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關(guān)于城鄉居民人均可支配收入增速和GDP增速關(guān)系探究經(jīng)濟論文
一、緒論
國家統計局新近公布的數據顯示,2013年度前三季度國內生產(chǎn)總值(GDP)同比增長(cháng)7.7%,而同期我國城鎮居民人均可支配收入20169元,同比名義增長(cháng)9.5%,扣除價(jià)格因素實(shí)際增長(cháng)6.8%。專(zhuān)家認為,居民收入增速低于GDP,主要是受經(jīng)濟增速放緩的影響。本文針對宏觀(guān)經(jīng)濟數據的特點(diǎn),選用非參數統計方法,對國民經(jīng)濟數據進(jìn)行分析,探究人均居民收入增速低于GDP增速的主要原因,并協(xié)助相關(guān)政策的制定,將經(jīng)濟發(fā)展成果更多地惠及于民。
二、研究方法
(一)CoxStaut趨勢存在性檢驗
CoxStaut趨勢存在性檢驗是Cox與Staut于1955年提出的不依賴(lài)于趨勢結構的快速判斷趨勢是否存在的方法。以雙邊檢驗為例,假設檢驗問(wèn)題:
H0:數據序列無(wú)趨勢H1:數據序列有增長(cháng)或減少趨勢
假設數據序列x1,x2,……,xn獨立,在零假設之下,同分布為F(x),令
c=n 2,如果n是偶然
(n+1) 2,如果n是偶然
取xi和xi+c組成數對(xi,xi+c)。當n為偶數時(shí),共有c對,當n為奇數時(shí),共c1對。計算每一數對前后兩值之差:Di=xixi+c。用Di的符號度量增減。令S+為正Di的數目,令為S+為負Di的數目,S++S=n′。令K=min{S+,S},顯然當正號太多或負號太多,即K過(guò)小的時(shí)候,有趨勢存在。
(二)WilcoxonMannWhitney秩和檢驗
WilcoxonMannWhitney秩和檢驗是一種非參數檢驗法,它是一種用樣本秩來(lái)代替樣本值的檢驗法。以?xún)蓸颖倦p邊WMW秩和檢驗為例:
原假設H0:μ1=μ2;
備擇假設:H0:μ1≠μ2;
將樣本數據X、Y混合,并按從大到小的順序排列起來(lái),每一個(gè)Y觀(guān)測值在綜合排列中都有自己的秩。令Ri為Yi在混合樣本數據N中的秩。令I(lǐng)m和In分別表示兩樣本的指標集,則
Ri=#(Xj 如果這些秩的和WY=n i=1Ri過(guò)[:請記住我站域名/]小,則Y樣本的值從平均意義上偏小,這時(shí)可以懷疑零假設。此時(shí),我們稱(chēng)WX和WY為Wilcoxon秩和統計量。
根據單樣本的Wilcoxon秩和檢驗,記:
WXY=#(Xj WYX=#(Yj 稱(chēng)它們?yōu)镸anWhitney統計量。
在零假設情況下,WXY和WYX獨立同分布,當統計量偏小或偏大的時(shí)候,考慮拒絕零假設。
(三)Spearman 秩相關(guān)檢驗
設樣本量為n的樣本(X,Y)={(X1,Y1),……,(Xn,Yn)~F(x,y)}.假設檢驗問(wèn)題為:
H0:X與Y不相關(guān)
H1:X與Y正相關(guān)
令Ri表示Xi在(X1,X2,…Xn)中的秩,Qi表示在Yi在(Y1,Y2,…Yn)中的秩,如果Xi與Yi具有同步性,那么Ri與Qi也表現出具有同步性。仿照樣本相關(guān)系數r(X,Y)的方法,定義秩之間的一致性,有了Spearman相關(guān)系數rs=16
n(n21)n i=1(RiQi)2
零假設下,定義T檢驗統計量:T=rsn2 1r2s。該統計量在零假設之下服從v=n2的t分布,當T>ta,v時(shí),表示兩變量有相關(guān)關(guān)系。
三、關(guān)于居民人均可支配收入增速與GDP增速實(shí)證分析
(一)GDP增速與居民人均可支配收入增速趨勢預測
首先,對1995年至2011年GDP與居民人均可支配收入環(huán)比增長(cháng)率進(jìn)行趨勢預測,采用CoxStaut趨勢存在性檢驗,探究環(huán)比增長(cháng)率的變化趨勢。
原假設H0:國內生產(chǎn)總值(居民人均可支配收入)環(huán)比增長(cháng)率無(wú)明顯趨勢變化。
備擇假設H1:國內生產(chǎn)總值(居民人均可支配收入)環(huán)比增長(cháng)率呈上升趨勢。
對1995年至2011年GDP環(huán)比增長(cháng)率檢驗所得的p=0007812<0.05,拒絕原假設,接受備擇假設,國內生產(chǎn)總值環(huán)比增長(cháng)率呈上升趨勢。對1995年至2011年居民人均可支配收入環(huán)比增長(cháng)率檢驗所得的p=0.07031<0.1,在90%的置信度下,可拒絕原假設,居民人均可支配收入環(huán)比增長(cháng)率呈上升趨勢,但趨勢并不明顯,存在較多離群值。
(二)GDP增速與居民人均可支配收入增速位置參數推斷
對居民人均可支配收入增速于GDP增速兩獨立樣本的位置參數進(jìn)行檢驗,因樣本數據存在數據重合問(wèn)題,因此選用有結點(diǎn)Whitney秩和檢驗。
原假設H0:國內生產(chǎn)總值環(huán)比增長(cháng)與居民人均可支配收入環(huán)比增長(cháng)無(wú)差異。
備擇假設H1:國內生產(chǎn)總值環(huán)比增長(cháng)大于居民人均可支配收入。
對小樣本數據進(jìn)行單邊檢驗,P=0.03562<0.05,有足夠的證據拒絕零假設,結合曲線(xiàn)圖可以發(fā)現,國內生產(chǎn)總值環(huán)比增長(cháng)處于較高水平,高于居民人均可支配收入環(huán)比增長(cháng)。
(三)促進(jìn)GDP增長(cháng)的相關(guān)要素分析
通常將投資、消費、凈出口這三大需求作為國民經(jīng)濟的三駕馬車(chē),認為此三大需求的增長(cháng)同GDP的增長(cháng)有著(zhù)密切的關(guān)系
本次檢驗中,分別計算最終消費支出、資本形成總額及貨物和服務(wù)凈出口這三大需求增速與GDP增速的Spearman秩相關(guān)系數,從而探究影響居民人均可支配收入增速較低的主要經(jīng)濟模塊,檢驗結論如下:
1、最終消費支出環(huán)比增長(cháng)率與GDP環(huán)比增長(cháng)率的spearman秩相關(guān)系數為0.8063725,P=0.0001289<0.05,拒絕原假設,最終消費支出與GDP增速呈現顯著(zhù)正相關(guān)關(guān)系,最終消費支出的增速越快,GDP的增速也就越快
2、資本形成總額環(huán)比增長(cháng)率與GDP環(huán)比增長(cháng)率的spearman秩相關(guān)系數為0.7916667,P=0.0002306<0.05,可見(jiàn)資本形成總額對GDP增長(cháng)也具有重要影響,資本形成總額的增速越快,GDP的增速也就越快
由上述分析,不難看出,近20年來(lái),GDP的增速與最終消費支出和資本形成總額增速有較強的正相關(guān)關(guān)系,然而,消費水平會(huì )受到收入水平的限制,不應作為造成居民收入變化的因素。
四、小結
對1990-2010年的數據分析,可以得到導致居民收入增速與GDP 增速存在差異的原因如下:
我國固定資產(chǎn)投資在三次產(chǎn)業(yè)里的不同分配比例。當投資于第二產(chǎn)業(yè)的固定資產(chǎn)比重加大時(shí),我國國內生產(chǎn)總值的增速會(huì )明顯加快,但是居民的收入增速卻不會(huì )有太大變化,當投資于第三產(chǎn)業(yè)的固定資產(chǎn)比重加大時(shí),我國的GDP增速會(huì )受到影響,但是居民收入的增速會(huì )有一定程度的增加。
因此,我國應加快經(jīng)濟結構轉型,加大在第三產(chǎn)業(yè)上的資本投入,以第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展帶動(dòng)居民人均收入和生活水平的提高,促進(jìn)經(jīng)濟增長(cháng)。
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