改进后的邹至庄检验的应用研究——以美国个人可支配收入和个人储蓄数据为例
stata书例2
5.例 表6-4 64个国家的生育率及其他数据 检验两个参数是否相等034:H ββ= reg CM PGDP FLR方法1：t 检验 vce0.0056466 2.23158610.57527t -+== 方法2：F 检验test PGDP==FLR5.例表8-8 墨西哥的真实GDP 、就业和真实固定资本generate lgdp=log(gdp)gen llabor=ln(labor)gen lcapital=log(capital)方法1：reg lgdp llabor lcapitalSource SS df MS Number of obs = 20F( 1, 18) = 789.93Model .729755249 1 .729755249 Prob > F = 0.0000Residual .016628834 18 .000923824 R-squared = 0.9777Adj R-squared = 0.9765Total .746384083 19 .039283373 Root MSE = .03039lngdplabor Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] lncapitallabor 1.015301 .0361244 28.11 0.000 .939406 1.091195 _cons -.4947181 .1218164 -4.06 0.001 -.7506448 -.2387914test llabor+lcapital=1. test llabor+lcapital=1( 1) llabor + lcapital = 1F( 1, 17) = 3.78Prob > F = 0.0686方法2：reg lgdp llabor lcapitalSource SS df MS Number of obs = 20F( 1, 18) = 789.93Model .729755249 1 .729755249 Prob > F = 0.0000Residual .016628834 18 .000923824 R-squared = 0.9777Adj R-squared = 0.9765Total .746384083 19 .039283373 Root MSE = .03039lngdplabor Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] lncapitallabor 1.015301 .0361244 28.11 0.000 .939406 1.091195 _cons -.4947181 .1218164 -4.06 0.001 -.7506448 -.2387914scalar ssr=e(rss)di ssr. di ssr.01360456gen lngdplabor=log(gdp/labor)gen lncapitallabor=log(capital/labor)reg lngdplabor lncapitallaborSource SS df MS Number of obs = 20F( 1, 18) = 789.93Model .729755249 1 .729755249 Prob > F = 0.0000Residual .016628834 18 .000923824 R-squared = 0.9777Adj R-squared = 0.9765Total .746384083 19 .039283373 Root MSE = .03039lngdplabor Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] lncapitallabor 1.015301 .0361244 28.11 0.000 .939406 1.091195 _cons -.4947181 .1218164 -4.06 0.001 -.7506448 -.2387914scalar srr1=e(rss)di srr1. di srr1.01662883gen f=(ssr1-ssr)/(ssr/(20-3))di f3.7790766. di f3.例表8-9邹至庄检验：1970年—1995年美国储蓄和个人可支配收入PDI ①两个变量的趋势图graph twoway connect SAVING INCOME YEAR ,msymbol(ciecle) msymbol(triangle)②0221112211:,:,H H λγλγλγλγ==≠≠且或③受约束模型reg SAVINGS INCOME _cons 62.42267 12.76075 4.89 0.000 36.08578 88.75956 INCOME .0376791 .0042366 8.89 0.000 .0289353 .046423 SAVINGS Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] Total 99870.0865 25 3994.80346 Root MSE = 31.124 Adj R-squared = 0.7575 Residual 23248.2982 24 968.67909 R-squared = 0.7672 Model 76621.7884 1 76621.7884 Prob > F = 0.0000 F( 1, 24) = 79.10 Source SS df MS Number of obs = 26 scalar ssr=e(rss)//记录上述回归的残差平方和为标量SSR 。
经济普查数据在美国国民账户中的应用
经济普查数据在美国国民账户中的应用Jiemin Guo and Brian C. Moyer美国经济分析局美国的基准投入产出账户的数据来源1投入产出表的准备工作从识别和获得大量的数据来源以有效测算和连接行业投入和产出为起点。
最重要的数据来源是美国普查局，它是联邦政府最大的统计机构。
尽管普查局以收集和发布美国的人口统计数据而著称，该机构大量的工作还是涉及收集和发布经济数据。
基准投入产出表的主要数据来源是全面的经济普查，该普查由普查局每五年开展一次。
经济普查是投入产出表最好的数据来源，因为它提供了最全面的数据，包括行业数据以及这些行业中经济单位的测算。
经济普查收集了投入产出表所需要的大多数基础数据——如收入、存货、工资——并且数据是在最小的营业单位“产业活动单位”的层面上收集的。
此外，普查局收集数据的程序往往是保证每一个产业活动单位都不会被重复计算。
这样，通过尽可能的依赖于经济普查数据，经济分析局得以减少将经济普查数据与其他数据结合使用时所产生的重复计算问题。
经济普查并未将经济中的所有经济单位都包括在内。
在普查中对小企业的数据收集是通过抽样调查或根据行政记录获得，而不是由每一个企业直接填报。
此外，一些经济单位和行业并不包括在经济普查中。
这些缺口造成要从其他数据来源中得到附加信息，并且在将普查数据用于投入产出测算时，要进行调整。
编制投入产出表所需要的许多附加数据来自普查局的其他工作——包括重点行业的年度调查，如制造业或服务业调查2。
投入产出表也包含了来自其他联邦机构——包括美国农业部、教育部和能源部——收集的数据以及许多私人组织的数据。
保持数据来源的相关性为了改进投入产出表数据来源的质量，经济分析局定期同普查局人员商讨与经济普查及其他统计工作相关的问题。
在某些情况下，通过这些讨论，可以确定一些新的被收集的数据，这些数据是普查局在以前的工作中没有涉及的。
此外，还能使调查中所使用的经济流量定义或核算分类定义更加准确，从而更接近于投入产出的概念。
全球华人经济学家排行榜
全球华人经济学家排行榜在欧洲经济学会的资助下，2000年E-cares在其博士论文中给出了一个经济学家比拟能接受的世界经济学家和研究机构的排名，也给出了世界大学和经济学家的成绩随时间演变的情况，分析了关于美国大学和非美国大学之间的差距。
Ecares使用的是E-conlit数据库〔〕，这个数据库索引了世界上650种经济学杂志，组成了比拟全面和权威的“经济学文献〞〔中国目前只有一种刚刚被索引的杂志?AnnalsofEco-nomicsandFinance?〕。
根据Econlit数据库，1994？1998年间，大约有55000人在经济学文献上发表了文章，Ecares经济学家排行榜对各种影响排名的因素进行了综合考虑，尽量剔除了一些主观和随机因素带来的干扰，因此其排名为大多数经济学家认可。
根据排名，美国哈佛大学经济学系在所有11种方法中是经济学文献最大产出者。
芝加哥大学排在美国哈佛大学之后。
两者之间的差距很大，哈佛大学的文章超过17000页，而芝加哥大学缺乏11000页。
宾夕法尼亚、麻省理工学院和斯坦福大学位于前五名。
加州大学伯克利分校、西北大学、密歇根州立大学、耶鲁大学和哥伦比亚大学是前十名。
在排名中第一所非美国大学是伦敦经济学院，排在16名，到第42名是第一个非英语语言的大学，荷兰的提尔堡大学。
前100名的机构中，有64个机构在美国，22个在欧洲，加拿大8个，亚洲2个，澳大利亚2个，以色列2个。
实际上，如果再加上经济学家的排名，就会发现美国和加拿大有更多顶尖大学。
在前1000名经济学家中，有19人来自中国。
他们分别是：石寿永〔ShiShouyong〕，全球排名第48位，在所有华人经济学家中位居第一。
目前任教于美国印第安纳州立大学。
石寿永1965年出生，1984毕业于原华中理工大学〔现华中科技大学〕经济系管理学院物资管理工程专业，后到加拿大多伦多学习，1998年获得经济学硕士学位，1991年获得经济学博士学位；1991？1993年任加拿大文森大学助理教授，1994？1997年任加拿大皇后大学主力教授，1998-1999年在美国芝加哥联邦储藏银行任访问学者；1997？2000年任加拿大皇后大学副教授，现为美国印第安纳州立大学经济系终身教授。
美国个人所得税制度及对我国的启示_张敬石.pdf
嘉宾：他让我解释一下，我跟你讲我们这些人忙的简直是根本没工夫写。
记者：是，我知道你很忙。
嘉宾：整天开会，又开学了你想想。
我当着姚主任的面，我说咱们的关系不错，我答应我帮你找一个人，让我跟你说几句，以我的名义你发一个就完了，我跟你说几句，咱们自己的刊物，不像《21世纪》什么的，自己糊写，你就录一个音按我这个整整就完了。
记者：可以。
嘉宾：是不是？记者：可以。
嘉宾：你现在有没有问题，什么问题？记者：它就是个税的，因为姚主任没跟我说这么清，他可能就是说，现在记者会楼部长讲过，今年个税改革嘛，现在有好多人不理解，单纯提高起征点，楼部长说，不是提高起征点，没问题，可能这是一个问题。
第二个新的改革怎么改？具体内容逐步实施。
嘉宾：我知道，我跟你说，我们下礼拜二去开会，就是个税改革的事，我倒是一直都参与，知道吧？等一下，根本没时间，我要约你来，说白了，我要是不在这儿也不好办。
记者：是。
嘉宾：你录着了吗？记者：我录着呢，也记着呢。
嘉宾：就这样，这次的试点改革要按照我们的十八届三中全会提出来的，就是综合分类相结合，这次改革跟过去的改革，我们过去提高起征点，过去几次都是八百、一千六，是吧？一千六完了什么两千，两千完了什么三千五，过去都是这种单纯的以提高所谓“起征点”，你要说“起征点”一定要打引号。
记者：对。
嘉宾：因为今天新华社采访也是，非要用“起征点”，他说老百姓听不懂别的，只能“起征点”，我说你要用就只能打引号，我说我们法律上叫做费用扣除标点或者叫免征额，这都是可以的。
我们现在等于说，这次改革不像以前单独的提高起征点，这次实际上情况下我们现在的“起征点”定在三千五是2011年的9月开始的，到现在来讲说白了也是快五个年头了。
从某种意义上说也应该提高了，按照通货膨胀率也应当调整了，这是没问题的。
记者：对。
嘉宾：但是这次我们就讲了结合这次税制的个人所得税制度大的改革，也就是分类所得税，改为综合分类相结合。
所以这是个人所得税的一次大的改革，如果这次改了，就应当说是从1980年以来，我们国家开征个人所得税以来，从80年代我们国家开征个人税制以来，这是最大的一次个人所得税改革，是不是？所以这次改革应当是80年代以来最大的一次改革了，如果要改的话。
古扎拉蒂《计量经济学基础》(第5版)笔记和课后习题详解
资料来源：EconomicReport ofthe President，2007，Table13-110，P.356．
答：a．把汇率的对数作为纵轴并把时间作为横轴进行描点，如图1-4所示，汇率的波动性很大。比如，在1985年，1美元只能兑换0.257比索，但到了2004年，它能兑换约11.29比索。
三、回归与因果关系
从逻辑上说，回归得到的统计关系式本身不可能意味着任何因果关系。肯德尔和斯图亚特认为，一个统计关系式永远不能确立因果方面的联系：对因果关系的理念，必须来自统计学以外的某种理论。
四、回归与相关
1．相关分析与相关系数
相关分析是以测度两个变量之间的线性关联程度为其主要目的。
相关系数是用来测度线性关联强度的。
6.01
1986
1.86
4.13
0.67
2.53
-0.10
6.11
3.42
1987
3.65
4.32
0.00
3.24
0.19
4.59
4.18
1988
4.14
4.05
0.67
2.73
1.33
4.99
4.93
1989
4.82
4.95
2.27
3.46
2.73
6.59
7.72
1990
5.40
4.80
3.15
3.34
-0.08
1.78
1.83
5.37
3.36
1996
2.95
1.59
0.08
2.02
1.50
3.87
2.46
1997
2.29
邹至庄检验
邹至庄检验，即邹检验（Chow test），是一种统计 和计量经济的检验。它可以测试两组不同数据的线性 回归系数是否相等。在时间序列分析中，邹检验被普 遍地用来检验结构性变化是否存在。邹检验是由经济 学家邹至庄于1960年发明的
假设我们的数据模型是：
如果我们把数据分为两组，那么有：
例子：针对美国1978~2007年消费者价格指数(CPI) 和S&P500（标准普尔500）指数数据的计量分析
样本1：下表为美国1978~1989年消费者价格指数 (CPI)和S&P500指数。
样本1:1978~1989的回归结果
Yt=A1+B1Xt+ut
样本2：下表为美国1990~2007年消费者价格指数 (CPI)和S&P500指数。
RSS=982533.7
Chow检验
受限的残差平方和： Sc= RSS=982533.7 d.f.=n1+n2-k=38 非受限的残差平方和： S1+S2=RSS1+RSS2=13360.16+630819.2=644179.36
d.f.=n1+n2-2k=36 两个方程的扰动项必须满足独立同正态分布假定
样本2:1990~2007的回归结果
Yt=A2+B2Xt+ut
样本1和样本2的回归直线
全样本（1978~2007）回归结果
Yt=A+BXt+ut
全样本回归直线
Chow检验
对于样本1: Yt=-195.5149+3.826430Xt t=(-3.206266) (6.287216) R2=0.798098 R2=0.777908 d.f.=10
美国个人储蓄率研究_王学武
美国个人储蓄率研究王学武（广东商学院金融学院，广东广州５１０３１０）关键词：美国；个人储蓄率；下降摘要：本文对美国个人储蓄率国际比较偏低及近年来进一步下滑的原因作了比较深入的探讨，认为人口结构变化、上世纪９０年代中期的居民金融财富的急剧上升产生的财富效应、上世纪９０年代后期劳动生产率上升趋势、增加家庭进入信贷市场渠道的金融创新等是近年来进一步下滑的主要原因。
对于将来调整的可能性及其影响也作了认真分析。
中图分类号：Ｆ８３０．４８文献标识码：Ａ文章编号：１００２－３２４０（２００６）０４－００７３－０４收稿日期：２００６－０５－１８作者简介：王学武（１９６４－），广东商学院金融学院教授，经济学博士。
社会科学家ＳＯＣＩＡＬＳＣＩＥＮＴＩＳＴ２００６年７月（第４期，总第１２０期）Ｊｕｌ．，２００６（Ｎｏ．４，ＧｅｎｅｒａｌＮｏ．１２０）美国个人储蓄率的低水平和下降趋势引起了美国学术界和政策部门的广泛关注，一是从储蓄－投资－可持续经济增长的视角分析低储蓄可能对美国经济产生不利影响，一是从国内储蓄不足－外国资本流入－经常账户赤字的视角分析低储蓄可能对美国国际收支平衡产生不利影响。
由于世界经济越来越一体化，美国作为世界上最庞大的经济实体，其经济调整势必对于其他国家产生很大的影响，因此，其他国家对于美国经济问题包括储蓄问题密切关注就不足为怪了。
本文从几个方面对这一问题作一个初步探讨。
一、美国个人储蓄率水平的横向比较与纵向比较首先，从国际角度来看，在可比性较强的发达国家中，美国的个人储蓄率相对来说是偏低的，表１数据就是一个很好的说明。
表１：各国个人储蓄率（百分比）（１９８０－２００１）来源：Ｕ．Ｓ．ＣｅｎｓｕｓＢｕｒｅａｕ，ＳｔａｔｉｓｔｉｃａｌＡｂｓｔｒａｃｔｏｆｔｈｅＵｎｉｔｅｄＳｔａｔｅｓ：２００４－２００５ｈｔｔｐ：／／ｗｗｗ．ｃｅｎｓｕｓ．ｇｏｖ／ｐｒｏｄ／ｗｗｗ／ｓｔａｔｉｓｔｉｃａｌ－ａｂｓｔｒａｃｔ－０４．ｈｔｍｌ从上表１数据可以看出，不论从哪个时期来看，同这些国家比较，美国的储蓄率都是偏低的。
我国居民储蓄额分析
我国居民储蓄额分析摘要：本文为了考察1998年前后的中国居民的总储蓄—收入是否发生变化，探讨了国内生产总值对我国居民储蓄额的影响，考虑在医疗、住房等重大体制改革即大概1998年前后通货膨胀等对于居民储蓄的影响，增设了虚拟变量，运用虚拟变量法对居民储蓄进行实例分析，同时运用了邹至庄检验来了解98年前后两阶段居民储蓄额是否存在显著差异。
分析得出我国居民98年前后的储蓄偏好有一定程度上的改变，并在此基础上得出了国内生产总值GDP与我国居民储蓄额的定量关系。
关键词：居民储蓄存款；国内生产总值；虚拟变量；邹至庄检验1 引言改革开放二十多年来，我国国民经济持续快速发展，综合国力迅速提高，城乡居民的收入水平大幅增长，储蓄余额不断增加。
储蓄与投资、消费两大因素密切相关，而投资、消费与国民经济的增长有密切的联系，直接关系到国家产业结构的调整，因此研究居民储蓄总额十分必要。
居民储蓄作为居民可支配收入的一部分，是影响居民储蓄行为的重要因素之一。
1998年3月九届全国人大推出了“五项改革”，分别指粮食流通体制、投资融资体制、住房制度、医疗制度和财政税收制度改革。
其中医疗制度改革实行了医院和药房收入分开管理、分别核算的新机制，改变了“一人看病，全家吃药”的不合理情况，也逐步改变了当时“中国人的医疗费是世界上最昂贵”的状况。
而住房制度的改革，首先通过全面提高租金,做到以租养房,促进购房,从而实现住房资金的良性循环,并抑制不合理的住房需求然后则是理顺分配关系（补贴理入工资、计入企业成本）,提高职工的经济负担能力,进一步实行住房的商品化、社会化和专业化。
这是中国政府出台的第一个房改总体方案。
本文将引入虚拟变量来进一步讨论医疗、住房等重大体制改革对我国居民储蓄存款的影响。
2 虚拟变量法和邹至庄检验的工作原理及方法2 模型的建立及参数估计2.1 模型的建立1989年–2007年的相关经济数据如表1所示，因为是研究储蓄与收入的模型，而根据收入法计算的GDP 是根据生产要素在生产过程中应得的收入份额加总得来的，所以选取了GDP 这个主要的变量代表我国居民收入。
第1章绪论(经济控制论)
D. 断开S2时电源效率变小
Δ
Δ
不变
总结提炼
分析动态平衡问题应抓住以下两点：
[对点训练]
1. （2023·南京三模）某牧场设计了一款补水提示器，其工作原理如图
所示，水量增加时滑动变阻器的滑片下移，电表均为理想电表。下列说
法正确的是（ A ）
A. 若选择电压表，水量增多时电压表示数变大
B. 若选择电流表，水量增多时电流表示数变小
A. 灯泡的亮度变小
B. 电压表的示数变小
C. 光敏电阻R的功率一定减小
D. 当电压表示数变化量为ΔU，则电容器的电荷量减少10ΔUC
角度3 闭合电路的图像问题
1. 三类图像
分类
电源的
图例
分析
U＝E－Ir
U－I
纵截距：电动势
图像
斜率的绝对值：内阻
分类
电源的
P出－R
图像
电源的P－I
图像
图例
分析
当R＝r时，P出最大，P出
E2
＝
4r
E
当I＝ 时，电源输出功
2r
率最大
当P0＜Pm时，I1＋I2＝I短
易错警示
分析电源的U－I图像时，要注意纵坐标的起始刻度。
2. 一条思路
例3 （2023·江苏八市联考）硅光电池是一种太阳能电池，具有低碳环
保的优点。如图所示，图线a是该电池在某光照强度下路端电压U和电流
I的关系图像，图线b是某电阻R的U－I图像。在同等光照强度下，当它
放置，圆形线圈的圆心O在EF上，线圈电阻为R，若线圈以角速度ω绕
EF匀速转动，并从图示位置开始计时，则（ D ）
2π
A. t＝ 时，线圈中的感应电流最大
邹至庄检验
邹至庄（Gregory C. Chow ）检验比较两个回归 ：检验模型的结构稳定性所谓模型的结构稳定的指模型在样本期的不同时期(子样本),其参数不发生改变。
而任何参数样本期的不同时期发生改变，则称模型不具有结构稳定性。
一般而言，导致模型发生结构变化的因素是重要的外生事件，或外生冲击，故常设定某一时点或年份，以此将样本分为二个子样本，分别估计这二个子样本和样本全体，构成F 统计量，据此推断模型是否发生结构变化。
例子：美国个人收入和储蓄(样本1970-1995)。
由于美国在1982年失业率达到8.2%，为检验这一高失业率是否导致个人储蓄行为发生变化，将1981年设定为一个可能的结构变化点，将样本分为1970-1981和1982-1995,并设定这两个时期的储蓄函数为t t t u x Y 121++=αα （1）)1954(,,2,11==n t Λt t t u x Y 221++=ββ （2）)1963(,,2,12==n t ΛCHOW 检验：假设 ),0(~2σN u i ，0)(.2,121==u u E i ；1.用全体样本（211,1,,2,1n n n t ΛΛ+=）对模型t t t u x Y ++=21λλ （3）进行OLS ，得到RSS ，其自由度为))2((21=-+k n n ，并记为S R ；这里下标R 表示将两个子样本的回归参数约束为相等2．用2个子样本分别估计（1）和（2），且分别记RSS 为S 1和S 2；其自由度分别为k n -1和k n -2。
定义45214S S S S S S R -=+= 其自由度分别为k k k n n )),2(2(21=-+。
3.构造CHOW 的F 统计量，在上述假设下,有)2,(~)2/(/212145k n n k F k n n S k S F -+-+= （4） 以此检验原假设：无结构变化，备选假设：模型具有结构变化（任意参数）.特别强调，结构变化检验，不是对于不同的子样本的估计进行比较，而是计算（4）的F 值进行推断。
美国历年个人收入和支出数据（1929-2010）
美国历年个人收入和支出数据（1929-2010）
美国历年个人收入和支出数据（1929-2010）
2011-10-02 10:51
据美国商务部经济分析局的数据，2010年，美国个人收入总额为123735亿美元，比上年名义增长3.7%；个人当期税收总额为11939亿美元，同比名义增长4.6%；个人可支配收入总额为111797亿美元，同比名义增长3.6%。
2010年，美国个人支出总额105869亿美元，同比名义增长3.4%；个人储蓄总额5928亿美元，同比名义增长7.3%。
2010年，美国不包括经常性转移的个人收入总额为90830亿美元，同比名义增长1.3%。
按2005年链式美元计算，2010年美国个人可支配收入总额为100616亿美元，同比增长1.8%。
2010年，美国人口总数为31010.6万人，比上年增加262.3万人，同比增长0.9%。
2010年，美国人均可支配收入按当年美元计算为36051美元，同比增长2.7%；按2005年链式美元计算为32446美元，同比增长0.9%。
2010年，美国人均国内生产总值（当年美元）为46844美元，同比增长3.3%，人均可支配收入相当于人均国内生产总值的77.0%，比上年降低0.4个百分点。
按2005年链式美元计算，2010年美国人均国内生产总值为42205美元，比上年增长2.2%。
Mann-Whitney-Wilcoxon检验
Mann-Whitney-Wilcoxon 检验，手算、SPSS 、R 、SAS 。
数据来源：《统计学（第三版）》 贾俊平 中国人民大学出版社 306页例13-6表为8个亚洲国家和8个欧美国家2005年的人均国民收入数据。
检验亚洲国家和欧美国家手算：解：将亚洲国家看作一个总体X ，欧美国家看做另一个总体Y ，要检验亚洲国家和欧美国家的人均国民收入是否相同，就是检验两个总体的位置参数是否相等。
提出假设：y x M M H =:0 y x M M H ≠:148159864321=+++++++=x T 8816141312111075=+++++++=y T1236482/)1(8m 16=-=+-====+=m m T U n n m N x ，，表示Y 的评分值先于X 的总次数为12。
通过查M-W-W 表，可知双尾的P 值为0.019*2=0.038<α=0.05，因此拒绝原假设，认为亚洲国家和欧美国家的人均国民收入有显著差异。
SPSS计算：步骤1、Analyze-Nonparametric Tests-2 Independent Samples2、把变量人均国民收入选入Test Variable List；把分类变量选入Grouping Variable，在Define Groups输入1和2。
在Test Type中选Mann-Whitney U，在Exact中选择精确方法Exact。
3、：点击确定输出结果。
输出结果：秩国家N 秩均值秩和人均国民收入亚洲8 6.00 48.00欧美8 11.00 88.00总数16从SPSS输出结果中可以看出，精确双尾P=0.038<α=0.05，即拒绝原假设，认为亚洲国家和欧美国家的人均国民收入有显著差异。
R计算:> x<-c(1740,38980,1280,4960,2750,27490,15830,720)> y<-c(43740,32600,34580,37600,34810,30010,7310,3460)> wilcox.test(x,y,exact=F,cor=F)Wilcoxon rank sum testdata: x and yW = 12, p-value = 0.03569alternative hypothesis: true location shift is not equal to 0由R软件输出结果可以看出，精确双尾P值为0.03569<α=0.05，即拒绝原假设，认为亚洲国家和欧美国家的人均国民收入有显著差异。
美国个人储蓄率研究
美国个人储蓄率研究
王学武
【期刊名称】《社会科学家》
【年(卷),期】2006(000)004
【摘要】本文对美国个人储蓄率国际比较偏低及近年来进一步下滑的原因作了比较深入的探讨,认为人口结构变化、上世纪90年代中期的居民金融财富的急剧上升产生的财富效应、上世纪90年代后期劳动生产率上升趋势、增加家庭进入信贷市场渠道的金融创新等是近年来进一步下滑的主要原因.对于将来调整的可能性及其影响也作了认真分析.
【总页数】4页(P73-76)
【作者】王学武
【作者单位】广东商学院,金融学院,广东,广州,510310
【正文语种】中文
【中图分类】F8
【相关文献】
1.美国个人储蓄率创15年最高水平 [J],
2.对金融经济危机的必然性、根源、特点和防治的研究——驳保尔森"中国储蓄率高是导致美国金融危机的根源"论 [J], 郑良芳
3.欧美国家宗教文化与储蓄率差异研究--来自OECD国家的证据 [J], 路继业;张冲
4.欧美国家宗教文化与储蓄率差异研究——来自OECD国家的证据 [J], 路继业;
张冲;
5.美国个人储蓄率不会持续升高 [J], 张永军;刘向东
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论文--美国居民消费与可支配收入关系的实证分析
论文--美国居民消费与可支配收入关系的实证分析《计量经济学》课程论文美国居民消费与可支配收入关系的实证分析我们的思路一.问题的提出二．经济理论陈述<一>.西方经济学中关于消费与收入决定关系的有关理论假说〈二〉.有关消费结构对居民消费影响的理论三、相关数据收集四.建模五．模型的求解和检验〈一〉．经济意义的检验〈二〉．统计推断的检验〈三〉计量经济的检验（一）多重共线性检验（二）异方差性的检验（三）自相关的检验（四）综上实证分析结果六．政策建议【摘要】本文旨在对1995年至2004美国年均收入对年人均各种消费的影响进行实证分析。
首先，我们综合了几种关于收入和消费的主要理论观点；进而我们建立了理论模型。
然后，收集了相关的数据，利用EVIEWS软件对计量模型进行了参数估计和检验，并加以修正。
最后，我们对所得的分析结果作了经济意义的分析，并相应提出一些政策建议。
一．问题的提出随着市场经济的稳定繁荣和改革开放的深入发展，我国人均生活水平有了大幅度提高，其主要表现在人均可支配收入的增长。
90年代中期以来,短缺经济现象在我国基本消失,价格机制在资源配置中开始发挥基础性调节作用,市场供不应求的商品已很少见,供过于求的商品不断增加,价格开始出现持续下降。
我国城镇居民收入高,消费量大,商品化程度高,其消费对农村居民有一定的示范作用,在消费结构的研究中占有重要的地位,因而研究分析城镇居民消费结构及特征,对拓宽消费品市场渠道,确定经济发展战略,适时调整和正确引导居民消费方向,促进经济增长具有重大意义。
由于我国统计数据的内在幽默，我们选取了同一时期美国国内居民消费的数据进行分析，希望能够与国内的情况进行比较，并有一定的指导意义。
二．经济理论陈述<一>.西方经济学中关于消费与收入决定关系的有关理论假说（一）凯恩斯绝对收入假说 对于)(y f c = y y C APC )(= )(y C MPC '=有（1）1)(0<'<y C ，即C 会随收入的而增长 ，但其增量小于收入增量。
美国个人实际可支配收入和个人实际消费支出
美国个人实际可支配收入和个人实际消费支出一，研究目的在美国，要研究个人实际可支配收入，就是先研究与个人消费开支得关系，因为个人消费开支约占美国经济总量的三分之二，是经济增长的主要动力。
二，模型设定表一美国个人实际可支配收入和个人实际消费支出由上表知美国个人实际可支配收入和个人实际消费支出的关系，即做出模型设定为Y t=β1+β2X t+u t其中，Y t为个人实际消费支出；X t为美国个人实际可支配收入；u t为随机误差项。
表一OLS回归结果Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 05/16/13 Time: 15:24Sample: 1960 1995Adjusted R-squared 0.997777 S.D. dependent var 95.82125 S.E. of regression 4.517862 Akaike info criterion 5.907908 Sum squared resid 693.9767 Schwarz criterion 5.995881 Log likelihood -104.3420 F-statistic 15710.39根据表一中美国个人实际可支配收入和个人实际消费支出的数据，使用普通最小二乘法估计模型得~Yt = -9.42875 + 0.935866XtSe=（2.504347）（0.007467）t =（-3.76495）（125.3411）R^2=0.997841 F=15710.39 DW=0.523428该回归方程可决系数较高，回归系数均显著。
对样本量为36，一个解释变量的模型，5%显著水平，查DW统计表可得，d L=1.411，du=1.525模型中DW<d L，显然模型中有自相关。
三，自相关问题的处理为了解决自相关问题，选用广义差分法。
图一残差图表二回归结果Dependent Variable: EMethod: Least SquaresDate: 05/16/13 Time: 15:25Sample (adjusted): 1961 1995Adjusted R-squared 0.525100 S.D. dependent var 4.415507 S.E.of regression 3.042858 Akaike info criterion 5.091627 Sum squared resid 314.8055 Schwarz criterion 5.136065由模型式得到残差序列e t，使用e t进行滞后一期的自回归，可得回归方程e t=0.728550e t-1由上式知ρ=0.728550，对原模型进行广义差分，得到广义差分方程为Y t-0.728550Y t-1=β1（1-0.728550）+β2（X t-0.728550X t-1）+vt表三广义差分方程输出结果Dependent Variable: Y-0.728550*Y(-1)Method: Least SquaresDate: 05/16/13 Time: 15:30Sample (adjusted): 1961 1995Adjusted R-squared 0.986666 S.D. dependent var 26.56943 S.E. of regression 3.068065 Akaike info criterion 5.135417 Sum squared resid 310.6298 Schwarz criterion 5.224294 Log likelihood -87.86980 F-statistic 2516.848由表三可得回归方程为~Y t*= -3.78306 + 0.948406X t*Se=（1.870964）（0.018905）t =（-2.02198）（50.1682）R^2=0.987058 F=2516.848 DW=2.097157其中，Y t*= Y t-0.728550 Y t-1，X t*= X t-0.728550 X t-1。
邹氏转折点检验(上)
案例分析：以1970—2005年全国的储蓄与收入数据为例，分析储蓄率的变化趋势。
案例分析思路
第一步：收集数据
第二步：建立模型
第三步：邹氏转折点检验
案例分析思路
第一步：收集数据
本案例只考虑收入与储蓄的关系，样
本范围为1970—2005的时间序列数据。
收入、储蓄：《中国统计年鉴》
相关文献：《中国知网》
/
第二步：建立模型案例分析思路
收入递增，趋势，可能变化点有两个：1984,1992。
数据分析：储蓄有先升后降的
1992
．
收入上升．1984储蓄
Plot x
Plot y
转折点1984 or 1992?
将两序列并为一个大样本后进行回归，得到大样本下的残差平方和：邹氏转折点检验检验步骤分别以两连续时间序列作为两个样本进行回归，得到相应的残差平方和：2
1RSS RSS 与R
RSS 12121212[()]/(1)~[1,2(1)]()/[2(1)]R RSS RSS RSS k F F k n n k RSS RSS n n k -++=++-+++-+计算F 统计量的值，与临界值比较：若F 值大于临界值，则拒绝原假设H 0: n 1不是邹氏转折点，没有结构变化，即假定前后相同
有约束残差平方和：不区分转折点前后，视同前后一致，即有约束无约束残差平方和：区分转折点前、后约束条件的个数，假定前后回归系数都相同，因而就是解释变量额个数k+1总样本：子样本：12(1,2,
,n n )
+11112(1,2,n ),(n 1,n 2,n n )
+++。
应用文-中国居民储蓄行为分析(1)
中国居民储蓄行为分析(1)'一、关于选题自体制改革以后，我国国民收入分配的格局发生巨大变化。
变化之一是居民收入在国民收入中的比重迅速提高。
这使居民的消费和储蓄行为对于经济有越来越重要的意义。
探讨中国居民储蓄行为的规律，找出主要决定因素，并在此基础上对储蓄的变化趋势做初步预测，成为确定本研究题目的宗旨之一。
与西方经济理论比较，我国关于居民储蓄行为的研究尚处于起步阶段。
因此，本研究将在较大程度上借助西方主要的储蓄理论，并且针对中国的具体国情做必要的修正。
论文将居民储蓄定义为个人可支配收入减去个人消费的差额。
其实物形态有金融储蓄与实物储蓄两部分。
金融储蓄包括现金、存款以及各种有价证券的增加量；实物储蓄包括本期购买的各种耐用消费品以及住房等价值非一次性损耗的商品扣除折旧后余额的增加量。
但在分析过程中由于数据原因无法沿用此定义时，将做必要的修正。
二、关于研究方法论文以实证分析为主，根据各种被认为可能会对储蓄产生重要影响的因素，依次对绝对收入理论、生命周期理论和永久收入理论模型进行检验。
检验得出两类结果。
第一，证实不同理论对于中国居民储蓄行为的适应程度，以及该适应程度随经济变化而改变的性质；第二，确定影响中国居民储蓄行为的主要因素，并据此建立预测模型。
被认为可能是决定我国居民储蓄行为模式的主要因素有：强迫储蓄，绝对收入水平，收入增长率，利率与通货膨胀率，保障，信贷约束，遗产动机。
论文的第三章至第七章分别就这些因素的分析依次展开。
各章基本上循理论探讨、建立模型、模型检验和对检验结果分析的思路进行。
当对各国素的实证分析依次完成后，即确认出储蓄的主要决定因素。
三、关于基本结论和基本结论形成过程简述l、我国基本国情决定1979年以前居民储蓄的行为模式主要被绝对收入理论解释。
1979年以后这一特征依然存在，但逐渐减弱。
生命周期以及永久收入理论这些具有跨时预算约束特征的储蓄理论，对79年以后的居民储蓄行为的解释力迅速增强，并且形成预测的理论基础。
要素配置效率问题不容忽视
要素配置效率问题不容忽视本报记者刘迪在市场经济环境中，居民应当有消费的自由，其消费量应由自己决定。
在劳动力等要素价格是市场给出的、税收不能改变、企业的利润率也不能改变的情况下，“蛋糕”的切法不会发生变化，居民的消费量自然也难有大的变化。
上世纪60年代，邹至庄提出“邹氏检验”（CHOW TEST），由此在世界经济学界声名鹊起。
上世纪80年代，邹至庄将现代经济学理论引入中国，对于中国经济学发展亦功不可没。
日前，普林斯顿大学教授邹至庄做客上海交通大学安泰经济与管理学院主办的安泰问政特别活动，与经济学家、和年轻人共同解读“中国经济”的发展之路。
数据永远也不可能是完美的近年来，很多经济学家抱怨：靠谱的经济数据的缺位，严重影响甚至阻碍中国经济研究成果的产生。
对此，邹志庄先生似乎不以为然。
在他看来，数据永远也不可能是完美的。
邹先生坦言，“半个世纪以来，我用中国官方数据做了很多研究，结果也很好的。
这些数据很好地反映了中国经济发展的趋势，所以我觉得中国的数据也没有那么糟糕。
”上世纪80年代初，邹至庄先生作为最早研究中国经济问题的海外学者，成为最早一批来到中国大陆的西方经济学人。
1985年，他在南开大学出版专著《中国经济》，介绍如何把现代经济学工具应用于中国经济的研究工作。
30年前，不论对于国内资深的经济学家而言，还是对于年轻的经济学人来说，这本书都给他们带来了不小的震动。
同年8月，邹先生在著名经济期刊《政治经济学杂志》（Journal of Political Economy）上发表文章，讨论中国的总生产是如何决定的。
论文用计量方法估算了中国的消费函数与投资函数。
消费函数根据米尔顿·弗里德曼的消费理论建立，而其中使用的数据则是来自中国统计年鉴中从1952年到1983年的中国经济数据。
2011年，邹先生在《经济学通信》（Economic Letters）发表论文，确认直到2009年弗里德曼的消费理论和总投资理论依然在中国适用。
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二、 改进 邹至 庄 检 验 的 方 法 阐 述
下面 以美 国 １７ － ２０ ９ ０ ０ ５年 个 人 可 支 配收 人 （ 自变
［ 关键词 ］趋 势变动 区间； 邹至庄检验 ； 经济波动周期 ； 美国 ； 个人 可支配收入
［ 中图分 类号］ ０ １ ２２
改进 邹至 庄检 验 的 原 因
［ 文献标识码 】Ａ
［ 文章编 号 】２ ９ ０ ５—３８ 【０ ２ Ｏ ０ ｌ ２ ３ ２ １ ）１— ｌＯ一０ ３
一
、
３ ４ ５ ６ ７ ８ ９ １ Ｏ １ １ １ ２ １ ３ １ ４ １ ５
量） 和个人储 蓄（ 变量 ） 因 的数据 （ １ 以 Ｏ亿美 元计 ） 为例
来阐述改进邹至庄检验 的思想和方法 。建 立一元线 性 回 归模型 Ｙ ＝ ｌ 。 ０＋ ０ Ｏ ） 见 表 １ ．１ ， 。 表 １ 递推最小 二乘估 计值
子区问序号 时间序列子 区间
１ ２ １７ ９ Ｏ一 １ ７ ９６ １７ ９ Ｏ一 １ ７ ９７
利用式 （ ） 将 １８ 年和 １８ １ ， ９１ ９ ２年分别选 作趋势 变动
会更加 明显 地体现出来 。 在 使用邹至庄检验 时 ， 时会 由于 设定 的模型 形式 有
不合适 而导致 真 正意 义上 的趋 势 变动 点被 “ 淹没 ” 。另
一
方面 ， 在某些时 间序列数据 中 ， 趋势变 动点是成块 出现 的， 即趋势变动 区间 的产生 。如果 这时 我们没 有及 时调
对 分 乏
【 经济管理】
２２ 第 期 总 ２ 期 ０年 １ 第１ １ １
改进后 的邹 至庄检验 的应用研 究
以美 国个 人 可 支 配 收入 和 个 人储 蓄 数 据 为 例
刘 大成
（ 东北林业 大学 经济管理学院 ， 黑龙江 哈尔滨 １０ ４ ） ５ ００ ［ 摘 要］ 面对模型形式设定 不合适 导致邹至庄检验灵敏 度 下降的 问题 ， 出改进 方 法， 提 以提 高邹至 庄
２ ２ ４ ０． ９１ ０． ５ Ｏ ｏ ３ ７． ３ ０ ０５ ． ｏ ２ ３ ９ ０． ５ ０ ０ ８ Ｏ Ｏ ｏ ４． ５ ０９ ． ５ ． ０ １ １ ６ Ｏ． ８ Ｏ Ｏ ８ Ｏ Ｏ ０ ４． ３ ２ｌ ． ６ ． ｏ １ Ｏ１ ０． ３ Ｏ． ８ ０ ０ ０ ． ６ ９２ Ｏ ．０ —３ ７ ２ ． ４ ０． ２ ０． ８ ０ ｏ Ｏ ７９ ０５ ．ｏ ７ １ ５ ０． ５ ０． ７ ０ Ｏ ０ ． ８ ５８ ０５ ．０ ３ Ｏ ５ ０． ８ ０． ７ ０ ０ ０ ．４ ７４ ０９ ．０ ９ ７６ ．２ ０３ ３ ＯＯ ３ Ｏ Ｏ ｏ ．８ ．７ ． ｏ ｌ ． ２１ Ｏ １ ９ Ｏ Ｏ ７ Ｏ ０ ） ８ １ ．３ ．６ ． （ ｏ ３ ． １ Ｏ ０ ０ ０５ Ｏ ｏ Ｏ ＯＯ８ ． ４８ ． ８ ．ｏ ３ ． ９ ０ ０ｌ ０ ０５ Ｏ ０ ０ ７ ９２ ． ６ ． ３ ．０ ４ ． １ Ｏ ｏ ５ ０ ０ ７ ０． （ ５ ７９ ． ｏ ．４ ０） ｏ ５ ． ５ Ｏ Ｏ ２ ００ ４ Ｏ０ Ｏ ０２２ ． ０ ．４ ．ｏ
１７ － １ ７ ９０ ９８ １７ － １７ ９ ０－ ９ ９ １７ ９ Ｏ一 １ ８ ９０ ｌ７ ９ Ｏ一 １ ８ｌ ９ １７ 一 ｌ８ ９０ ９２ ｌ７ 一 １８ ９Ｏ ９３ １７ － １ ４ ９０ ９８ １７ － １ ５ ９０ ９８ ｌ７ 一 ｌ８ ９０ ９６ １７ － １８ ９０ ９７ １７ 一 １８ ９Ｏ ９８ １７ － １８ ９０ ９９ １７ － １９ ９０ ９０
映。
１ ６ １ ７ ｌ ８
１ ９ ２ ０
１ ７ － １ ９１ ９０ ９ １７ － １９ ９０ ９２ １７ － １９ ９０ ９３
ｌ７ ９ Ｏ— ｌ ９ ９４ １ ７０ １ ９ ９ — ９５
４ ． ９ Ｏ ０ １ Ｏ Ｏ ５ Ｏ０ ０ ９８８ ． ｏ ． ４ ． ｏ ４８ ０ ０ ０ ｏ ０ Ｏ ６ Ｏ ｏ） ． ５ ． ０１ ． ４ ． （ ０ ５． ２ Ｏ Ｏ ｏ Ｏ ０ ３ Ｏ ｏＯ ３４０ ． ０ ． ４ ． ｏ
趋势变动点通常 不 能从 序 列 图上直 观获 得 ， 这是 因 为它的 出现是 由于战争 、 政策变化 ， 或者是其 它一些非 主 观因素或环境变化所导致 的。趋势变动点 不同于传统 意
义 上的异常点 ， 且对时间数据所处 的位置很 敏感 ， 并 这也
是邹至庄检验 的局 限性所 在。如果遇到成 组的趋势 变动 点， 即趋 势变动区 间， 况会 更复 杂 ， 至庄检 验的 不足 情 邹
检验 的灵敏度 。并使 用改进后的邹至庄检验 来分析 经济政策 效果 的作 用时 间以及 经 济 系统之 间的协 动性 。 实证结果显 示： 运用改进后 的检验 方法可 以有效地对经 济波 动周期 作 出阶段性描 述和划 分 ， 能对政 策 效果 也 的作 用时间进行 有效估计。 同时 ， 经济 系统之 间变化的协动性也得 到有效度量。
整模 型形式 ， 就会使 真正 意义 上的 可 以反映外 在环 境变
化 的趋势 变动点消 失在 设定 不合适 ， 就会导致 某些趋势变 动点不再敏感 ， 也 就使得 由于战争 、 政策 变化 ， 或者 是其 它一些非 主观 因素
或者 是环境变 化所 导 致 的趋 势 变动 不 能准 确 真实 地反