導言：作為寫作愛好者，不可錯過為您精心挑選的10篇城鎮(zhèn)居民可支配收入，它們將為您的寫作提供全新的視角，我們衷心期待您的閱讀，并希望這些內(nèi)容能為您提供靈感和參考。

篇1

中圖分類號：F062.5 文獻標識碼：A

文章編號：1005-913X（2015）10-0096-01

一、引言

近年來黑龍江省經(jīng)濟取得了重大的進步，伴隨著居民可支配收入的逐年增加，消費性支出也隨之增加。眾所周知，消費既是社會再生產(chǎn)的起點，同時也是終點，其對經(jīng)濟的發(fā)展和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整具有重要的引導作用。線性回歸分析理論的研究結(jié)果表明，可支配收入是影響居民消費支出最直接、最具決定性的因素。

根據(jù)2004年至2013年黑龍江省城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和人均消費性支出的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，運用線性回歸分析方法研究城鎮(zhèn)居民消費性支出與可支配收入之間數(shù)量關(guān)系的規(guī)律，并通過得到的回歸方程用2013年的實際人均可支配收入估計出2013年的城鎮(zhèn)居民人均消費性支出，與2013年實際的消費性支出相比偏差很小，證明了方程的高度擬合，揭示了近年來城鎮(zhèn)居民消費性支出與收入的特點和變化趨勢，有助于有關(guān)部門和經(jīng)營者制定切實可行的經(jīng)濟政策并進行有效的宏觀調(diào)控，這對保持經(jīng)濟持續(xù)、健康發(fā)展具有重要意義。

取2004年至2013年黑龍江省城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和人均消費性支出作為回歸分析的研究對象。數(shù)據(jù)來源于《黑龍江省統(tǒng)計年鑒2014》，如表1所示。

二、實證分析

依據(jù)表1的數(shù)據(jù)，我們可以繪制出人均年可支配收入和人均年消費性支出這兩個變量的散點圖（如圖1所示），我們可以看出，二者之間存在明顯的線性關(guān)系。

就此，我們利用表1所提供的數(shù)據(jù)，運用Eviews統(tǒng)計分析軟件進行分析，輸出結(jié)果如圖2所示。從而得到回歸方程：

Y=165.7214+0.732gX

（0.558035） （32.54560）

R2=0.993，F(xiàn)=1059.216，DgWg=0.854860

（一）相關(guān)性檢驗

由圖2可知，相關(guān)系數(shù)R=0.996，給定顯著水平α=0.05，在自由度n-2=8下查相關(guān)系數(shù)表知Rα=0.632.由R>Rα知，顯然消費性支出與可支配收入線性關(guān)系顯著，城鎮(zhèn)居民消費與收入高度正相關(guān)。

（二）擬合優(yōu)度檢驗

<E：＼無PDF＼北方經(jīng)貿(mào)201510＼劉根梅3.tif>

可決系數(shù)高度接近于1，說明回歸方程與樣本觀察值擬合優(yōu)度非常好，充分反映了因變量的波動中能用自變量解釋的比例是非常大的。

（三）變量的顯著性檢驗

為了檢驗解釋變量是否是被解釋變量的一個顯著性的影響因素，我們對估計量進行t檢驗。如果t大于或等于2，就說明解釋變量對被解釋變量的影響是顯著的。在本回歸分析中t=32.54560>2，說明，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入對人均消費性支出的線性影響顯著。可見，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入是決定人均消費性支出水平的主要因素。

（四）經(jīng)濟意義檢驗

由于<E：＼無PDF＼北方經(jīng)貿(mào)201510＼劉根梅4.tif>=0.732，從估計量的符號與大小分析，符合經(jīng)濟意義，即居民消費支出按小于1的正比例隨居民可支配收入同步增長。表明黑龍江省城鎮(zhèn)居民年人均可支配收入每增加1元，居民年人均生活費支出平均增加0.732元。

（五）利用模型進行預(yù)測

1.點預(yù)測：將2013年的實際人均居民可支配收入19597元代入上述回歸方程可預(yù)測得到2013年消費性支出的估計值：

Y2013=165.7214+0.732×19597=14510.73

2013年實際的人均居民消費性支出為14161.7元，可見相對誤差僅為2.4%，模型擬合的非常好，以消費性支出建立線性回歸預(yù)測模型是比較成功的。

三、結(jié)論

通過實證分析我們發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)居民的人均可支配收入與消費性支出之間存在形如Y=165.7214+0.732gX的簡單線性回歸關(guān)系。居民收入每增加100元，消費性支出將相應(yīng)增加大約73.2元?？梢?，影響居民消費性支出最直接、最具決定性的因素為可支配收入。通過增加居民收入來刺激消費，增加消費性支出是必要且可行的。同時該方程的擬合優(yōu)度很高，可用于預(yù)測。

參考文獻：

[1] 張宇輝，蔡穎琦.城鎮(zhèn)居民消費支出與收入的典型相關(guān)分析[J].經(jīng)濟論壇，2005（10）：37-38.

[2] 張恩英.黑龍江省城鎮(zhèn)居民消費與收入關(guān)系的定量分析[J].商業(yè)研究，2006.

篇2

（一）城鎮(zhèn)居民可支配收入實現(xiàn)較快增長

改革開放以來，伴隨著鄒平縣綜合實力的穩(wěn)步攀升，鄒平縣城鎮(zhèn)居民可支配收入也得到了較快增長，統(tǒng)計顯示，2012年鄒平縣城鎮(zhèn)居民人均可支配收入25027元，增長15.0%，扣除價格因素，實際增長12.6%；2008-2012年總體名義增長64.98%，扣除價格因素年平均增長9.4%；同期GDP五年總體名義增長102.1%，高出居民收入37.1個百分點；GDP可比價年均增長12.7%，高出居民收入3.3個百分點，居民收入的增長滯后于經(jīng)濟發(fā)展的增長。

表1：2008年—2012年鄒平縣GDP和居民人均可支配收入情況

年份 GDP（億元） 同比增長（%） 可支配收入（元） 名義增長（%） 同比增長（%）

2008年 429.76 14.5 15170 9 4.1

2009年 473.26 12.4 16600 9.43 9.5

2010年 540.14 13.7 19007 14.5 11.6

2011年 632.47 12.6 21763 14.5 9.6

2012年 694.92 10.5 25027 15 12.6

（二）橫向比較差距逐年縮小

1.在總量上逐漸迫近省市水平

根據(jù)調(diào)查數(shù)據(jù)顯示， 2008年鄒平縣縣居民可支配收入為15170元，比省、市分別低790元和1135.41元；2012年鄒平縣居民可支配收入為25027元，比省、市低781.69元和728元，比2008年收窄8.31元和407.41元，但是城鎮(zhèn)居民入均可支配收仍低于省市平均水平！近三年來，雖然增速超過省市平均增長水平，但由于基數(shù)較低，受經(jīng)濟發(fā)展和增資因素的影響，總量與省市相比差距仍然很大。

表2：2008年—2012年鄒平縣居民人均可支配收入與省市比較 單位：元

年份 鄒平縣 增長 濱州市 增長 差距 山東省 增長 差距

2008年 15170 9.00% 15960.00 14.90% 790.00 16305.41 14.30% 1135.41

2009年 16600 9.43% 17500.00 9.65% 900.00 17811.04 9.23% 1211.04

2010年 19007 14.50% 19686.00 12.50% 679.00 19945.83 12.00% 938.83

2011年 21763 14.50% 22540.34 14.50% 777.34 22791.84 14.27% 1028.84

2012年 25027 15% 25808.69 14.50% 781.69 25755.00 13.00% 728.00

2.增長速度逐漸超越省市水平

2008年-2012年，鄒平縣居民可支配收入增長速度逐年加快，分別為：9%、9.43%、14.5%、14.5%、15%。近三年來，增速均超過省市水平，但由于基數(shù)較低，經(jīng)濟發(fā)展起步晚和增資幅度小等因素的影響，增收額并不高，總量與省市相比差距仍然較大。

二、制約增長的因素

1.工資水平相對較低，制約了居民收入的提高

從上面的分析可以看出，工資性收入在鄒平縣居民可支配收入的主要來源。與省市城鎮(zhèn)在崗職工工資水平比較，鄒平縣的工資性收入相對較低，提高比較慢。以城鎮(zhèn)在崗職工工資平均水平指標為例，2012年全省平均水平為42837元，全市平均指標為40733元，而鄒平縣在崗職工平均工資為37731元，比全省平均水平低5106元，比全市平均水平低3002元。在崗職工工資低于全省全市平均水平直接導致了居民收入中占比重最大的工資性收入偏低，是影響鄒平縣城鎮(zhèn)居民收入水平的重要因素。

另外，低收入家庭對工資收入依存度較大，高收入家庭收入來源多樣，資本增值能力強，增長速度快。低收入家庭的收入來源主要靠職工工資，進而導致了其可支配收入增長速度有限。

2.物價上漲抑制了居民可支配收入的實際增長

2008年-2012年鄒平縣居民消費指數(shù)分別是（上年為100）105.3%、101.5%、102.5%、104.5%、102.1%，五年累計上漲了16.9%。物價上漲對居民的收入的增長注入了“水分”，降低了居民的實際購買力，一定程度上抑制了居民可支配收入的實際增長。

3.經(jīng)營性收入有待提高，經(jīng)營存在資金不足等問題

隨著經(jīng)濟的發(fā)展，城鎮(zhèn)居民中從事生產(chǎn)經(jīng)營活動的家庭逐漸增加，經(jīng)營性收入在居民可支配收入中占的比重增加。根據(jù)工商局年報統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，鄒平縣城鎮(zhèn)私營企業(yè)和個體戶的數(shù)量從2008年1915戶和1906戶，增長到2012年的2170戶和2616戶。但受近兩年經(jīng)濟形勢的影響，特別是信貸部門金融形勢的影響，企業(yè)從銀行貸款，承兌、貼現(xiàn)等金融衍生品多，加大了企業(yè)的融資成本。個體經(jīng)營戶就更難獲得銀行的資金支持，面臨無法擴大經(jīng)營，制約了其增加收入。

三、關(guān)于提高城鎮(zhèn)居民收入的一點建議

1.大力發(fā)展經(jīng)濟

居民可支配收入的高低與當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展的速度和實力密切相關(guān)，提高居民可支配收入，要以發(fā)展帶動增收，以經(jīng)濟的不斷發(fā)展帶動財力的不斷加強，以提供財力支持。

2.提高工資收入

工資性收入是居民可支配收入的主要來源。提高城鎮(zhèn)居民收入首先應(yīng)從提高工資入手。一是提高黨政事業(yè)單位人員的工資；二是嚴密監(jiān)控企業(yè)職工的工資。將企業(yè)職工的工資與在企業(yè)的工作年限、工作表現(xiàn)以及企業(yè)的發(fā)展水平相掛鉤，保證在崗職工的工資水平；三是制定適合鄒平縣的企業(yè)最低工資規(guī)定，保障勞動者的權(quán)益。

3.實現(xiàn)城鎮(zhèn)居民的充分就業(yè)

充分就業(yè)才能促進家庭總收入的增加。社會就業(yè)面的擴大，對提高居民收入有著舉足輕重的作用。勞動部門及社會各界要關(guān)注下崗職工和失業(yè)人員，加大對下崗失業(yè)人員的培訓力度，幫助他們通過各種途徑實現(xiàn)就業(yè)，增加家庭收入。

4.進一步完善社會保障

篇3

一、數(shù)據(jù)來源與說明

本文主要通過實證的方法利用統(tǒng)計數(shù)據(jù)來分析研究湖南城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的增長情況及其與全國和廣東的差距。因此,在研究分析之前,首先對數(shù)據(jù)的來源、選擇和處理做一個簡要說明。

首先,關(guān)于原始數(shù)據(jù)來源。下文用到的原始數(shù)據(jù)主要來自于《中國統(tǒng)計年鑒》、《湖南統(tǒng)計年鑒》、《廣東統(tǒng)計年鑒》和國家統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。另外,關(guān)于廣東城鎮(zhèn)居民人數(shù),有幾年是沒有數(shù)據(jù)的,本人參照當年度農(nóng)業(yè)與非農(nóng)業(yè)人口的比率并運用直線插入法予以設(shè)定。因為,本文是以湖南作為主要考察對象,而廣東數(shù)據(jù)只是用來對比參照,所以,對該數(shù)據(jù)做這樣的處理不會對文章的主要觀點和結(jié)論造成影響。

其次,關(guān)于考察期的確定。本文以1994-2008作為考察期,主要是因為1993年我國核算體系經(jīng)歷了從國民收入到國內(nèi)生產(chǎn)總值的轉(zhuǎn)變,即自1994年起全國國民經(jīng)濟核算與國際體系接軌,數(shù)據(jù)較為全面、配套。為保證數(shù)據(jù)的一致性、可比性和結(jié)論的可靠性,本文確定1994年為考察期的起點。

第三,關(guān)于價格的可比性。本文中有關(guān)人均可支配收入、人均產(chǎn)值和人均轉(zhuǎn)移支付等數(shù)據(jù)都是采用當年價格水平下的數(shù)據(jù)。這主要是因為在做湖南與全國及廣東的橫向比較中,全部采用當年價格指標不影響分析結(jié)果。

第四,關(guān)于城鎮(zhèn)居民總產(chǎn)值和城鎮(zhèn)居民人均產(chǎn)值。本文用城鎮(zhèn)第二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之和近似地定義為城鎮(zhèn)居民總產(chǎn)值,該總產(chǎn)值除以城鎮(zhèn)居民數(shù)則得到人均值。其原因有二:一是城鎮(zhèn)居民總產(chǎn)值的原始數(shù)據(jù)不可獲得,上述統(tǒng)計資料均沒有這方面的數(shù)據(jù)資料。二是可用來套算的部分相關(guān)數(shù)據(jù)不可獲得,這里主要是城鎮(zhèn)的第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值和農(nóng)村的二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值數(shù)據(jù)缺乏,使得得我們欲通過現(xiàn)有三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值來套算亦為困難。但是,由于城鎮(zhèn)第一產(chǎn)業(yè)和農(nóng)村的二、三產(chǎn)業(yè)規(guī)模不大,本文便采取如此近似的方法來解決。

二、1994-2008年湖南城鎮(zhèn)居民人均可支配收入增長情況及其與全國、廣東的對比分析

表1列示了94-08年湖南、全國和廣東城鎮(zhèn)居民人均可支配收入情況,我們通過表格里的數(shù)據(jù)來進行分析和比較。

(一)1994-2008年湖南城鎮(zhèn)居民人均可支配收入增長情況介紹

首先,從增長總量上來看,自94-08年的15年間湖南城鎮(zhèn)居民人均可支配收入由3887.64 元增長至13821.16元,合計增長255.52%,年均增長率為9.48%。

其次,從增長速度結(jié)構(gòu)來看,1995年至2002年基本上呈遞減趨勢,只有97和01年增長率較上年略大,而于02年達到最低點,為2.63%。此后的03至08年5年間每年增長都在10%以上,平均為12%左右,這說明湖南城鎮(zhèn)居民收入已經(jīng)步入了快速增長軌道。

(二)與同期全國水平相比較

第一,人均可支配收入絕對水平的比較。94-98年湖南城鎮(zhèn)居民人均可支配收入高于全國水平,但自1999年以來一直低于全國水平,而且絕對和相對差距均不斷擴大。94年湖南城鎮(zhèn)居民人均可支配收入高出全國391.44元,該差距占湖南城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的10.07%。到98年高出9.16元,比重下降到0.17%。99年湖南城鎮(zhèn)居民人均可支配收入低于全國38.65元,占比為0.66%,08年低于全國1959.60元,比重為14.18%。

第二,人均可支配收入增長速度比較。從逐年增長速度來看,我們可以發(fā)現(xiàn)如下兩個有趣的特征:第一,湖南經(jīng)濟增長與全國步調(diào)基本一致,即當湖南的增長速度趨于減緩時,全國也趨于減緩;當湖南的增長處于加速時,全國也在加速。第二,整個考察的15年間,全國的增速絕大部分年份比湖南高,唯03和04年除外,這是全國實現(xiàn)對湖南趕超并差距不斷擴大的根本原因。從平均增長速度來看,15年間,湖南的年均增長率為9.48%,而全國為11.37%,所以,盡管94年湖南比全國水平高出10%,但短短4之后,湖南就落后了。這種與全國的絕對水平和增長速度差距的擴大和趨勢的發(fā)散,對湖南而言是一個危險信號。

(三)與同期廣東水平相比較

第一,人均可支配收入絕對水平比較。在整個考察期內(nèi),湖南城鎮(zhèn)居民人均可支配收入均低于廣東,而且除99年和07年外,絕對差距呈不斷擴大之勢。94年湖南與廣東的差距為2479.44元,08年該差距擴大至5911.70元,15年間絕對差距擴大了將近2.4倍。但是,從差距占湖南絕對水平的比重來看,形勢比較令人樂觀:該比重94年為63.78%,到08年降低至42.77%。整體上來看,這個指標是下降的,尤其是03年以來這個趨勢基本上沒改變過,而且年均下降幅度很大。03年該指標為61.32%,而5年后的08年降低至42.77%,5年內(nèi)的年均降幅達3.71%。

第二,人均可支配收入增長速度比較。首先,我們從逐年增長速度來看,整個15年間得到的14個數(shù)據(jù)中,湖南有9個大于廣東,即有9年湖南城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的增長速度是高于廣東的,而其余5年低于廣東。尤其是04年以來,湖南的增長速度一直高于廣東,這說明在城鎮(zhèn)居民人均收入方面湖南與廣東的差距在縮小。其次,從平均增長速度來看,15年間湖南的年均增長率為9.48%,而廣東為8.42%,

從以上兩個方面的比較可以看出,盡管湖南與廣東相比的絕對差距仍很大,但從趨勢上來看,差距在縮小。若按考察期內(nèi)差距收斂的趨勢,從現(xiàn)在起,湖南還要花35年的時間才能達到廣東的水平。

三、差距解釋

湖南城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與廣東和全國的現(xiàn)實和潛在差距不容忽視,導致差距存在的原因在哪呢,本文擬從國民收入的兩次分配,即初次分配和再分配方面來尋找原因。

(一)轉(zhuǎn)移支付收入方面的差距

在城鎮(zhèn)居民收入構(gòu)成中,轉(zhuǎn)移支付收入屬于再分配范疇,與城鎮(zhèn)居民總產(chǎn)值不直接相關(guān),所以,首先讓我們借助表2的數(shù)據(jù)來比較一下湖南與全國和廣東的城鎮(zhèn)居民人均轉(zhuǎn)移支付收入水平狀況,以考察轉(zhuǎn)移支付收入方面對差距的影響。

從人均轉(zhuǎn)移支付的絕對水平來看,湖南自96年以來就一直低于全國水平。平均每年相差約300元, 98年全國城鎮(zhèn)居民人均可支配收入超過湖南以來,轉(zhuǎn)移支付的貢獻是相當大的,如果用轉(zhuǎn)移支付差除以人均可支配收入差來衡量貢獻率的話,98年為857.28%,以后各年順次為706.17%、475.34%、51.85%、51.22%、65.27%、43.12%、29.59%、24.29%、16.00%。從整個考察期來看,轉(zhuǎn)移支付收入方面的差距對可支配收入差距的平均貢獻率為58.48%。

而與廣東相比較可以發(fā)現(xiàn),湖南在07、08這最后兩年的人均轉(zhuǎn)移支付水平高于廣東,其余各年份均低于廣東,總體來看,湖南年均較廣東低約340元。在06年及以前的12年中,轉(zhuǎn)移支付差距對可支配收入差距的貢獻率相對較小,但也不可忽視。從94年至06年分別為11.26%、16.43%、13.91%、14.04%、14.18%、10.15%、12.75%、14.09%、6.46%、8.61%、8.01%、5.55%、4.76%。從整個考察期來看,轉(zhuǎn)移支付收入方面的差距對可支配收入差距的平均貢獻率為7.75%。

(二)初次分配方面的差距

城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的主要構(gòu)成部分源自初次分配,它既受城鎮(zhèn)居民人均產(chǎn)值水平的影響,也受居民人均可支配收入占人均產(chǎn)值的比重的影響。所以,我們從這兩個方面來考察三個單位的序時變化情況。

1、城鎮(zhèn)居民人均產(chǎn)值

從表3統(tǒng)計數(shù)據(jù)可以計算出,從94年至08年,湖南增長了2.85倍,年均增長7.77%。同期全國增長了2.89倍,年均增長7.87%,廣東增長了2.90倍,年均增長7.89%?；谌珖蛷V東城鎮(zhèn)居民人均產(chǎn)值分別是湖南的1.37和1.74倍,到08年這個比例略微上升至1.39和1.76倍。由此看來,人均產(chǎn)值差距相對與絕對水平均很大,且呈擴散趨勢。而從城鎮(zhèn)居民人均可支配收入來看,基期全國和廣東城鎮(zhèn)居民人均可支配收入分別是湖南的0.93和1.68倍,到08年該比例分別上升至1.16和1.60倍,該倍數(shù)相應(yīng)要小于人均產(chǎn)值方面的倍數(shù),所以可以斷定,人均產(chǎn)值方面的差距是導致人均收入方面差距的主要原因。

2、城鎮(zhèn)居民可支配收入中初次分配部分占人均產(chǎn)值的比重

湖南與廣東的該比重指標盡管每年都不同,但是差別不大,而且湖南高于廣東的年份與廣東高于湖南的年份相當,我們可以初略認為,這個比重對湖南與廣東的差距影響不大。但是,與全國相比,湖南的比重每年都高出很多,平均每年高出9.24%。這說明該比重一定程度上彌合了湖南與全國的差距。這也可以佐證我們認為人均產(chǎn)值差異是導致收入差異的主要原因的觀點是正確的。

(二)城鎮(zhèn)居民人均產(chǎn)值差距的原因分析

導致城鎮(zhèn)居民人均產(chǎn)值差距的原因可能在總產(chǎn)值方面,也可能在城鎮(zhèn)人口增長方面。而總產(chǎn)值方面的差距可以從勞動和資本投入方面來考察。下面擬從這些角度來探討。

1、城鎮(zhèn)居民總產(chǎn)值增長速度比較

由于三個單位的城鎮(zhèn)規(guī)?；虺擎?zhèn)居民規(guī)模不具備可比性,因此,從總量上來比較城鎮(zhèn)居民產(chǎn)值規(guī)模沒有實際意義。從增長速度來看,整個考察期內(nèi),湖南增長了8.19倍,年均增長16.21%,同期全國增長了6.90倍,年均增長14.80%,廣東增長了8.59倍,年均增長16.60%。湖南的城鎮(zhèn)經(jīng)濟發(fā)展快于全國而略慢于廣東。它會直接導致湖南城鎮(zhèn)居民人均產(chǎn)值與廣東差距擴大,但和全國差距會收斂。

2、城鎮(zhèn)人口增長速度比較

考察期內(nèi),湖南城鎮(zhèn)人口由期初的1357萬增長至期末的2885萬,增幅為112.7%,同期全國增幅為77.5%,廣東為120.6%,數(shù)據(jù)說明三個單位城鎮(zhèn)人口增長速度差距懸殊,這個因素對人均產(chǎn)值水平影響很大。所以,盡管湖南城鎮(zhèn)居民總產(chǎn)值增長速度快于全國,從而有利于彌合人均產(chǎn)值上的差距,但湖南城鎮(zhèn)人口的高速增長使人均化時分母變大,又導致人均產(chǎn)值差距繼續(xù)擴大。廣東城鎮(zhèn)人口增速快于湖南,一定程度上縮小了人均產(chǎn)值上的差距。

3、城鎮(zhèn)資本與勞動投入對城鎮(zhèn)居民總產(chǎn)值的貢獻

本文擬用這些數(shù)據(jù)擬合柯布-道格拉斯(Cobb-Douglas)生產(chǎn)函數(shù),并取對數(shù)得模型:

GPUit=β0i +β1iCAPit +β2iLABit+μit,

其中:為取對數(shù)運算,GPU代表城鎮(zhèn)居民總產(chǎn)值,CAP代表資本投入,LAB代表勞動投入,下標t代表年份,i=1,2,3 分別代表湖南,全國和廣東。

在擬合的過程中,由于采用的是時間序列數(shù)據(jù),為避免謬誤回歸,我們利用協(xié)積回歸德賓-沃森(CRDW)檢驗方法予以檢驗,可以發(fā)現(xiàn),我們可以在1%的顯著性水平上拒絕d=0的虛擬假設(shè),即被解釋變量與諸解釋變量是協(xié)積的,它們之間有一種穩(wěn)定的長期關(guān)系。在回歸過程中,截距項β0i幾乎都統(tǒng)計上不顯著,我們將模型修正為過原點回歸模型,通過Eviews6.0回歸結(jié)果如表4:

回歸結(jié)果告訴我們,湖南、全國和廣東城鎮(zhèn)經(jīng)濟都處于規(guī)模報酬遞增階段。廣東產(chǎn)出的勞動彈性為負,可能是由于其產(chǎn)業(yè)的資本化程度高、技術(shù)進步快,有些年份盡管勞動投入量增幅不大甚至減少,產(chǎn)出仍然有大幅增加。與94年相比,湖南08年城鎮(zhèn)投資增加了15.08倍,廣東只增加了5.01倍。08年,湖南城鎮(zhèn)人均資本投入水平超過了廣東,湖南為16913.5元,而廣東為14287.2元。而在勞動投入方面15年來湖南增速最低,僅增長了5.88%,全國為61.96%,廣東為99.52%。當我們用城鎮(zhèn)就業(yè)人數(shù)除以城鎮(zhèn)人口數(shù)來衡量城鎮(zhèn)在職職工比重,會發(fā)現(xiàn)問題更為突出。從表5可以看出,湖南的城鎮(zhèn)在職職工比重基本上呈逐年下降趨勢,從94年的52. 78%下降到08年的26.27%,整個降幅達到一半多。而全國和廣東盡管也呈下降趨勢,但降幅小得多。全國各年的在職職工比重均高于湖南,尤其是進入21世紀以來,將近是湖南的兩倍。廣東盡管大部分年份在職職工比重較湖南低,但自05年來一直高于湖南,08年高出近10個百分點。如果08年湖南在職職工比重達到廣東水平,則城鎮(zhèn)居民總產(chǎn)值將提高26.63%,在其它因素不變的情況下,湖南城鎮(zhèn)居民人均可支配收入將增加19.68%,其絕對水平將超出全國700多元。如果08年湖南在職職工比重達到全國水平,則湖南城鎮(zhèn)居民人均可支配收入將超過全國2000余元,但與廣東仍相差2000余元。

四、發(fā)現(xiàn)與建議

通過上文的比較分析,我們可以發(fā)現(xiàn),湖南城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與全國的絕對差距及絕對差距占湖南城鎮(zhèn)居民人均可支配收入比重這一相對差距都呈擴散趨勢,與廣東的絕對差距在擴大,相對差距在縮小。導致這種差距現(xiàn)狀的主要原因有兩個:首先,湖南城鎮(zhèn)勞動投入增速太慢,在職職工比重過低,導致湖南城鎮(zhèn)居民總產(chǎn)值與城鎮(zhèn)人口增長速度不相適應(yīng),從而導致湖南城鎮(zhèn)居民人均產(chǎn)值過低。其次,相對而言,湖南城鎮(zhèn)居民人均轉(zhuǎn)移支付收入水平偏低。

國家“促進中部地區(qū)崛起規(guī)劃”政策是湖南經(jīng)濟發(fā)展的一次契機,湖南地方當局應(yīng)該藉此努力發(fā)展本省經(jīng)濟,提高本省居民生活水平,縮小湖南城鎮(zhèn)居民與全國和廣東以及其它發(fā)達省份的收入差距。首先,湖南城鎮(zhèn)經(jīng)濟發(fā)展速度應(yīng)該與城鎮(zhèn)人口的快速增長相適應(yīng)。湖南城鎮(zhèn)經(jīng)濟正處在規(guī)模報酬遞增階段,增加資本和勞動投入,將會帶來高彈性的產(chǎn)出回報。其次,針對于湖南當期的勞動投入狀況,尤其應(yīng)該努力創(chuàng)造就業(yè)機會,提高勞動就業(yè)率和勞動投入總規(guī)模,以盡快實現(xiàn)對先進地區(qū)的趕超。最后,伴隨著城鎮(zhèn)經(jīng)濟的較快發(fā)展,適度提高城鎮(zhèn)居民轉(zhuǎn)移支付收入,力求達到全國平均水平。

參考文獻:

[1] 張長生. 廣東省國民收入分配結(jié)構(gòu)研究――1979年以來廣東“兩個比重”下降的特點及優(yōu)化對策[J]. 學術(shù)研究,2008,(8)

[2] 白重恩,錢震杰. 國民收入的要素分配:統(tǒng)計數(shù)據(jù)背后的故事[J]. 經(jīng)濟研究,2009,(3)

篇4

中圖分類號：C812文獻標識碼：A文章編號：1006-5954（2009）06-058-03

四川省城鎮(zhèn)居民可支配收入的不公平，不論是在五大區(qū)域之間還是在區(qū)域內(nèi)部，都比較明顯，2007年該省五大經(jīng)濟區(qū)城鎮(zhèn)居民平均可支配收入從高到低依次是：成都經(jīng)濟區(qū)11281.4元、攀西經(jīng)濟區(qū)10913.3元、川西北經(jīng)濟區(qū)10452元、川南經(jīng)濟區(qū)10000.4元、川東北經(jīng)濟區(qū)8842元。以成都經(jīng)濟區(qū)和川東北經(jīng)濟區(qū)為例，2007年成都經(jīng)濟區(qū)城鎮(zhèn)居民平均可支配收入比川東北經(jīng)濟區(qū)高出27.6%。再看區(qū)域內(nèi)部，同屬成都經(jīng)濟區(qū)內(nèi)的成都市城鎮(zhèn)居民可支配收入比眉山高出35.5%，比德陽高17.5%。四川是我國西部開發(fā)的重要省份，對該省城鎮(zhèn)居民可支配收入狀況進行分析，可為實現(xiàn)社會公平，構(gòu)建和諧四川提供有用的信息。同時，對西部其它省份乃至全國也有一定的借鑒意義。

一、收入差異程度測量指標的選擇

適合我國收入差異分析應(yīng)滿足以下兩點：

1.該指標能精確計量。依據(jù)它所做的靜態(tài)與動態(tài)對比分析，具有穩(wěn)定性和可比性，其結(jié)果符合實際情況。

2.由于我國收入差異的區(qū)域特征較為明顯，即收入差異除表現(xiàn)在各區(qū)域內(nèi)部外，還較顯著地存在于區(qū)域之間，就是說收入總的差異不僅由各區(qū)域內(nèi)部收入差異引起，而且還由區(qū)域之間收入差異所致。從2007年相關(guān)數(shù)據(jù)可以看出，四川城鎮(zhèn)居民可支配收入在五個區(qū)域內(nèi)部和區(qū)域之間均較顯著。因此研究收入差異程度，不僅期望測量收入總的差異程度，而且期望了解各區(qū)域內(nèi)部和區(qū)域之間收入差異程度，以便進行因素對比分析，從中找出影響總收入差異的關(guān)鍵因素。這就要求收入差異程度測量指標具有可分性或可組合性，能科學地反映三種差異程度之間的數(shù)量關(guān)系。

從文獻來看，衡量收入差異的指標有很多，例如平均分享系數(shù)、舒爾茨系數(shù)、基尼系數(shù)、阿特金森尺度、塞爾指標和余期望系數(shù)等。由于篇幅原因，在此不一一介紹各個指標的概念及優(yōu)缺點。

就目前而言，反映收入差異程度最常用的指標是基尼系數(shù)。但是，該指標計算繁雜且精度不高，導致不確定性和不可比性。究其原因，除了其基礎(chǔ)數(shù)據(jù)采集常常來自抽樣調(diào)查，精度受樣本代表性影響外，還有三個不可逾越的原因：一是精確的洛倫茨曲線難以得到，即一組數(shù)據(jù)對應(yīng)的洛倫茨曲線不唯一；二是基尼系數(shù)數(shù)值等于一個由洛倫茨曲線圍成的不規(guī)則圖形的面積，因此只能采用近似的方法計算；三是基尼系數(shù)計算過程中要將各收入單位進行人為分組，所得出的基尼系數(shù)值與分組狀況直接相關(guān)。

另一方面，基尼系數(shù)不具有可分性或可組合性。若分別計算出總的收入差異基尼系數(shù)、單位之間收入差異基尼系數(shù)和單位內(nèi)部收入差異基尼系數(shù)，由于基尼系數(shù)精度不高且這三類基尼系數(shù)相互獨立而缺乏數(shù)量聯(lián)系，將它們進行對比分析，就可能由于精度誤差導致不符合實際的結(jié)論。塞爾指標具有可分性或可組合性，即總的收入差異塞爾指標可分解為單位之間收入差異與單位內(nèi)部收入差異塞爾指標兩部分，而后者又等于各個單位內(nèi)部收入差異塞爾指標的加權(quán)和。但塞爾指標與對數(shù)運算中底的取值有關(guān)，如果對數(shù)的底選取不同，不同時間空間的指標值就不能直接進行對比分析。另外，利用經(jīng)濟變量具體測算塞爾指標時，暗含了各單位規(guī)模（如行業(yè)或地域的人口規(guī)模、GDP規(guī)模等）相等這一前提 ，而實際中滿足這一前提的情況極少，從而導致塞爾指標精度受單位規(guī)模均衡程度的制約。

因此，學者尚衛(wèi)平（2004年）設(shè)計了一個反映收入差異程度的新指標，它能較好地克服基尼系數(shù)和塞爾指標的不足，同時滿足我國研究收入分配狀況的需要，即可進行收入差異的分解。該指標主要是基于期望信息量的角度來設(shè)計這個指標――余期望系數(shù)。設(shè)p是事件A發(fā)生的概率P（A）=p，因為知道越不容易發(fā)生的事，需要的信息量就越大，從而已知事件A發(fā)生所需的信息量一般假定為p的減函數(shù)log（1/p）。如有n個事件，發(fā)生的概率分p1，p2，⋯⋯pn，則相應(yīng)的期望信息量為：

概率p1，p2，⋯⋯pn，值越接近，期望信息量E就越大。如果p1=p2=⋯=pn=1/n，則E達到最大值logn。于是可定義余期望系數(shù)：

如果把pi視為第i個單位所占的收入份額即（wi為第i個單位的收入，i=1，2，⋯n），則余期望系數(shù)可以測量收入分配的差異性。該系數(shù)愈靠近0，表明單位之間收入差異愈??；愈靠近1，表明單位之間收入差異愈大。

為了較深入地分析四川省城鎮(zhèn)居民可支配收入在區(qū)域內(nèi)部和區(qū)域之間的差異程度，本文應(yīng)用余期望系數(shù)來測量收入的差異程度。與基尼系數(shù)相比，余期望系數(shù)數(shù)學含義及表達式簡單明了，不涉及不規(guī)則圖形面積的計算，也不需要在計算過程中對各收入單位進行人為的分組，因此其計算精度能得到保證，根據(jù)余期望系數(shù)做出的分析判斷應(yīng)該具有較高的可信度。與塞爾指標相比，余期望系數(shù)除了與塞爾指標一樣具有可分性或可組合性外，由于余期望系數(shù)只涉及各單位收入一個經(jīng)濟變量，因此計算不復(fù)雜，具體計算過程中不暗含任何假定前提。余期望系數(shù)盡管也涉及對數(shù)運算，但其值與對數(shù)底的選取無關(guān)，不同時間空間的系數(shù)值可以直接對比，這也是塞爾指標不能比擬的?？傊?，余期望系數(shù)能較好地克服基尼系數(shù)和塞爾指標的不足，適合研究收入分配差異狀況的需要。

二、四川省五大經(jīng)濟區(qū)城鎮(zhèn)居民可支配收入差異分析

為了獲得分析數(shù)據(jù)資料，根據(jù)四川省“十一五”規(guī)劃對經(jīng)濟區(qū)的劃分標準，這里成都經(jīng)濟區(qū)包括成都、德陽、綿陽、眉山、資陽；川南經(jīng)濟區(qū)包括內(nèi)江、瀘州、宜賓、自貢、樂山；攀西經(jīng)濟區(qū)包括攀枝花、涼山、雅安；川東北經(jīng)濟區(qū)包括南充、遂寧、達州、廣安、廣元、巴中；川西北經(jīng)濟區(qū)包括阿壩州、甘孜州。本文利用余期望系數(shù)對2003-2007年共5年四川五大經(jīng)濟區(qū)城鎮(zhèn)居民可支配收入的差異狀況進行了實證分析?？偸杖氩町愊禂?shù)為單位之間收入差異系數(shù)和單位內(nèi)部收入差異系數(shù)之和，而單位內(nèi)部收入差異等于各個單位內(nèi)部收入差異的加權(quán)和， 以區(qū)域內(nèi)各城市居民人口所占份額為權(quán)數(shù)，即：

（見表1）。

由于統(tǒng)計口徑的不一致及資料的不完整，本文主要是對除川西北以外的其它四個經(jīng)濟區(qū)進行計算與分析。在表1中，計算的2007年川西北內(nèi)部差異程度僅為0.05，說明了川西北的兩個州城鎮(zhèn)居民可支配收入是公平的。從絕對量來看，2007年阿壩州、甘孜州的城鎮(zhèn)居民可支配收入分別是10726、10178元，這也反映了兩州地區(qū)的可支配收入差異較小。

再從表1來看，成都、川南、攀西、川東北四個區(qū)域內(nèi)部城市居民可支配收入差異呈現(xiàn)如下兩個特點：

1.成都、川南、攀西、川東北內(nèi)部收入差異隨時間有縮小的趨勢，川南從2003年到2007年一直都呈遞減的趨勢，四個經(jīng)濟區(qū)內(nèi)部收入差異在2007年都急速縮小，2004年成都經(jīng)濟區(qū)、2005年攀西和川東北經(jīng)濟區(qū)都有所反彈。

2.四個區(qū)域內(nèi)部相比較而言，城鎮(zhèn)居民可支配收入差異成都經(jīng)濟區(qū)明顯大于其它三個經(jīng)濟區(qū)，攀西經(jīng)濟區(qū)的差異程度是最小的。

為了構(gòu)建和諧四川，全省大力倡導關(guān)注民生。各地的城鎮(zhèn)困難戶、低收入戶在生活上普遍得到當?shù)卣母嚓P(guān)心和物質(zhì)幫助，四川構(gòu)建和諧社會初顯成效。黨的政策、政府的關(guān)心是四川省城鎮(zhèn)居民可支配收入差異呈縮小趨勢的堅強后盾和有力保障。成都經(jīng)濟區(qū)的差異程度顯著大于其它三個經(jīng)濟區(qū)，這主要是由于成都經(jīng)濟區(qū)的內(nèi)部結(jié)構(gòu)決定的。在成都經(jīng)濟區(qū)內(nèi)部，成都是一個較發(fā)達的城市（居民收入較高），而其它城市相對來說屬于欠發(fā)達城市（居民收入較低）。在此，以2007年相關(guān)數(shù)據(jù)，來說明成都經(jīng)濟區(qū)內(nèi)部結(jié)構(gòu)對其收入差異的影響（見表2）。

從表2可以看出，成都經(jīng)濟區(qū)內(nèi)部成都市人均GDP遠大于其它地區(qū)，與人均GDP排名第二名的德陽相比，成都人均GDP是德陽的1.5倍，與最小人均GDP的資陽相比，成都是資陽的3倍。從城鎮(zhèn)年平均工資來看，成都是眉山的1.55倍，差異也較大。而一個地區(qū)的GDP和城鎮(zhèn)居民工資水平，在很大程度上反映了城鎮(zhèn)居民的可支配收入。由統(tǒng)計學相關(guān)知識可知，在一個組內(nèi)，若存在一個極端值，則這個組的平均水平就不能得到很好的解釋，亦即該組離散程度較大。因此，在成都經(jīng)濟區(qū)內(nèi)存在一個經(jīng)濟總量幾倍于其它城市的成都市，城鎮(zhèn)居民可支配收入差異比其它經(jīng)濟區(qū)大是理所當然的。另外，由于攀西經(jīng)濟區(qū)城市較少，各城市經(jīng)濟水平差距相對較小，因此，攀西經(jīng)濟區(qū)得到的余期望系數(shù)偏小。

下面考察四個經(jīng)濟區(qū)城鎮(zhèn)居民可支配收入差異總的余期望系數(shù)、四個經(jīng)濟區(qū)之間余期望系數(shù)和四個經(jīng)濟區(qū)內(nèi)部余期望系數(shù)的關(guān)系。表1顯示，三者幾乎呈同步縮小態(tài)勢，某些年份有所反彈?，F(xiàn)利用公式:/+ /+/=1，分離出四個區(qū)域之間和四個區(qū)

域內(nèi)部城鎮(zhèn)居民可支配收入差異對城鎮(zhèn)居民可支配收入總差異的貢獻率， 及成都經(jīng)濟區(qū)、川南經(jīng)濟區(qū)、攀西經(jīng)濟區(qū)、川東北經(jīng)濟區(qū)內(nèi)部城鎮(zhèn)居民可支配收入差異對城鎮(zhèn)居民可支配收入總差異的貢獻率， ，，

（見表3）。

表3數(shù)據(jù)顯示：

1.四個經(jīng)濟區(qū)之間城鎮(zhèn)居民可支配收入差異貢獻率有擴大趨勢，從2003年的76.38%擴大到2007年的85.10%，而四個經(jīng)濟區(qū)內(nèi)部城鎮(zhèn)居民可支配收入差異貢獻率呈下降趨勢，且四個經(jīng)濟區(qū)域之間城鎮(zhèn)居民可支配收入差異一直是可支配收入總差異的主要貢獻因素，歷年貢獻率都在75%以上。這正好說明，以控制經(jīng)濟區(qū)之間城鎮(zhèn)居民可支配收入差異來縮小四川省城鎮(zhèn)居民可支配收入總差異的方法顯得越來越重要。

2.川南經(jīng)濟區(qū)內(nèi)部城鎮(zhèn)居民可支配收入差異對城鎮(zhèn)居民可支配收入總差異的貢獻率呈逐年遞減趨勢，反映了川南地區(qū)在控制居民可支配收入差距，實現(xiàn)社會公平方面取得了一定的成效。另外，成都經(jīng)濟區(qū)內(nèi)部城鎮(zhèn)居民可支配收入差異對城鎮(zhèn)居民可支配收入總差異的貢獻率相對于其它三個經(jīng)濟區(qū)占有絕對的優(yōu)勢。以2007年為例，成都經(jīng)濟區(qū)內(nèi)部城鎮(zhèn)居民可支配收入差異對城鎮(zhèn)居民可支配收入總差異的貢獻率為10.62%，遠大于其它三個經(jīng)濟區(qū)對城鎮(zhèn)居民可支配收入總差異的貢獻。

三、對策和建議

從上面的分析不難看出，遏制四川五個經(jīng)濟區(qū)城鎮(zhèn)居民可支配收入差異擴大，其關(guān)鍵是：

1.協(xié)調(diào)好四川五個經(jīng)濟區(qū)的發(fā)展，使經(jīng)濟區(qū)之間的城鎮(zhèn)居民可支配收入差異控制在合理限度內(nèi)。從本文相關(guān)數(shù)據(jù)來看，2003-2007年成都經(jīng)濟區(qū)城鎮(zhèn)居民平均可支配收入都高于其它經(jīng)濟區(qū)，因此要注重大力發(fā)展其它經(jīng)濟區(qū)，提高其可支配收入?！笆晃濉逼陂g，四川將努力打造特色突出、優(yōu)勢互補的成都、川南、攀西、川東北、川西北生態(tài)5大經(jīng)濟區(qū)。要正視差異的存在，努力發(fā)展各自經(jīng)濟區(qū)的特色優(yōu)勢，使收入差異控制在一個適度的區(qū)間內(nèi)。適度的差異會產(chǎn)生勢能，加速要素在不同經(jīng)濟區(qū)間流動的速度，以實現(xiàn)最優(yōu)的配置。

2.努力控制成都經(jīng)濟區(qū)城鎮(zhèn)居民可支配收入差異，主要是控制成都市和成都經(jīng)濟區(qū)其它城市城鎮(zhèn)居民可支配收入差異。隨著市場經(jīng)濟體制的不斷完善，成都經(jīng)濟取得了前所未有的發(fā)展，但是，要取得更大的成績，成都還必須帶動該經(jīng)濟區(qū)內(nèi)其它城市的發(fā)展。努力縮小成都經(jīng)濟區(qū)的收入差異，對該區(qū)域?qū)淼陌l(fā)展意義深遠。

3.繼續(xù)加大財政轉(zhuǎn)移支付和扶貧解困的力度。最近幾年，為緩解經(jīng)濟區(qū)之間發(fā)展不平衡的矛盾，四川省在支持重點地區(qū)和中心城市加快發(fā)展的同時，根據(jù)廣大市區(qū)、少數(shù)民族地區(qū)發(fā)展滯后的現(xiàn)實，通過財政轉(zhuǎn)移支付、扶貧解困等措施，促進了落后地區(qū)的發(fā)展，收入差距趨勢有所緩和。尤其在財政轉(zhuǎn)移支付方面，四川省走出了“理順財政體制”、“完善轉(zhuǎn)移支付制度”、“構(gòu)建激勵約束機制”和“強化目標管理”四步棋，并在轉(zhuǎn)移支付分配上重點向丘陵大縣、農(nóng)業(yè)大縣、民族地區(qū)和革命老區(qū)傾斜。從2007年計算的余期望系數(shù)看出，通過省委、省政府的共同努力，控制四川省城鎮(zhèn)居民可支配收入差異效果明顯，構(gòu)建和諧四川成績突出。

4.繼續(xù)加大對偏遠山區(qū)職工工資補貼的力度，同時還要對收入較低的區(qū)域和城市職工工資進行補貼。城鎮(zhèn)居民收入主要來自工資性收入，對貧困地區(qū)或區(qū)域?qū)嵭泄べY補貼，可以有效遏制地區(qū)或區(qū)域收入差異的擴大。據(jù)統(tǒng)計，2007年四川省職工平均工資為21312元，成都經(jīng)濟區(qū)職工平均工資為21419.4元，川南經(jīng)濟區(qū)為17913.4元，攀西經(jīng)濟區(qū)為22173.33元，川東北經(jīng)濟區(qū)為16495.17元，川西北經(jīng)濟區(qū)為24643.5元。以上數(shù)據(jù)表明：川南經(jīng)濟區(qū)、川東北經(jīng)濟區(qū)職工平均工資低于全省平均水平，而經(jīng)濟發(fā)展水平落后的川西北經(jīng)濟區(qū)職工工資平均水平位居五大經(jīng)濟區(qū)第一。這主要是因為：對于在偏遠山區(qū)上班的職工，國家都進行了一定的工資補貼。因此，加大對川南、川東北經(jīng)濟區(qū)職工工資的補貼力度，可以有效縮小五大經(jīng)濟區(qū)的收入差異。同時，在區(qū)域內(nèi)部城鎮(zhèn)職工平均工資差異也較大，2007年成都市職工平均工資為26231元，同屬一個區(qū)域的眉山，為16870元，絕對差額達到9361元。在全省21個市州，職工平均工資最低的是巴中，為14651元。因此，要繼續(xù)加大對偏遠山區(qū)和收入較低的區(qū)域和城市職工工資進行補貼，以縮小收入分配的差距。

■ 參考文獻

1.高鴻楨：論收入不平等性指標[J]。《廈門大學學報》（哲社版），1993年4期。

2.尚衛(wèi)平：一種反映收入差異程度的新指標――余期望系數(shù)[J]?！督y(tǒng)計研究》， 2004年1期。

3.劉洋：四川省區(qū)域經(jīng)濟差異的定量化研究[J]。《財經(jīng)科學》，2006年12期。

篇5

(省城調(diào)隊住戶處　吳　磊)

家用汽車快速進入我省城鎮(zhèn)居民家庭

隨著我省城鎮(zhèn)居民收入的持續(xù)增長和汽車消費環(huán)境的改善，家用汽車消費急劇升溫，成為近幾年來我省城鎮(zhèn)居民消費的一大熱點。據(jù)對全省4150戶城鎮(zhèn)居民家庭抽樣調(diào)查，2005年我省城鎮(zhèn)居民人均交通支出1299元，同比增長63．6％，大大高于同期消費支出15．2％的增長速度，增幅居各大類消費之首。其中交通支出的迅猛增長主要是購買汽車所致，我省城鎮(zhèn)居民家庭購買汽車由2002年的每千戶2．4輛上升到2004年的8．4輛進而拉升到2005年19．2輛，年均遞增1倍。2005年按我省城鎮(zhèn)居民家庭戶均購車支出達2153元，同比增長1．2倍，2002年至2005年年均增長1．1倍。到2005年底，每百戶城市居民家庭擁有汽車8．7輛，比上年同期增長1．5倍。無論是購買量、支出額，還是擁有量，汽車消費增幅均居主要耐用品之首，成為近年擴大居民消費、促進經(jīng)濟增長一大亮點。由于家庭購車增多，帶動與汽車相關(guān)支出的迅速增長，如按家庭人口平均的車輛用燃料及零配件支出達126元，同比增長75．2％；車輛使用稅費、維修費等服務(wù)支出為124元，同比增長80．3％。

(省城調(diào)隊住戶處張愛光)

2005年底全省常住人11為4898萬人

根據(jù)國務(wù)院的決定，我國于2005年11月1日(以2005年11月1日O時為標準時間)進行了全國1％人口抽樣調(diào)查工作。浙江省的常住人口為4894萬人，與2000年11月1日零時第五次全國人口普查的常住人口4676．98萬人相比，增加了217．02萬人，增長4．64％；年平均增加43．40萬人，年平均增長0．91％。2005年底全省常住人口為4898萬人。

全省人口中，居住在城鎮(zhèn)的人口2742萬人，占總?cè)丝诘?6．02％；居住在鄉(xiāng)村的人口2152萬人，占總?cè)丝诘?3．98％。與第五次全國人口普查相比，城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎厣仙?．35個百分點。

全省人口中，男性為2483萬人，占總?cè)丝诘?0．73％；女性為2411萬人，占總?cè)丝诘?9．27％。性別比(以女性為100，男性對女性的比例)為102．99。

全省人口中，0至14歲的人口為774萬人，占總?cè)丝诘?5．81％；15至64歲的人口為3603萬人，占總?cè)丝诘?3．63％；65歲及以上的人口為517萬人，占總?cè)丝诘?0．56％。與第五次全國人口普查相比，0至14歲人口的比重下降了2．26個百分點，65歲及以上人口的比重上升了1．72個百分點。

全省人口中，漢族人口為4842萬人，占總?cè)丝诘?8．93％；各少數(shù)民族人口為52萬人，占總?cè)丝诘?．07％。與第五次全國人口普查相比，漢族人口增加了204．99萬人，增長了4．42％；各少數(shù)民族人口增加了12．03萬人，增長了30．10％。

篇6

一、引言

2010年四川省人均可支配收15461元，同比增長11.7%，人均消費支出12105元，增長11.5%，城鎮(zhèn)居民消費繼續(xù)保持了較快增長。其中，以休閑著稱的成都市在2010年的人均可支配收入和人均消費支出的水平排位中，均是第一位，其數(shù)值分別是20835元和15511元，全市實現(xiàn)社會消費品零售總額2417.6億元，比上年增長18.8%，扣除物價因素影響實際增長15.8%。四川省并不是經(jīng)濟大省，但卻可以算是消費大省，因此研究四川省居民的消費狀況，對于正確合理的發(fā)展四川省的經(jīng)濟尤為重要。

二、實證分析

本文利用2009年四川省各地區(qū)的城鎮(zhèn)居民鎮(zhèn)居民人均消費支出和人均可支配收入的界面數(shù)據(jù)，建立線性回歸模型，對四川省城鎮(zhèn)居民的收入消費情況進行分析。模型選取的變量是：城鎮(zhèn)居民人均消費支出（YC），城鎮(zhèn)居民人均可支配收入（XC）；具體數(shù)據(jù)來源于《2010年四川省統(tǒng)計年鑒》。

運用統(tǒng)計軟件 EViews5.0 對表1的數(shù)作簡單線性回歸分析，用OLS法估計其參數(shù)得到模型及參數(shù)估計的結(jié)果。

1.城鎮(zhèn)居民收入消費的OLS估計結(jié)果為：

通過上述結(jié)果可知城鎮(zhèn)居民收入消費的模型為：

YC = 989.89 + 0.67XC

2.用White檢驗（該檢驗通常適用于截面數(shù)據(jù)的情形）該模型的異方差性

輔助函數(shù)為： σt2 =α0 + α1Xt + α2Xt2 +νt （檢驗結(jié)果見表二）

3.計量結(jié)果分析：

（1）異方差檢驗，由表三可知：nR2 = 0.781769，由White檢驗知，在α=0.05的顯著水平下，查χ2分布表，得臨

（2）自相關(guān)性檢驗，由表二可知：DW統(tǒng)計量為DW = 2.379971，在α=0.05的顯著水平下，查德賓-沃森d統(tǒng)計表得：dL = 1.221，dU = 1.420，因為dU = 1.420< DW = 2.379971 < （4 - dU ）= 2.580，表明模型中無自相關(guān)。

（3）回歸系數(shù)顯著性檢驗，由表二知：t（β1）= 0.901752，t（β2）= 8.072968，在α=0.05的顯著水平下，t0.025（19）= 2.093，比較計算的t統(tǒng)計量值與臨界值，因為t（β1）= 0.901752 < t0.025（19）= 2.093，t（β2）= 8.072968 > t0.025（19）= 2.093，所以，應(yīng)該接受原假設(shè) H0：β1 = 0；應(yīng)該拒絕原假設(shè)H0：β2 = 0 。表明常數(shù)項不顯著，但是城鎮(zhèn)居民人均可支配收入（XC）對城鎮(zhèn)居民人均消費支出（YC）有顯著影響。

通過上述實證分析，可知YC = 989.89 + 0.67XC，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入對城鎮(zhèn)居民人均消費支出具有顯著影響，即城鎮(zhèn)居民人均可支配收入沒增加一元，城鎮(zhèn)居民人均消費支出將增加0.67元?？山^系數(shù)R2 = 0.774274，修正的可絕系數(shù)為 = 0.762394，說明所建模型整體上對樣本數(shù)據(jù)擬合較好，即解釋變量城鎮(zhèn)居民人均可支配收入對被解釋變量城鎮(zhèn)居民人均消費支出的絕大部分差異做出了解釋。通過對2009年四川省各地區(qū)的城鎮(zhèn)居民鎮(zhèn)居民人均消費支出和人均可支配收入的實證分析，要提高居民的消費水平，關(guān)鍵是提高居民的可支配收入水平。（作者單位：西南財經(jīng)大學會計學院，成都，611130）

參考文獻：

[1]張衛(wèi)東.中級計量經(jīng)濟學[M].西南財經(jīng)大學出版社，2010.

篇7

一、影響城鎮(zhèn)居民保險需求的相關(guān)因素假設(shè)

（一）城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入

我國保險購買者以城鎮(zhèn)居民為主，而城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入是影響保險需求的重要因素。城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入的絕對量，從1982年的535.3元增加到2009年的18858.09元。

經(jīng)濟理論和保險業(yè)實踐已達成共識：個人收入與保險需求呈正相關(guān)關(guān)系，人均可支配收入越高，保險需求也就越高。當人均可支配收入較高時，居民在滿足日常基本消費開支后還有結(jié)余，保險產(chǎn)品就成為較高收入人群的消費選擇。

（二）人口總撫養(yǎng)比

人口總撫養(yǎng)比是指總體人口中非勞動年齡人口數(shù)與勞動年齡人口數(shù)之比，即0~14歲和65歲及以上人口占15~65歲人口的比重。通常用百分比表示，即每100名勞動年齡人口大致要負擔多少名非勞動年齡人口。

據(jù)經(jīng)驗表明：人口總撫養(yǎng)比與居民對保險的需求呈負相關(guān)關(guān)系。人口總撫養(yǎng)比越高，表明勞動年齡人口需要負擔越多的非勞動年齡人口，勞動者的負擔越重，用于消費保險產(chǎn)品的支出越少。

二、城鎮(zhèn)居民保險需求計量模型的構(gòu)建

（一）數(shù)據(jù)的收集

本文收集了從1982~2009年間的年度經(jīng)濟數(shù)據(jù)作為研究數(shù)據(jù)。保費收入、城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入、人口總撫養(yǎng)比等數(shù)據(jù)均來自中經(jīng)專網(wǎng)和《中國統(tǒng)計年鑒2009》。

（二）時間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗

時間序列數(shù)據(jù)的分析和回歸檢驗是建立在序列的平穩(wěn)性、正態(tài)性等假定前提下的。本文研究選取的是1982~2009年的時間序列數(shù)據(jù)，所以應(yīng)當首先對選取的數(shù)據(jù)作單位根檢驗以及協(xié)整檢驗，以免出現(xiàn)偽回歸問題。

1.單位根檢驗

使用ADF檢驗分別對各個變量進行單位根檢驗。判斷原理是：若t統(tǒng)計量值小于ADF檢驗臨界值，則拒絕原假設(shè)，說明序列不存在單位根，是平穩(wěn)序列；若t統(tǒng)計量值大于或等于ADF檢驗臨界值，則接受原假設(shè)，說明是非平穩(wěn)序列。使用OLS估計得出結(jié)果如下：

（1）被解釋變量y（保費收入）序列是三階單整的，y~I(3)。

（2）解釋變量x1（城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入）序列是三階單整的，x1~I(3)。

（3）對解釋變量x2（人口總撫養(yǎng)比）序列是三階單整的，x2~I(3)。

2.協(xié)整檢驗

本文采用EG兩步法檢驗保費收入與城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入、人口總撫養(yǎng)比的協(xié)整關(guān)系。判斷原理是：首先對原模型做OLS回歸，然后檢驗回歸殘差的平穩(wěn)性，平穩(wěn)則存在協(xié)整關(guān)系，不平穩(wěn)則沒有協(xié)整關(guān)系。從檢驗結(jié)果看，保費收入與城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入、人口總撫養(yǎng)比之間存在協(xié)整關(guān)系和長期均衡關(guān)系，可以設(shè)定合理的模型進行檢驗。

（三）模型的建立

本文運用多元線性回歸方法建立模型，樣本區(qū)間為1982~2009年，被解釋變量為保險需求，用保費收入y代表。城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入x1、人口總撫養(yǎng)比x2。作OLS估計結(jié)果所示：

Y=-3402.924+0.370772x1+68.24330x2t=-1.8602303.051844 2.152668

R^2=0.983881 DW=0.976616 F=268.5654

（四）模型的相關(guān)檢驗

通過對模型的t值、F值及擬合優(yōu)度檢驗、多重共線性檢驗、異方差的檢驗、序列相關(guān)性檢驗。對模型進行還原，本文模型估計的最終結(jié)果為：

LNY=―4.0554701+6.4815531LNX1―1.4796646LNX2

三、基于模型的結(jié)論分析

（一）城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入

當城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入每增加1元，總的保險保費收入平均增加6.48155%億元。模型回歸估計的結(jié)果與實際經(jīng)濟意義相吻合，城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入與保險需求呈正相關(guān)關(guān)系。

這是由于城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入的增長，不僅提高了城鎮(zhèn)居民的購買能力，而且促進了人們消費觀念和消費結(jié)構(gòu)的變化，增強了人們的風險意識。當購買能力和購買欲望二者均具備時，自然而然提高了保險需求，保費收入增加。

（二）人口總撫養(yǎng)比

當人口總撫養(yǎng)比每增加1%時，總的保險保費收入平均減少1.4796646%億元。模型回歸估計的結(jié)果與實際經(jīng)濟意義相吻合，人口總撫養(yǎng)比與保險需求呈負相關(guān)關(guān)系。

這是由于人口總撫養(yǎng)比的增加，表明每100名勞動年齡人口要負擔的非勞動年齡人口的數(shù)量增加，勞動者的負擔加重，用于消費保險產(chǎn)品的支出減少，保險需求降低，保險保費收入減少。

篇8

中圖分類號：F014.4 文獻標志碼：A文章編號：1673-291X（2011）18-0001-03

引言

2008年，由美國次貸危機引起的世界性經(jīng)濟金融危機，已經(jīng)對中國各方面產(chǎn)生了顯著的消極影響，如企就業(yè)形勢嚴峻，失業(yè)率上升，居民收入下降等?？梢哉f，金融危機對社會各階層收入與財富的積累產(chǎn)生了極大的負面效果（朱玲、金成武，2009）[1]。為了防止這種環(huán)境對中國經(jīng)濟產(chǎn)生的消極影響，政府采取的是由前期穩(wěn)健的財政政策轉(zhuǎn)變?yōu)榉e極的財政政策。通過各種的措施來提高居民的收入和消費能力，擴大內(nèi)需。政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出是政府投資性支出的一個組成部分，它一直被各國政府視為實現(xiàn)社會公平、彌合城鄉(xiāng)居民收入差距，促進社會和諧的重要手段之一。所以，金融危機時中國出臺了十項措施，到2010年底將陸續(xù)增加4萬億的財政支出，大部分用于基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)。巨額的資金投入，目的之一就是改善人民群眾的生活條件、擴大就業(yè)、增加居民收入。由于政府的財政支出的結(jié)構(gòu)、范圍和受益對象不同，對社會公平、社會福利狀況和收入分配的作用也不同（Ravallion，2009）[2]。于是，認清政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出與居民收入關(guān)系的研究才顯得具有重要的現(xiàn)實意義。

目前學術(shù)界通過實證比較財政支出和居民收入關(guān)系的研究相對較少，而更多關(guān)注的是城鄉(xiāng)收入差距與財政支出結(jié)構(gòu)的相關(guān)研究以及積極的財政政策對社會產(chǎn)生的影響。Aaron 和 McGuire（1970）[3]基于個人效用函數(shù)的方法分析了美國20世紀60年代初期財政支出和收入關(guān)系的研究。他們得出本時期財政支出的分配是不合理的，因為經(jīng)過研究，再分配政策把中等收入家庭的收入轉(zhuǎn)移到了富裕家庭和窮人手中。朱柏銘和車琰（2010）[4]利用中國1978―2006年的數(shù)據(jù)研究居民收入對財政支出的影響。實證結(jié)果表明：長期內(nèi)，基礎(chǔ)設(shè)施需求和國防安全需求隨著居民收入增長趨于穩(wěn)定；短期內(nèi)，文化教育支出需求隨著居民收入的增長而增加。而本文將采用1980―2009年相關(guān)的時間序列數(shù)據(jù)進行實證研究，通過協(xié)整檢驗、Granger因果檢驗和誤差修正模型的建立來分析政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出與城鎮(zhèn)居民收入的關(guān)系，為政府政策制定者提供合理、有效的建議。

一、變量選取、模型設(shè)定和數(shù)據(jù)來源

本文在變量的數(shù)據(jù)選取上，用城鎮(zhèn)居民人均可支配收入代表城鎮(zhèn)居民收入，用變量Y表示；政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出用每年的支出總額來代表，并用變量X 表示。具體變量的含義范圍如下：城鎮(zhèn)居民人均可支配收入主要是城鎮(zhèn)居民能夠自由支配的收入，就是從居民總收入中扣除了繳納給國家的各項稅費和各項社會保險后余下的收入；政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出主要指用于保障性住房、社會事業(yè)建設(shè)、災(zāi)后恢復(fù)重建和鐵路、公路、機場和港口等設(shè)施方面的投資支出。

為了考察政府城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出的關(guān)系，我們選取X為解釋變量，Y作為被解釋變量。同時，為了消除時間序列數(shù)據(jù)的自相關(guān)性和數(shù)據(jù)的大幅度波動，模型設(shè)定過程中我們將采用對數(shù)的形式，這樣也不影響原數(shù)據(jù)變量之間的協(xié)整關(guān)系。另外，在van de Walle（2004）[5]對越南公共安全網(wǎng)的實證研究所建立的復(fù)合函數(shù)基礎(chǔ)上，我們提取了公共轉(zhuǎn)移和消費兩個變量，而收入的多少又決定著消費需求的大小。所以基于上述分析，我們建立的雙對數(shù)模型如式（1）：

lnY = α+ βlnX + ε（1）

其中，α為常數(shù)項，β為lnХ的系數(shù)，ε為隨機誤差項。

本文中用于研究的1980―1989年的數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒（1990）》，1990―2008年的數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒（2009）》，2009年的數(shù)據(jù)來自2010年3月《政府工作報告》中公布的數(shù)據(jù)。

二、實證分析

（一）單位根檢驗

在進行協(xié)整檢驗之前，由于時間序列數(shù)據(jù)大都具有非平穩(wěn)性，容易產(chǎn)生“偽回歸”現(xiàn)象，所以要先進行單位根檢驗，也就是數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗。本文采用最常用的ADF（Augmented Dickey-Fuller）檢驗方法，通過Eviews3.1軟件分析得出的結(jié)果（如表1所示）。

表1變量數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗

注：（1）D表示一階差分，（2）** 表示顯著水平為10%，* 表示顯著水平為5%。

由變量數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗可知，lnY和lnX都是不平穩(wěn)的，但兩個序列的一階差分數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的，所以它們是一階單整序列，可能存在一定的協(xié)整關(guān)系，可以繼續(xù)分析。

（二）協(xié)整關(guān)系檢驗

通過單位根檢驗的分析，兩變量之間可能存在長期的協(xié)整關(guān)系，于是接下來對它們進行協(xié)整（Cointegration）檢驗。對協(xié)整關(guān)系的檢驗與估計，本文采用Engle和 Grangle（1987）提出的EG兩步法[6]，即第一步建立變量間長期均衡的回歸方程，第二步對方程模型中的殘差序列做單位根檢驗。具體操作步驟如下：

首先，采用OLS（Ordinary Least Square）回歸分析法對兩變量進行回歸，結(jié)果得到的協(xié)整方程如式（2）:

lnY=0.5118+1.0662lnX （2）

（0.9945）（14.6628）

R2=0.8848 DW=0.7672

括號里的數(shù)字代表的是對應(yīng)系數(shù)的t統(tǒng)計值。

其次，對協(xié)整方程中的殘差序列進行平穩(wěn)性檢驗。結(jié)果（如表2所示）。

表2 殘差序列的平穩(wěn)性檢驗

注：Et表示殘差序列，* 表示顯著水平為5%。

可以看到，在顯著水平為5%時，Et序列是平穩(wěn)的。這表明方程式（2）不是偽回歸，lnY與lnX之間存在協(xié)整關(guān)系，也就是說政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出的不斷增加和城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的不斷增長，兩者具有長期穩(wěn)定的平衡關(guān)系。

（三）Granger因果關(guān)系檢驗

通過協(xié)整關(guān)系分析，我們知道政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出和城鎮(zhèn)居民人均可支配收入具有長期的平衡關(guān)系，但是這種關(guān)系是否具有另外一種關(guān)系――因果關(guān)系，也就是說是政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出的增加促進了城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的增加，還是城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的增加促進了政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出的增加，這時候就要通過因果關(guān)系檢驗來證明。本文選用Granger在1969年提出的通過時間序列具有的可觀測性來分析的一種方法[7]，即若A變化能引起B(yǎng)變化，則A變化是發(fā)生在B變化之前的。所以此檢驗的關(guān)鍵在于滯后期的選擇，因為滯后期不同得出的結(jié)論也會有所不同。根據(jù)赤池信息準則（AIC）最小化準則，我們選取的滯后期為6、7、8、9階，結(jié)果（見表3）。

從表中分析得出，當我們選擇的滯后期為8階時，拒絕LNX does not Granger Cause LNY 的虛無假設(shè)，P值的大小通過了顯著性水平為5%時的檢驗，此時說明政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出變動是城鎮(zhèn)居民人均可支配收入變動的Granger原因，即政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出的增加會引起城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的增加。另外，當滯后期為6、7、8、9階時，都接受LNY does not Granger Cause LNX的虛無假設(shè)，說明城鎮(zhèn)居民人均可支配收入不是政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出的Granger原因。

（四）建立誤差修正模型

由于通過協(xié)整檢驗簡單差分不一定能解決非平穩(wěn)時間序列所遇到的全部問題，所以要進行誤差修正。誤差修正模型就是將誤差修正項看做一個解釋變量，連同其他反映短期波動的解釋變量一起，建立短期模型（李子奈，2000）[8]。本文將殘差序列Et作為誤差修正項，與政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出和城鎮(zhèn)居民人均可支配收入兩個變量的差分有機的結(jié)合在一起，建立誤差修正模型，用于說明變量差分項表現(xiàn)出的短期波動。根據(jù)分析結(jié)果，可建立的修正模型如式（3）：

lnYt=0.0656lnXt + 0.9185lnYt-1 - 0.0365Et-1 （3）

（0.9800） （11.2459）（-1.4727）

Likelihood=46.5370 AIC=-3.1098 SC=-2.9670

括號里的數(shù)字代表的是對應(yīng)系數(shù)的t統(tǒng)計值。可見，AIC、SC的值都比較小，變量的整體擬合優(yōu)度也比較好。從模型中分析得知，lnXt的系數(shù)是0.0656。說明短期內(nèi)政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出每變化1%，本期內(nèi)城鎮(zhèn)居民人均可支配收入就會同方向變化0.0656%，也說明在短期內(nèi)，支出的增加對收入增長的促進作用不是很明顯。同理，在本期政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出不變的情況下，上期城鎮(zhèn)居民人均可支配收入變化1%，本期城鎮(zhèn)居民人均可支配收入就會同方向變化0.9185%，也說明了收入在一定時期內(nèi)是具有剛性的。另外，誤差修正項系數(shù)為負數(shù)，符合反向修正機制，說明長期均衡關(guān)系對城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的變化具有修正作用，由于系數(shù)是0.0365，也說明修正作用并不是十分顯著。

結(jié)論分析及政策建議

本文從政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出和城鎮(zhèn)居民人均可支配收入兩個變量進行討論，采用了1980―2009年政府相關(guān)時間序列數(shù)據(jù)，利用協(xié)整檢驗和Granger因果檢驗以及誤差修正模型的方法進行實證研究，得出的結(jié)論及建議如下：（1）從協(xié)整檢驗?zāi)Ｐ徒Y(jié)果分析表明，所選時間序列數(shù)據(jù)的一階差分是平穩(wěn)的，且政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出每增加1%，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入就會同方向增加1.0662%，說明兩者存在長期均衡關(guān)系的同時，政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出的增加會對城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的增加起到顯著的促進作用。從Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果中分析，當我們選擇滯后期為8階時，得出政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出是城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的Granger原因（反向關(guān)系不成立），于是印證了基礎(chǔ)設(shè)施支出對收入的顯著促進作用。所以，政府應(yīng)連續(xù)逐年增加政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出數(shù)額，保證城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的可持續(xù)增長。但并不是說一年內(nèi)增加的政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入就能在一年內(nèi)立即增長，它是在相當長的時期內(nèi)實現(xiàn)與政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出均衡的狀態(tài)。另外還要求政府優(yōu)化政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出結(jié)構(gòu)，使其支出更多的轉(zhuǎn)移到城鎮(zhèn)居民生活水平上，變相提高其收入。（2）從誤差修正模型的結(jié)果來看，短期內(nèi)，本期的人均收入水平在本期的政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出和上期的收入水平之間相比，更多的依賴于上期的收入水平（0.9185＞0.0656）。因此，短期內(nèi)政府不可過多的增加政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出，盡管長期均衡關(guān)系對城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的變化具有修正作用，但作用并不是十分顯著，若實際城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的增長幅度小于通貨膨脹的增長幅度，這時候短期政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出的劇增很可能會引發(fā)通貨膨脹。

參考文獻：

[1]朱玲，金成武.中國居民收入分配格局與金融危機應(yīng)對[J].管理世界，2009，(3):63-71.

[2]Ravallion，M. Are There Lessons for Africa from China’s Success Against Poverty[J].World Development，2009，(37):303-313.

[3]Aaron，A.and McGuire，M.C.Benefits and burdens of government expenditure[J].Econometrica，1970，(6):919.

[4]朱柏銘，車琰.居民收入增長對公共支出的需求變動分析――基于中國1978―2006年數(shù)據(jù)的實證研究[J].技術(shù)經(jīng)濟與管理研究，

2010，(4):28-32.

[5]Vn de Walle.Testing Vietnam’s public safety net[J]. Journal of Public Economics，2004，(32).

[6]Engle，R.F.and Granger，C.W.J.Cointegration and Error Correction:Representation，Estimation and Tesring[J].Econometrica，1987，(55).

[7]Granger C W J.Investigating causal relations by econometric models and cross-spectral methods[J].The Econometric Society，1969，(37).

[8]李子奈.計量經(jīng)濟學[M].北京:高等教育出版社，2000:7.

An Empirical Study of Governmental Investments in Infrastructure and Resident’s Incomes

WANG Zhi-tao，WANG Yan-jie

（Henan University of Technology Management College，Zhengzhou 450001，China）

篇9

引言

2008年，由美國次貸危機引起的世界性經(jīng)濟金融危機，已經(jīng)對中國各方面產(chǎn)生了顯著的消極影響，如企就業(yè)形勢嚴峻，失業(yè)率上升，居民收入下降等?？梢哉f，金融危機對社會各階層收入與財富的積累產(chǎn)生了極大的負面效果（朱玲、金成武，2009）[1]。為了防止這種環(huán)境對中國經(jīng)濟產(chǎn)生的消極影響，政府采取的是由前期穩(wěn)健的財政政策轉(zhuǎn)變?yōu)榉e極的財政政策。通過各種的措施來提高居民的收入和消費能力，擴大內(nèi)需。政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出是政府投資性支出的一個組成部分，它一直被各國政府視為實現(xiàn)社會公平、彌合城鄉(xiāng)居民收入差距，促進社會和諧的重要手段之一。所以，金融危機時中國出臺了十項措施，到2010年底將陸續(xù)增加4萬億的財政支出，大部分用于基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)。巨額的資金投入，目的之一就是改善人民群眾的生活條件、擴大就業(yè)、增加居民收入。由于政府的財政支出的結(jié)構(gòu)、范圍和受益對象不同，對社會公平、社會福利狀況和收入分配的作用也不同（Ravallion，2009）。于是，認清政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出與居民收入關(guān)系的研究才顯得具有重要的現(xiàn)實意義。

目前學術(shù)界通過實證比較財政支出和居民收入關(guān)系的研究相對較少，而更多關(guān)注的是城鄉(xiāng)收入差距與財政支出結(jié)構(gòu)的相關(guān)研究以及積極的財政政策對社會產(chǎn)生的影響。Aaron 和 McGuire（1970）基于個人效用函數(shù)的方法分析了美國20世紀60年代初期財政支出和收入關(guān)系的研究。他們得出本時期財政支出的分配是不合理的，因為經(jīng)過研究，再分配政策把中等收入家庭的收入轉(zhuǎn)移到了富裕家庭和窮人手中。朱柏銘和車琰（2010）利用中國1978—2006年的數(shù)據(jù)研究居民收入對財政支出的影響。實證結(jié)果表明：長期內(nèi)，基礎(chǔ)設(shè)施需求和國防安全需求隨著居民收入增長趨于穩(wěn)定；短期內(nèi)，文化教育支出需求隨著居民收入的增長而增加。而本文將采用1980—2009年相關(guān)的時間序列數(shù)據(jù)進行實證研究，通過協(xié)整檢驗、Granger因果檢驗和誤差修正模型的建立來分析政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出與城鎮(zhèn)居民收入的關(guān)系，為政府政策制定者提供合理、有效的建議。

一、變量選取、模型設(shè)定和數(shù)據(jù)來源

本文在變量的數(shù)據(jù)選取上，用城鎮(zhèn)居民人均可支配收入代表城鎮(zhèn)居民收入，用變量Y表示；政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出用每年的支出總額來代表，并用變量X 表示。具體變量的含義范圍城鎮(zhèn)居民人均可支配收入主要是城鎮(zhèn)居民能夠自由支配的收入，就是從居民總收入中扣除了繳納給國家的各項稅費和各項社會保險后余下的收入；政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出主要指用于保障性住房、社會事業(yè)建設(shè)、災(zāi)后恢復(fù)重建和鐵路、公路、機場和港口等設(shè)施方面的投資支出。

為了考察政府城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出的關(guān)系，我們選取X為解釋變量，Y作為被解釋變量。同時，為了消除時間序列數(shù)據(jù)的自相關(guān)性和數(shù)據(jù)的大幅度波動，模型設(shè)定過程中我們將采用對數(shù)的形式，這樣也不影響原數(shù)據(jù)變量之間的協(xié)整關(guān)系。另外，在van de Walle（2004）對越南公共安全網(wǎng)的實證研究所建立的復(fù)合函數(shù)基礎(chǔ)上，我們提取了公共轉(zhuǎn)移和消費兩個變量，而收入的多少又決定著消費需求的大小。所以基于上述分析，我們建立的雙對數(shù)模型如式（1）：

lnY = α+ βlnX + ε（1）

其中，α為常數(shù)項，β為lnХ的系數(shù)，ε為隨機誤差項。 轉(zhuǎn)貼于

本文中用于研究的1980—1989年的數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒（1990）》，1990—2008年的數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒（2009）》，2009年的數(shù)據(jù)來自2010年3月《政府工作報告》中公布的數(shù)據(jù)。

二、實證分析

（一）單位根檢驗

在進行協(xié)整檢驗之前，由于時間序列數(shù)據(jù)大都具有非平穩(wěn)性，容易產(chǎn)生“偽回歸”現(xiàn)象，所以要先進行單位根檢驗，也就是數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗。本文采用最常用的ADF（Augmented Dickey-Fuller）檢驗方法，通過Eviews3.1軟件分析得出的結(jié)果（如表1所示）。

表1變量數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗

注：（1）D表示一階差分，（2）** 表示顯著水平為10%，* 表示顯著水平為5%。

由變量數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗可知，lnY和lnX都是不平穩(wěn)的，但兩個序列的一階差分數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的，所以它們是一階單整序列，可能存在一定的協(xié)整關(guān)系，可以繼續(xù)分析。

（二）協(xié)整關(guān)系檢驗

通過單位根檢驗的分析，兩變量之間可能存在長期的協(xié)整關(guān)系，于是接下來對它們進行協(xié)整（Cointegration）檢驗。對協(xié)整關(guān)系的檢驗與估計，本文采用Engle和 Grangle（1987）提出的EG兩步法，即第一步建立變量間長期均衡的回歸方程，第二步對方程模型中的殘差序列做單位根檢驗。具體操作步驟

首先，采用OLS（Ordinary Least Square）回歸分析法對兩變量進行回歸，結(jié)果得到的協(xié)整方程如式（2）:

lnY=0.5118+1.0662lnX （2）

（0.9945）（14.6628）

R2=0.8848 DW=0.7672

括號里的數(shù)字代表的是對應(yīng)系數(shù)的t統(tǒng)計值。

其次，對協(xié)整方程中的殘差序列進行平穩(wěn)性檢驗。結(jié)果（如表2所示）。

表2 殘差序列的平穩(wěn)性檢驗

注：Et表示殘差序列，* 表示顯著水平為5%。

可以看到，在顯著水平為5%時，Et序列是平穩(wěn)的。這表明方程式（2）不是偽回歸，lnY與lnX之間存在協(xié)整關(guān)系，也就是說政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出的不斷增加和城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的不斷增長，兩者具有長期穩(wěn)定的平衡關(guān)系。

（三）Granger因果關(guān)系檢驗

通過協(xié)整關(guān)系分析，我們知道政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出和城鎮(zhèn)居民人均可支配收入具有長期的平衡關(guān)系，但是這種關(guān)系是否具有另外一種關(guān)系——因果關(guān)系，也就是說是政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出的增加促進了城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的增加，還是城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的增加促進了政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出的增加，這時候就要通過因果關(guān)系檢驗來證明。本文選用Granger在1969年提出的通過時間序列具有的可觀測性來分析的一種方法，即若A變化能引起B(yǎng)變化，則A變化是發(fā)生在B變化之前的。所以此檢驗的關(guān)鍵在于滯后期的選擇，因為滯后期不同得出的結(jié)論也會有所不同。根據(jù)赤池信息準則（AIC）最小化準則，我們選取的滯后期為6、7、8、9階，結(jié)果（見表3）。

從表中分析得出，當我們選擇的滯后期為8階時，拒絕LNX does not Granger Cause LNY 的虛無假設(shè)，P值的大小通過了顯著性水平為5%時的檢驗，此時說明政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出變動是城鎮(zhèn)居民人均可支配收入變動的Granger原因，即政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出的增加會引起城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的增加。另外，當滯后期為6、7、8、9階時，都接受LNY does not Granger Cause LNX的虛無假設(shè)，說明城鎮(zhèn)居民人均可支配收入不是政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出的Granger原因。

（四）建立誤差修正模型

由于通過協(xié)整檢驗簡單差分不一定能解決非平穩(wěn)時間序列所遇到的全部問題，所以要進行誤差修正。誤差修正模型就是將誤差修正項看做一個解釋變量，連同其他反映短期波動的解釋變量一起，建立短期模型（李子奈，2000）。本文將殘差序列Et作為誤差修正項，與政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出和城鎮(zhèn)居民人均可支配收入兩個變量的差分有機的結(jié)合在一起，建立誤差修正模型，用于說明變量差分項表現(xiàn)出的短期波動。根據(jù)分析結(jié)果，可建立的修正模型如式（3）：

lnYt=0.0656lnXt + 0.9185lnYt-1 - 0.0365Et-1 （3）

（0.9800） （11.2459）（-1.4727）

Likelihood=46.5370 AIC=-3.1098 SC=-2.9670

括號里的數(shù)字代表的是對應(yīng)系數(shù)的t統(tǒng)計值?？梢?，AIC、SC的值都比較小，變量的整體擬合優(yōu)度也比較好。從模型中分析得知，lnXt的系數(shù)是0.0656。說明短期內(nèi)政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出每變化1%，本期內(nèi)城鎮(zhèn)居民人均可支配收入就會同方向變化0.0656%，也說明在短期內(nèi)，支出的增加對收入增長的促進作用不是很明顯。同理，在本期政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出不變的情況下，上期城鎮(zhèn)居民人均可支配收入變化1%，本期城鎮(zhèn)居民人均可支配收入就會同方向變化0.9185%，也說明了收入在一定時期內(nèi)是具有剛性的。另外，誤差修正項系數(shù)為負數(shù)，符合反向修正機制，說明長期均衡關(guān)系對城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的變化具有修正作用，由于系數(shù)是0.0365，也說明修正作用并不是十分顯著。

結(jié)論分析及政策建議

本文從政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出和城鎮(zhèn)居民人均可支配收入兩個變量進行討論，采用了1980—2009年政府相關(guān)時間序列數(shù)據(jù)，利用協(xié)整檢驗和Granger因果檢驗以及誤差修正模型的方法進行實證研究，得出的結(jié)論及建議（1）從協(xié)整檢驗?zāi)Ｐ徒Y(jié)果分析表明，所選時間序列數(shù)據(jù)的一階差分是平穩(wěn)的，且政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出每增加1%，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入就會同方向增加1.0662%，說明兩者存在長期均衡關(guān)系的同時，政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出的增加會對城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的增加起到顯著的促進作用。從Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果中分析，當我們選擇滯后期為8階時，得出政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出是城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的Granger原因（反向關(guān)系不成立），于是印證了基礎(chǔ)設(shè)施支出對收入的顯著促進作用。所以，政府應(yīng)連續(xù)逐年增加政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出數(shù)額，保證城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的可持續(xù)增長。但并不是說一年內(nèi)增加的政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入就能在一年內(nèi)立即增長，它是在相當長的時期內(nèi)實現(xiàn)與政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出均衡的狀態(tài)。另外還要求政府優(yōu)化政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出結(jié)構(gòu)，使其支出更多的轉(zhuǎn)移到城鎮(zhèn)居民生活水平上，變相提高其收入。（2）從誤差修正模型的結(jié)果來看，短期內(nèi)，本期的人均收入水平在本期的政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出和上期的收入水平之間相比，更多的依賴于上期的收入水平（0.9185＞0.0656）。因此，短期內(nèi)政府不可過多的增加政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出，盡管長期均衡關(guān)系對城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的變化具有修正作用，但作用并不是十分顯著，若實際城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的增長幅度小于通貨膨脹的增長幅度，這時候短期政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出的劇增很可能會引發(fā)通貨膨脹。

參考文獻

[1]朱玲，金成武.中國居民收入分配格局與金融危機應(yīng)對[J].管理世界，2009，(3):63-71.

Ravallion，M. Are There Lessons for Africa from China’s Success Against Poverty[J].World Development，2009，(37):303-313.

Aaron，A.and McGuire，M.C.Benefits and burdens of government expenditure[J].Econometrica，1970，(6):919.

朱柏銘，車琰.居民收入增長對公共支出的需求變動分析——基于中國1978—2006年數(shù)據(jù)的實證研究[J].技術(shù)經(jīng)濟與管理研究，

2010，(4):28-32.

Vn de Walle.Testing Vietnam’s public safety net[J]. Journal of Public Economics，2004，(32).

Engle，R.F.and Granger，C.W.J.Cointegration and Error Correction:Representation，Estimation and Tesring[J].Econometrica，1987，(55).

篇10

一、緒言

我國計算機應(yīng)用已有40多年的歷史，但電子商務(wù)僅有10多年[1]。從2007年至今，我國電子商務(wù)發(fā)展進入了縱身發(fā)展階段[2]。2012年1月16日，中國互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)信息中心（CNNIC）在 京了《第29次中國互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)發(fā)展狀況統(tǒng)計報告》?！秷蟾妗凤@示，截至2011年12月底，中國網(wǎng)民規(guī)模達到5.13億，較2008年底的2.98億增加了72.15%；網(wǎng)絡(luò)普及率達38.3%，較2008年的22.6%提升16個百分點，超出世界互聯(lián)網(wǎng)平均普及率30.2%八個百分點。從這些數(shù)據(jù)可以看出中國互聯(lián)網(wǎng)正在飛速發(fā)展，互聯(lián)網(wǎng)的規(guī)模價值正日益放大。

二、變量的確定和模型的建立

（一）變量的確定以及數(shù)據(jù)收集

1、城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入（Y）

在每年國家統(tǒng)計局的眾多數(shù)據(jù)中，城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入是我們最關(guān)注的統(tǒng)計數(shù)字之一[3]。當然，很多因素都會引起人們可支配收入的增長，比如工資的提高、物價的下降、社會福利的增加等等。圖1顯示了1997年到2011年我國城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入。設(shè)我國城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入為Yi，其中i=1，2……15。 自1997年以來，我國城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入不斷增長，截止到2011年底，我國城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入達到21810元，較1997年的5160元，增長了3余倍，說明我國人們的生活水平在不斷改善和提高。

2、互聯(lián)網(wǎng)用戶數(shù)（P）

基礎(chǔ)設(shè)施的不斷完善，以及互聯(lián)網(wǎng)的廣泛普及都會影響到人們的可支配收入。而根據(jù)中國互聯(lián)網(wǎng)信息中心每年一月和七月的《中國互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展發(fā)展狀況統(tǒng)計報告》中數(shù)據(jù)顯示，我國互聯(lián)網(wǎng)用戶數(shù)還是逐年上升的。設(shè)我國互聯(lián)網(wǎng)用戶數(shù)為Pi，其中i=1，2……15。

用EViews 軟件工具對互聯(lián)網(wǎng)人數(shù)與城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入進行相關(guān)性檢驗，圖1 即為兩者相關(guān)性的散點圖。由圖可見，互聯(lián)網(wǎng)用戶數(shù)與人均可支配收入基本呈線性關(guān)系，而且它們之間呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系。

3、電子商務(wù)交易總額（T）

文章的目的是討論電子商務(wù)對人們可支配收入的增加的影響，所以考慮把"電子商務(wù)交易額"作為另一個自變量。設(shè)我國電子商務(wù)交易總額為Ti，其中i=1，2……15。與前者一樣，還是用EViews 軟件工具對電子商務(wù)交易總額與城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入進行相關(guān)性檢驗。同理可得，它們之間也基本上呈現(xiàn)正線性相關(guān)關(guān)系。

（二）模型的建立

根據(jù)上文，選擇的兩個自變量已經(jīng)確定。并且，上文中兩個自變量和因變量間已確定正相關(guān)關(guān)系，因此，把城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入的回歸函數(shù)設(shè)定為：Yi=C+aPi+bTi+e ，其中，C為常數(shù)，a、b分別為Pi和Ti的系數(shù)，e為隨機變量。

三、回歸模型的檢驗和確定

（一）半對數(shù)模型的檢驗

（三）廣義差分法

利用廣義差分法，模型確定為：

（四）回歸模型的統(tǒng)計檢驗

1、模型的擬合優(yōu)度檢驗

因此，R2=0.992799，修正的R2 =0.990639，說明模型整體擬合得很好。

2、模型的顯著性檢驗-F檢驗

計算得F=459.5972，n=14，k=2。給定顯著性水平Z=0.05，查F 分布表得到臨界值F0.05 （2，11）=3.98，顯然F >Fa，所以拒絕原假設(shè)，認為模型的線性關(guān)系在概率為95%的水平下顯著成立。即可以認為互聯(lián)網(wǎng)用戶數(shù)、電子商務(wù)交易總額與城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入之間顯著存在線性關(guān)系。

3、解釋變量的顯著性檢驗-t檢驗

由軟件計算出所有的t 統(tǒng)計量值，分別為t0=95.28617，t1=4.659385，t2=4.930859，t3=2.374295 。在給定的顯著性水平Z=0.05，查t分布表中自由度為11、Z=0.05 的臨界值，得到t0.05=2.201，顯然t0 t1 t2 t3>t0.05。所以，拒絕原假設(shè)，可以認為兩個解釋變量對于被解釋變量的因果關(guān)系顯著。

4、自相關(guān)檢驗-DW檢驗

經(jīng)過一介差分后，DW=2.09099，當a=0.05，n=14，k=2時，查表可知，（dl，du）為（0.9051，1.551）?？芍猟u

四、模型的經(jīng)濟意義

由上文分析可知，根據(jù)中國1997年到2011年互聯(lián)網(wǎng)用戶數(shù)、電子商務(wù)交易總額以及城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入的統(tǒng)計數(shù)據(jù)建立二元統(tǒng)計回歸計量模型，在回歸方程模型確定為：

上式意味著電子商務(wù)交易總額不變時，互聯(lián)網(wǎng)用戶數(shù)每增加1 百萬，城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入增加0.001225%（即互聯(lián)網(wǎng)用戶數(shù)每增加1 人，城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入增加12.3 元）；而當互聯(lián)網(wǎng)用戶數(shù)不變時，電子商務(wù)交易總額每增加1%，城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入增加0.121017% ，即體現(xiàn)的是彈性關(guān)系。綜上所述，電子商務(wù)的飛速發(fā)展增加了居民人均可支配收入，提高了人們的生活水平。