5level
10level
5940456392035030655852673459
MacKi
o
1996o
esidedpvaluesWar
i
gProbabilitiesa
dcriticalvaluescalculatedfor20observatio
s
a
dmay
otbeaccurateforasamplesizeof16
表9残差序列的单位根检验结果
NullHypothesisCANCHAXULIELNRHhasau
itrootExoge
ousCo
sta
tLagLe
gth0Automaticbasedo
SICmaxlag4
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f河北工程大学研究生课程论文报告
tStatistic
Augme
tedDickeyFullerteststatistic
Testcriticalvalues
1level
5level
10level
3499474378803030123632646119
MacKi
o
1996o
esidedpvalues
Prob00185
可见，、的单位根检验中，ADF值小于5显著性水平的临界值。表明他们是
平稳的。即与之间和与之间存在协整关系：（3）和（4）的回归方程
是协整的回归方程，不是谬误回归。这两个方程表明了城镇居民收入居住消费之间和
农村居民收入居住消费之间长期或均衡的关系。
（四）误差修正模型
上述分析表明与之间和与之间具有协整关系。即具有一种长期
或均衡的关系，但是在短期中，很有可能出现偏离均衡的情况。因此，将5式和6式
中的残差作为均衡误差项把居住消费的短期行为与其长期行为联系起来。下面建立误差
修正模型（ECM）
令
，即建立城镇居民收入居住消费的误差修正模型为：
经试算得到以下模型为较优模型
t
3448138613
28263
Prob0000000000
00116
R2
0895458
DW0881618
同理，可以得到农民居民收入居住消费的误差修正模型
（7）
t
3448138613
28263
Prob0000000000
00116
R2（五）结果分析
0895458
DW0881618
至此，得出了我国1993201年样本区间内城乡居民收入居住消费的长短期关系
模型。
第一，城镇居民收入居住消费关系模型
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f河北工程大学研究生课程论文报告
表10城镇居民居住消费的协整及误差修正
长期短期
城镇居民收入居住消费的协整及误差修正模型
（3）（7）
表中3式对的影响系数是1396163，这说明城镇居民家庭人均人均可支
配收入每变化1，城镇居民家庭平均每人全年消费性支出变化1396163，这说明城镇
居民家庭人均可支配收入和城镇居民家庭平均每人全年消费性支出中的居住消费两个
变量之间相关性较为明显。短期中，城镇居民消费支出的变化不仅与收入有关，还与上
期的均衡误差项有较大的关系。居民可支配收入的短期变化对居住消费的影响为正，影
响系数为08179，可见短期中收入对居住消费的影响程度远远不及长期。均衡误差项的
系数为负，符合反向修原则，这说明和之间存在的长期稳定关系制约着这两
个变量的变化，并促r