關(guān)于城鄉(xiāng)居民人均可支配收入增速和GDP增速關(guān)系探究經(jīng)濟(jì)論文
一、緒論
國家統(tǒng)計(jì)局新近公布的數(shù)據(jù)顯示,2013年度前三季度國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)同比增長7.7%,而同期我國城鎮(zhèn)居民人均可支配收入20169元,同比名義增長9.5%,扣除價(jià)格因素實(shí)際增長6.8%。專家認(rèn)為,居民收入增速低于GDP,主要是受經(jīng)濟(jì)增速放緩的影響。本文針對宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)的特點(diǎn),選用非參數(shù)統(tǒng)計(jì)方法,對國民經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)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(jì)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(yàn)
CoxStaut趨勢存在性檢驗(yàn)是Cox與Staut于1955年提出的不依賴于趨勢結(jié)構(gòu)的快速判斷趨勢是否存在的方法。以雙邊檢驗(yàn)為例,假設(shè)檢驗(yàn)問題:
H0:數(shù)據(jù)序列無趨勢H1:數(shù)據(jù)序列有增長或減少趨勢
假設(shè)數(shù)據(jù)序列x1,x2,……,xn獨(dú)立,在零假設(shè)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(shù)對(xi,xi+c)。當(dāng)n為偶數(shù)時(shí),共有c對,當(dāng)n為奇數(shù)時(shí),共c1對。計(jì)算每一數(shù)對前后兩值之差:Di=xixi+c。用Di的符號(hào)度量增減。令S+為正Di的數(shù)目,令為S+為負(fù)Di的數(shù)目,S++S=n′。令K=min{S+,S},顯然當(dāng)正號(hào)太多或負(fù)號(hào)太多,即K過小的時(shí)候,有趨勢存在。
(二)WilcoxonMannWhitney秩和檢驗(yàn)
WilcoxonMannWhitney秩和檢驗(yàn)是一種非參數(shù)檢驗(yàn)法,它是一種用樣本秩來代替樣本值的檢驗(yàn)法。以兩樣本雙邊WMW秩和檢驗(yàn)為例:
原假設(shè)H0:μ1=μ2;
備擇假設(shè):H0:μ1≠μ2;
將樣本數(shù)據(jù)X、Y混合,并按從大到小的順序排列起來,每一個(gè)Y觀測值在綜合排列中都有自己的秩。令Ri為Yi在混合樣本數(shù)據(jù)N中的秩。令I(lǐng)m和In分別表示兩樣本的指標(biāo)集,則
Ri=#(Xj 如果這些秩的和WY=n i=1Ri過[: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(shè)。此時(shí),我們稱WX和WY為Wilcoxon秩和統(tǒng)計(jì)量。
根據(jù)單樣本的Wilcoxon秩和檢驗(yàn),記:
WXY=#(Xj WYX=#(Yj 稱它們?yōu)镸anWhitney統(tǒng)計(jì)量。
在零假設(shè)情況下,WXY和WYX獨(dú)立同分布,當(dāng)統(tǒng)計(jì)量偏小或偏大的時(shí)候,考慮拒絕零假設(shè)。
(三)Spearman 秩相關(guān)檢驗(yàn)
設(shè)樣本量為n的樣本(X,Y)={(X1,Y1),……,(Xn,Yn)~F(x,y)}.假設(shè)檢驗(yàn)問題為:
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(xiàn)出具有同步性。仿照樣本相關(guān)系數(shù)r(X,Y)的方法,定義秩之間的一致性,有了Spearman相關(guān)系數(shù)rs=16
n(n21)n i=1(RiQi)2
零假設(shè)下,定義T檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量:T=rsn2 1r2s。該統(tǒng)計(jì)量在零假設(shè)之下服從v=n2的t分布,當(dāng)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(yù)測
首先,對1995年至2011年GDP與居民人均可支配收入環(huán)比增長率進(jìn)行趨勢預(yù)測,采用CoxStaut趨勢存在性檢驗(yàn),探究環(huán)比增長率的變化趨勢。
原假設(shè)H0:國內(nèi)生產(chǎn)總值(居民人均可支配收入)環(huán)比增長率無明顯趨勢變化。
備擇假設(shè)H1:國內(nèi)生產(chǎn)總值(居民人均可支配收入)環(huán)比增長率呈上升趨勢。
對1995年至2011年GDP環(huán)比增長率檢驗(yàn)所得的p=0007812<0.05,拒絕原假設(shè),接受備擇假設(shè),國內(nèi)生產(chǎn)總值環(huán)比增長率呈上升趨勢。對1995年至2011年居民人均可支配收入環(huán)比增長率檢驗(yàn)所得的p=0.07031<0.1,在90%的置信度下,可拒絕原假設(shè),居民人均可支配收入環(huán)比增長率呈上升趨勢,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(shù)推斷
對居民人均可支配收入增速于GDP增速兩獨(dú)立樣本的位置參數(shù)進(jìn)行檢驗(yàn),因樣本數(shù)據(jù)存在數(shù)據(jù)重合問題,因此選用有結(jié)點(diǎn)Whitney秩和檢驗(yàn)。
原假設(shè)H0:國內(nèi)生產(chǎn)總值環(huán)比增長與居民人均可支配收入環(huán)比增長無差異。
備擇假設(shè)H1:國內(nèi)生產(chǎn)總值環(huán)比增長大于居民人均可支配收入。
對小樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行單邊檢驗(yàn),P=0.03562<0.05,有足夠的證據(jù)拒絕零假設(shè),結(jié)合曲線圖可以發(fā)現(xiàn),國內(nèi)生產(chǎn)總值環(huán)比增長處于較高水平,高于居民人均可支配收入環(huán)比增長。
(三)促進(jìn)GDP增長的相關(guān)要素分析
通常將投資、消費(fèi)、凈出口這三大需求作為國民經(jīng)濟(jì)的三駕馬車,認(rèn)為此三大需求的增長同GDP的增長有著密切的關(guān)系
本次檢驗(yàn)中,分別計(jì)算最終消費(fèi)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(shù),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(jì)模塊,檢驗(yàn)結(jié)論如下:
1、最終消費(fèi)支出環(huán)比增長率與GDP環(huán)比增長率的spearman秩相關(guān)系數(shù)為0.8063725,P=0.0001289<0.05,拒絕原假設(shè),最終消費(fèi)支出與GDP增速呈現(xiàn)顯著正相關(guān)關(guān)系,最終消費(fèi)支出的增速越快,GDP的增速也就越快
2、資本形成總額環(huán)比增長率與GDP環(huán)比增長率的spearman秩相關(guān)系數(shù)為0.7916667,P=0.0002306<0.05,可見資本形成總額對GDP增長也具有重要影響,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,GDP的增速與最終消費(fèi)支出和資本形成總額增速有較強(qiáng)的正相關(guān)關(guān)系,然而,消費(fèi)水平會(huì)受到收入水平的限制,不應(yīng)作為造成居民收入變化的因素。
四、小結(jié)
對1990-2010年的數(shù)據(jù)分析,可以得到導(dǎo)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(dāng)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(nèi)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(dāng)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(yīng)加快經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)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(jì)增長。
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