(nóng)村的各種障礙又使得企業(yè)無法順暢的轉(zhuǎn)移

65、,形成結(jié)構(gòu)性制約瓶頸,掃清這些障礙是促進(jìn)城鄉(xiāng)一體化的關(guān)鍵。市場作用與政府作用結(jié)合,發(fā)揮收入分配與經(jīng)濟增長的互動作用。由于各種因素限制,市場在經(jīng)濟發(fā)展初期不能有效的將資源集中起來提高生產(chǎn)效率,中國經(jīng)濟的發(fā)展正是充分發(fā)揮政府的宏觀調(diào)節(jié)作用,使資源匯集到東部沿海地區(qū),成就東部經(jīng)濟的迅速發(fā)展,但也使西部落后地區(qū)發(fā)展緩慢,因此現(xiàn)在的目標(biāo)是加強東部地區(qū)對西部地區(qū)的支援。浙江省也是一樣,在收入分配差距刺激經(jīng)濟局部高速發(fā)展的同時,必須利用增長對收入分配

66、的反作用來縮小差距,這就需要結(jié)合互動機制的各個傳遞因素,充分發(fā)揮收入分配與經(jīng)濟增長之間的相互作用,實現(xiàn)收入穩(wěn)定增長。例如,政府可以一方面推行產(chǎn)業(yè)集群的建設(shè),實現(xiàn)資源跨區(qū)域調(diào)動,一方面加強落后地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè),發(fā)揮地區(qū)優(yōu)勢,并對落后地區(qū)進(jìn)行扶持。</p><p>　　實施合理的再分配政策,縮小貧富差距。堅持“初次分配注重效率,再分配注重公平”的分配原則,為低收入者提供保障,加強對低收入群體的教育投資,提高其的競爭力

67、,收入渠道多元化以加快收入增長速度。浙江省農(nóng)村以漁業(yè)、高科技農(nóng)業(yè)為主,因此可以加強農(nóng)業(yè)與工業(yè)的結(jié)合,加快工業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈向農(nóng)業(yè)延伸,讓農(nóng)民參與流通領(lǐng)域,分享生產(chǎn)到消費過程中更多的利潤。</p><p><b>　　參考文獻(xiàn)</b></p><p>　　[1]劉桂芝，劉振華．經(jīng)濟增長與收入分配相關(guān)性研究重點轉(zhuǎn)移帶來的政策啟示[J]．經(jīng)濟經(jīng)緯，2004，(2)：35-45．&l

68、t;/p><p>　　[2]Kuznets，Simon(1955)．Economic Growth and Income Inequality．The American EconomicReview，XIV：1-28．</p><p>　　[3]趙西亮．收入不平等與經(jīng)濟增長關(guān)系研究綜述[J]．經(jīng)濟學(xué)動態(tài)，2003：1-5．</p><p>　　[4]克里斯汀·

69、J·福布斯． 收入分配差距與經(jīng)濟增長關(guān)系的重新思考[J]．國外財經(jīng)，2002，(2)：1-4．</p><p>　　[5]尹恒，龔六堂，鄒恒甫． 收入分配不平等與經(jīng)濟增長．回到庫茲涅茨假說[J]．經(jīng)濟研究，2005，(4)：1-4．</p><p>　　[6]周文興．中國城鎮(zhèn)居民收入分配與經(jīng)濟增長關(guān)系實證分析．經(jīng)濟科學(xué)，2002，(1)：1-3．</p><p

70、>　　[7]中固經(jīng)濟時報．中國20年改革的成就， 2002，(1)：1-4．</p><p>　　[8]世界銀行．中國收入分配差異．中文版．中國財政經(jīng)濟出版社．</p><p>　　[9]陳宗勝，周云波．非法非正常收入對居民收入差別的影響及英文翻譯解釋[j]．經(jīng)濟研究，2001，(4)：1-3．</p><p>　　[10]曹景林，祁欣．居民收入分配不平等對經(jīng)

71、濟增長影響的定量分析[j]．現(xiàn)代財經(jīng)-天津財經(jīng)大學(xué)學(xué)報， 2008，(10)：1-4．</p><p>　　[11]張秀英．居民收入分配差距擴大對經(jīng)濟增長的效用分析．哈爾濱工業(yè)大學(xué)學(xué)報．社會科學(xué)版， 2007，(06)：25-40．</p><p>　　[12]孫敬水．計量經(jīng)濟學(xué)[M]．北京：清華大學(xué)出版社，2004：1-5．</p><p>　　[13]馬薇．協(xié)整