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篇1

中圖分類號(hào)：F062.5 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1005-913X（2015）10-0096-01

一、引言

近年來黑龍江省經(jīng)濟(jì)取得了重大的進(jìn)步，伴隨著居民可支配收入的逐年增加，消費(fèi)性支出也隨之增加。眾所周知，消費(fèi)既是社會(huì)再生產(chǎn)的起點(diǎn)，同時(shí)也是終點(diǎn)，其對(duì)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整具有重要的引導(dǎo)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(fèi)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(fèi)性支出的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，運(yùn)用線性回歸分析方法研究城鎮(zhèn)居民消費(fèi)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(shí)際人均可支配收入估計(jì)出2013年的城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)性支出，與2013年實(shí)際的消費(fèi)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(fèi)性支出與收入的特點(diǎn)和變化趨勢(shì)，有助于有關(guān)部門和經(jīng)營者制定切實(shí)可行的經(jīng)濟(jì)政策并進(jìn)行有效的宏觀調(diào)控，這對(duì)保持經(jīng)濟(jì)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(fèi)性支出作為回歸分析的研究對(duì)象。數(shù)據(jù)來源于《黑龍江省統(tǒng)計(jì)年鑒2014》，如表1所示。

二、實(shí)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(fèi)性支出這兩個(gè)變量的散點(diǎn)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(yùn)用Eviews統(tǒng)計(jì)分析軟件進(jìn)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(yàn)

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(fèi)性支出與可支配收入線性關(guān)系顯著，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)與收入高度正相關(guān)。

（二）擬合優(yōu)度檢驗(yàn)

<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(dòng)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(yàn)

為了檢驗(yàn)解釋變量是否是被解釋變量的一個(gè)顯著性的影響因素，我們對(duì)估計(jì)量進(jìn)行t檢驗(yàn)。如果t大于或等于2，就說明解釋變量對(duì)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(duì)人均消費(fèi)性支出的線性影響顯著?？梢姡擎?zhèn)居民人均可支配收入是決定人均消費(fèi)性支出水平的主要因素。

（四）經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)

由于<E：＼無PDF＼北方經(jīng)貿(mào)201510＼劉根梅4.tif>=0.732，從估計(jì)量的符號(hào)與大小分析，符合經(jīng)濟(jì)意義，即居民消費(fèi)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(fèi)支出平均增加0.732元。

（五）利用模型進(jìn)行預(yù)測(cè)

1.點(diǎn)預(yù)測(cè)：將2013年的實(shí)際人均居民可支配收入19597元代入上述回歸方程可預(yù)測(cè)得到2013年消費(fèi)性支出的估計(jì)值：

Y2013=165.7214+0.732×19597=14510.73

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

三、結(jié)論

通過實(shí)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(fèi)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(fèi)性支出將相應(yīng)增加大約73.2元?？梢?，影響居民消費(fèi)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(fèi)，增加消費(fèi)性支出是必要且可行的。同時(shí)該方程的擬合優(yōu)度很高，可用于預(yù)測(cè)。

參考文獻(xiàn)：

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

[2] 張恩英.黑龍江省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)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(shí)現(xiàn)較快增長

改革開放以來，伴隨著鄒平縣綜合實(shí)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(jì)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(jià)格因素，實(shí)際增長12.6%；2008-2012年總體名義增長64.98%，扣除價(jià)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(gè)百分點(diǎn)；GDP可比價(jià)年均增長12.7%，高出居民收入3.3個(gè)百分點(diǎn)，居民收入的增長滯后于經(jīng)濟(jì)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(jì)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(jì)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(duì)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(duì)較低，提高比較慢。以城鎮(zhèn)在崗職工工資平均水平指標(biāo)為例，2012年全省平均水平為42837元，全市平均指標(biāo)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(dǎo)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(duì)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(qiáng)，增長速度快。低收入家庭的收入來源主要靠職工工資，進(jìn)而導(dǎo)致了其可支配收入增長速度有限。

2.物價(jià)上漲抑制了居民可支配收入的實(shí)際增長

2008年-2012年鄒平縣居民消費(fèi)指數(shù)分別是（上年為100）105.3%、101.5%、102.5%、104.5%、102.1%，五年累計(jì)上漲了16.9%。物價(jià)上漲對(duì)居民的收入的增長注入了“水分”，降低了居民的實(shí)際購買力，一定程度上抑制了居民可支配收入的實(shí)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(jì)的發(fā)展，城鎮(zhèn)居民中從事生產(chǎn)經(jīng)營活動(dòng)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(bào)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，鄒平縣城鎮(zhèn)私營企業(yè)和個(gè)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(jì)形勢(shì)的影響，特別是信貸部門金融形勢(shì)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(gè)體經(jīng)營戶就更難獲得銀行的資金支持，面臨無法擴(kuò)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(diǎn)建議

1.大力發(fā)展經(jīng)濟(jì)

居民可支配收入的高低與當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展的速度和實(shí)力密切相關(guān)，提高居民可支配收入，要以發(fā)展帶動(dòng)增收，以經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展帶動(dòng)財(cái)力的不斷加強(qiáng)，以提供財(cái)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(yán)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(dòng)者的權(quán)益。

3.實(shí)現(xiàn)城鎮(zhèn)居民的充分就業(yè)

充分就業(yè)才能促進(jìn)家庭總收入的增加。社會(huì)就業(yè)面的擴(kuò)大，對(duì)提高居民收入有著舉足輕重的作用。勞動(dòng)部門及社會(huì)各界要關(guān)注下崗職工和失業(yè)人員，加大對(duì)下崗失業(yè)人員的培訓(xùn)力度，幫助他們通過各種途徑實(shí)現(xiàn)就業(yè)，增加家庭收入。

4.進(jìn)一步完善社會(huì)保障

篇3

一、數(shù)據(jù)來源與說明

本文主要通過實(shí)證的方法利用統(tǒng)計(jì)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(duì)數(shù)據(jù)的來源、選擇和處理做一個(gè)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(jì)年鑒》、《湖南統(tǒng)計(jì)年鑒》、《廣東統(tǒng)計(jì)年鑒》和國家統(tǒng)計(jì)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(dāng)年度農(nóng)業(yè)與非農(nóng)業(yè)人口的比率并運(yùn)用直線插入法予以設(shè)定。因?yàn)?本文是以湖南作為主要考察對(duì)象,而廣東數(shù)據(jù)只是用來對(duì)比參照,所以,對(duì)該數(shù)據(jù)做這樣的處理不會(huì)對(duì)文章的主要觀點(diǎn)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?yàn)?993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(jì)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(diǎn)。

第三,關(guān)于價(jià)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(dāng)年價(jià)格水平下的數(shù)據(jù)。這主要是因?yàn)樵谧龊吓c全國及廣東的橫向比較中,全部采用當(dāng)年價(jià)格指標(biāo)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(jì)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(duì)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(jìn)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(jì)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(shì),只有97和01年增長率較上年略大,而于02年達(dá)到最低點(diǎn),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(duì)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(duì)和相對(duì)差距均不斷擴(kuò)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(gè)有趣的特征:第一,湖南經(jīng)濟(jì)增長與全國步調(diào)基本一致,即當(dāng)湖南的增長速度趨于減緩時(shí),全國也趨于減緩;當(dāng)湖南的增長處于加速時(shí),全國也在加速。第二,整個(gè)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(shí)現(xiàn)對(duì)湖南趕超并差距不斷擴(kuò)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(duì)水平和增長速度差距的擴(kuò)大和趨勢(shì)的發(fā)散,對(duì)湖南而言是一個(gè)危險(xiǎn)信號(hào)。

(三)與同期廣東水平相比較

第一,人均可支配收入絕對(duì)水平比較。在整個(gè)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(duì)差距呈不斷擴(kuò)大之勢(shì)。94年湖南與廣東的差距為2479.44元,08年該差距擴(kuò)大至5911.70元,15年間絕對(duì)差距擴(kuò)大了將近2.4倍。但是,從差距占湖南絕對(duì)水平的比重來看,形勢(shì)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(gè)指標(biāo)是下降的,尤其是03年以來這個(gè)趨勢(shì)基本上沒改變過,而且年均下降幅度很大。03年該指標(biāo)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(dá)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(gè)15年間得到的14個(gè)數(shù)據(jù)中,湖南有9個(gè)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(gè)方面的比較可以看出,盡管湖南與廣東相比的絕對(duì)差距仍很大,但從趨勢(shì)上來看,差距在縮小。若按考察期內(nèi)差距收斂的趨勢(shì),從現(xiàn)在起,湖南還要花35年的時(shí)間才能達(dá)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(shí)和潛在差距不容忽視,導(dǎo)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(duì)差距的影響。

從人均轉(zhuǎn)移支付的絕對(duì)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(xiàn)是相當(dāng)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(xiàn)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(gè)考察期來看,轉(zhuǎn)移支付收入方面的差距對(duì)可支配收入差距的平均貢獻(xiàn)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(duì)可支配收入差距的貢獻(xiàn)率相對(duì)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(gè)考察期來看,轉(zhuǎn)移支付收入方面的差距對(duì)可支配收入差距的平均貢獻(xiàn)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(gè)方面來考察三個(gè)單位的序時(shí)變化情況。

1、城鎮(zhèn)居民人均產(chǎn)值

從表3統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)可以計(jì)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(gè)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(duì)與絕對(duì)水平均很大,且呈擴(kuò)散趨勢(shì)。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(dǎo)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(biāo)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(dāng),我們可以初略認(rèn)為,這個(gè)比重對(duì)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(rèn)為人均產(chǎn)值差異是導(dǎo)致收入差異的主要原因的觀點(diǎn)是正確的。

(二)城鎮(zhèn)居民人均產(chǎn)值差距的原因分析

導(dǎo)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(dòng)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(gè)單位的城鎮(zhèn)規(guī)模或城鎮(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(shí)際意義。從增長速度來看,整個(gè)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(jì)發(fā)展快于全國而略慢于廣東。它會(huì)直接導(dǎo)致湖南城鎮(zhèn)居民人均產(chǎn)值與廣東差距擴(kuò)大,但和全國差距會(huì)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(gè)單位城鎮(zhèn)人口增長速度差距懸殊,這個(gè)因素對(duì)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(shí)分母變大,又導(dǎo)致人均產(chǎn)值差距繼續(xù)擴(kuò)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(dòng)投入對(duì)城鎮(zhèn)居民總產(chǎn)值的貢獻(xiàn)

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(duì)數(shù)得模型:

GPUit=β0i +β1iCAPit +β2iLABit+μit,

其中:為取對(duì)數(shù)運(yùn)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(dòng)投入,下標(biāo)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(shí)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(yàn)方法予以檢驗(yàn),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(xiàng)β0i幾乎都統(tǒng)計(jì)上不顯著,我們將模型修正為過原點(diǎn)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(jì)都處于規(guī)模報(bào)酬遞增階段。廣東產(chǎn)出的勞動(dòng)彈性為負(fù),可能是由于其產(chǎn)業(yè)的資本化程度高、技術(shù)進(jìn)步快,有些年份盡管勞動(dòng)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(dòng)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(dāng)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(huì)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(shì),從94年的52. 78%下降到08年的26.27%,整個(gè)降幅達(dá)到一半多。而全國和廣東盡管也呈下降趨勢(shì),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(jìn)入21世紀(jì)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(gè)百分點(diǎn)。如果08年湖南在職職工比重達(dá)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(duì)水平將超出全國700多元。如果08年湖南在職職工比重達(dá)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(duì)差距及絕對(duì)差距占湖南城鎮(zhèn)居民人均可支配收入比重這一相對(duì)差距都呈擴(kuò)散趨勢(shì),與廣東的絕對(duì)差距在擴(kuò)大,相對(duì)差距在縮小。導(dǎo)致這種差距現(xiàn)狀的主要原因有兩個(gè):首先,湖南城鎮(zhèn)勞動(dòng)投入增速太慢,在職職工比重過低,導(dǎo)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(dǎo)致湖南城鎮(zhèn)居民人均產(chǎn)值過低。其次,相對(duì)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(jìn)中部地區(qū)崛起規(guī)劃”政策是湖南經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一次契機(jī),湖南地方當(dāng)局應(yīng)該藉此努力發(fā)展本省經(jīng)濟(jì),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(dá)省份的收入差距。首先,湖南城鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì)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(jì)正處在規(guī)模報(bào)酬遞增階段,增加資本和勞動(dòng)投入,將會(huì)帶來高彈性的產(chǎn)出回報(bào)。其次,針對(duì)于湖南當(dāng)期的勞動(dòng)投入狀況,尤其應(yīng)該努力創(chuàng)造就業(yè)機(jī)會(huì),提高勞動(dòng)就業(yè)率和勞動(dòng)投入總規(guī)模,以盡快實(shí)現(xiàn)對(duì)先進(jìn)地區(qū)的趕超。最后,伴隨著城鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì)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(dá)到全國平均水平。

參考文獻(xiàn):

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中圖分類號(hào)：C812文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A文章編號(hào)：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(jì)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(jì)區(qū)11281.4元、攀西經(jīng)濟(jì)區(qū)10913.3元、川西北經(jīng)濟(jì)區(qū)10452元、川南經(jīng)濟(jì)區(qū)10000.4元、川東北經(jīng)濟(jì)區(qū)8842元。以成都經(jīng)濟(jì)區(qū)和川東北經(jīng)濟(jì)區(qū)為例，2007年成都經(jīng)濟(jì)區(qū)城鎮(zhèn)居民平均可支配收入比川東北經(jīng)濟(jì)區(qū)高出27.6%。再看區(qū)域內(nèi)部，同屬成都經(jīng)濟(jì)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(duì)該省城鎮(zhèn)居民可支配收入狀況進(jìn)行分析，可為實(shí)現(xiàn)社會(huì)公平，構(gòu)建和諧四川提供有用的信息。同時(shí)，對(duì)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(cè)量指標(biāo)的選擇

適合我國收入差異分析應(yīng)滿足以下兩點(diǎn)：

1.該指標(biāo)能精確計(jì)量。依據(jù)它所做的靜態(tài)與動(dòng)態(tài)對(duì)比分析，具有穩(wěn)定性和可比性，其結(jié)果符合實(shí)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(gè)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(cè)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(jìn)行因素對(duì)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(cè)量指標(biāo)具有可分性或可組合性，能科學(xué)地反映三種差異程度之間的數(shù)量關(guān)系。

從文獻(xiàn)來看，衡量收入差異的指標(biāo)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(biāo)和余期望系數(shù)等。由于篇幅原因，在此不一一介紹各個(gè)指標(biāo)的概念及優(yōu)缺點(diǎn)。

就目前而言，反映收入差異程度最常用的指標(biāo)是基尼系數(shù)。但是，該指標(biāo)計(jì)算繁雜且精度不高，導(dǎo)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(gè)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(duì)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(gè)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(jì)算；三是基尼系數(shù)計(jì)算過程中要將各收入單位進(jìn)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(jì)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(dú)立而缺乏數(shù)量聯(lián)系，將它們進(jìn)行對(duì)比分析，就可能由于精度誤差導(dǎo)致不符合實(shí)際的結(jié)論。塞爾指標(biāo)具有可分性或可組合性，即總的收入差異塞爾指標(biāo)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(biāo)兩部分，而后者又等于各個(gè)單位內(nèi)部收入差異塞爾指標(biāo)的加權(quán)和。但塞爾指標(biāo)與對(duì)數(shù)運(yùn)算中底的取值有關(guān)，如果對(duì)數(shù)的底選取不同，不同時(shí)間空間的指標(biāo)值就不能直接進(jìn)行對(duì)比分析。另外，利用經(jīng)濟(jì)變量具體測(cè)算塞爾指標(biāo)時(shí)，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(shí)際中滿足這一前提的情況極少，從而導(dǎo)致塞爾指標(biāo)精度受單位規(guī)模均衡程度的制約。

因此，學(xué)者尚衛(wèi)平（2004年）設(shè)計(jì)了一個(gè)反映收入差異程度的新指標(biāo)，它能較好地克服基尼系數(shù)和塞爾指標(biāo)的不足，同時(shí)滿足我國研究收入分配狀況的需要，即可進(jìn)行收入差異的分解。該指標(biāo)主要是基于期望信息量的角度來設(shè)計(jì)這個(gè)指標(biāo)――余期望系數(shù)。設(shè)p是事件A發(fā)生的概率P（A）=p，因?yàn)橹涝讲蝗菀装l(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(gè)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(dá)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(gè)單位所占的收入份額即（wi為第i個(gè)單位的收入，i=1，2，⋯n），則余期望系數(shù)可以測(cè)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小；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(cè)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(xué)含義及表達(dá)式簡單明了，不涉及不規(guī)則圖形面積的計(jì)算，也不需要在計(jì)算過程中對(duì)各收入單位進(jìn)行人為的分組，因此其計(jì)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(biāo)相比，余期望系數(shù)除了與塞爾指標(biāo)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(gè)經(jīng)濟(jì)變量，因此計(jì)算不復(fù)雜，具體計(jì)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(duì)數(shù)運(yùn)算，但其值與對(duì)數(shù)底的選取無關(guān)，不同時(shí)間空間的系數(shù)值可以直接對(duì)比，這也是塞爾指標(biāo)不能比擬的。總之，余期望系數(shù)能較好地克服基尼系數(shù)和塞爾指標(biāo)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(jì)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(duì)經(jīng)濟(jì)區(qū)的劃分標(biāo)準(zhǔn)，這里成都經(jīng)濟(jì)區(qū)包括成都、德陽、綿陽、眉山、資陽；川南經(jīng)濟(jì)區(qū)包括內(nèi)江、瀘州、宜賓、自貢、樂山；攀西經(jīng)濟(jì)區(qū)包括攀枝花、涼山、雅安；川東北經(jīng)濟(jì)區(qū)包括南充、遂寧、達(dá)州、廣安、廣元、巴中；川西北經(jīng)濟(jì)區(qū)包括阿壩州、甘孜州。本文利用余期望系數(shù)對(duì)2003-2007年共5年四川五大經(jīng)濟(jì)區(qū)城鎮(zhèn)居民可支配收入的差異狀況進(jìn)行了實(shí)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(gè)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(jì)口徑的不一致及資料的不完整，本文主要是對(duì)除川西北以外的其它四個(gè)經(jīng)濟(jì)區(qū)進(jìn)行計(jì)算與分析。在表1中，計(jì)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(gè)州城鎮(zhèn)居民可支配收入是公平的。從絕對(duì)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(gè)區(qū)域內(nèi)部城市居民可支配收入差異呈現(xiàn)如下兩個(gè)特點(diǎn)：

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

2.四個(gè)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(jì)區(qū)明顯大于其它三個(gè)經(jīng)濟(jì)區(qū)，攀西經(jīng)濟(jì)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(dǎo)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(dāng)?shù)卣母嚓P(guān)心和物質(zhì)幫助，四川構(gòu)建和諧社會(huì)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(shì)的堅(jiān)強(qiáng)后盾和有力保障。成都經(jīng)濟(jì)區(qū)的差異程度顯著大于其它三個(gè)經(jīng)濟(jì)區(qū)，這主要是由于成都經(jīng)濟(jì)區(qū)的內(nèi)部結(jié)構(gòu)決定的。在成都經(jīng)濟(jì)區(qū)內(nèi)部，成都是一個(gè)較發(fā)達(dá)的城市（居民收入較高），而其它城市相對(duì)來說屬于欠發(fā)達(dá)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(jì)區(qū)內(nèi)部結(jié)構(gòu)對(duì)其收入差異的影響（見表2）。

從表2可以看出，成都經(jīng)濟(jì)區(qū)內(nèi)部成都市人均GDP遠(yuǎn)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(gè)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(jì)學(xué)相關(guān)知識(shí)可知，在一個(gè)組內(nèi)，若存在一個(gè)極端值，則這個(gè)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(jì)區(qū)內(nèi)存在一個(gè)經(jīng)濟(jì)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(jì)區(qū)大是理所當(dāng)然的。另外，由于攀西經(jīng)濟(jì)區(qū)城市較少，各城市經(jīng)濟(jì)水平差距相對(duì)較小，因此，攀西經(jīng)濟(jì)區(qū)得到的余期望系數(shù)偏小。

下面考察四個(gè)經(jīng)濟(jì)區(qū)城鎮(zhèn)居民可支配收入差異總的余期望系數(shù)、四個(gè)經(jīng)濟(jì)區(qū)之間余期望系數(shù)和四個(gè)經(jīng)濟(jì)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(shì)，某些年份有所反彈?，F(xiàn)利用公式:/+ /+/=1，分離出四個(gè)區(qū)域之間和四個(gè)區(qū)

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

（見表3）。

表3數(shù)據(jù)顯示：

1.四個(gè)經(jīng)濟(jì)區(qū)之間城鎮(zhèn)居民可支配收入差異貢獻(xiàn)率有擴(kuò)大趨勢(shì)，從2003年的76.38%擴(kuò)大到2007年的85.10%，而四個(gè)經(jīng)濟(jì)區(qū)內(nèi)部城鎮(zhèn)居民可支配收入差異貢獻(xiàn)率呈下降趨勢(shì)，且四個(gè)經(jīng)濟(jì)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(xiàn)因素，歷年貢獻(xiàn)率都在75%以上。這正好說明，以控制經(jīng)濟(jì)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(jì)區(qū)內(nèi)部城鎮(zhèn)居民可支配收入差異對(duì)城鎮(zhèn)居民可支配收入總差異的貢獻(xiàn)率呈逐年遞減趨勢(shì)，反映了川南地區(qū)在控制居民可支配收入差距，實(shí)現(xiàn)社會(huì)公平方面取得了一定的成效。另外，成都經(jīng)濟(jì)區(qū)內(nèi)部城鎮(zhèn)居民可支配收入差異對(duì)城鎮(zhèn)居民可支配收入總差異的貢獻(xiàn)率相對(duì)于其它三個(gè)經(jīng)濟(jì)區(qū)占有絕對(duì)的優(yōu)勢(shì)。以2007年為例，成都經(jīng)濟(jì)區(qū)內(nèi)部城鎮(zhèn)居民可支配收入差異對(duì)城鎮(zhèn)居民可支配收入總差異的貢獻(xiàn)率為10.62%，遠(yuǎn)大于其它三個(gè)經(jīng)濟(jì)區(qū)對(duì)城鎮(zhèn)居民可支配收入總差異的貢獻(xiàn)。

三、對(duì)策和建議

從上面的分析不難看出，遏制四川五個(gè)經(jīng)濟(jì)區(qū)城鎮(zhèn)居民可支配收入差異擴(kuò)大，其關(guān)鍵是：

1.協(xié)調(diào)好四川五個(gè)經(jīng)濟(jì)區(qū)的發(fā)展，使經(jīng)濟(jì)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(jì)區(qū)城鎮(zhèn)居民平均可支配收入都高于其它經(jīng)濟(jì)區(qū)，因此要注重大力發(fā)展其它經(jīng)濟(jì)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(shì)互補(bǔ)的成都、川南、攀西、川東北、川西北生態(tài)5大經(jīng)濟(jì)區(qū)。要正視差異的存在，努力發(fā)展各自經(jīng)濟(jì)區(qū)的特色優(yōu)勢(shì)，使收入差異控制在一個(gè)適度的區(qū)間內(nèi)。適度的差異會(huì)產(chǎn)生勢(shì)能，加速要素在不同經(jīng)濟(jì)區(qū)間流動(dòng)的速度，以實(shí)現(xiàn)最優(yōu)的配置。

2.努力控制成都經(jīng)濟(jì)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(jì)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(jì)體制的不斷完善，成都經(jīng)濟(jì)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(dòng)該經(jīng)濟(jì)區(qū)內(nèi)其它城市的發(fā)展。努力縮小成都經(jīng)濟(jì)區(qū)的收入差異，對(duì)該區(qū)域?qū)淼陌l(fā)展意義深遠(yuǎn)。

3.繼續(xù)加大財(cái)政轉(zhuǎn)移支付和扶貧解困的力度。最近幾年，為緩解經(jīng)濟(jì)區(qū)之間發(fā)展不平衡的矛盾，四川省在支持重點(diǎn)地區(qū)和中心城市加快發(fā)展的同時(shí)，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(shí)，通過財(cái)政轉(zhuǎn)移支付、扶貧解困等措施，促進(jìn)了落后地區(qū)的發(fā)展，收入差距趨勢(shì)有所緩和。尤其在財(cái)政轉(zhuǎn)移支付方面，四川省走出了“理順財(cái)政體制”、“完善轉(zhuǎn)移支付制度”、“構(gòu)建激勵(lì)約束機(jī)制”和“強(qiáng)化目標(biāo)管理”四步棋，并在轉(zhuǎn)移支付分配上重點(diǎn)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(jì)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(duì)偏遠(yuǎn)山區(qū)職工工資補(bǔ)貼的力度，同時(shí)還要對(duì)收入較低的區(qū)域和城市職工工資進(jìn)行補(bǔ)貼。城鎮(zhèn)居民收入主要來自工資性收入，對(duì)貧困地區(qū)或區(qū)域?qū)嵭泄べY補(bǔ)貼，可以有效遏制地區(qū)或區(qū)域收入差異的擴(kuò)大。據(jù)統(tǒng)計(jì)，2007年四川省職工平均工資為21312元，成都經(jīng)濟(jì)區(qū)職工平均工資為21419.4元，川南經(jīng)濟(jì)區(qū)為17913.4元，攀西經(jīng)濟(jì)區(qū)為22173.33元，川東北經(jīng)濟(jì)區(qū)為16495.17元，川西北經(jīng)濟(jì)區(qū)為24643.5元。以上數(shù)據(jù)表明：川南經(jīng)濟(jì)區(qū)、川東北經(jīng)濟(jì)區(qū)職工平均工資低于全省平均水平，而經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平落后的川西北經(jīng)濟(jì)區(qū)職工工資平均水平位居五大經(jīng)濟(jì)區(qū)第一。這主要是因?yàn)椋簩?duì)于在偏遠(yuǎn)山區(qū)上班的職工，國家都進(jìn)行了一定的工資補(bǔ)貼。因此，加大對(duì)川南、川東北經(jīng)濟(jì)區(qū)職工工資的補(bǔ)貼力度，可以有效縮小五大經(jīng)濟(jì)區(qū)的收入差異。同時(shí)，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(gè)區(qū)域的眉山，為16870元，絕對(duì)差額達(dá)到9361元。在全省21個(gè)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(duì)偏遠(yuǎn)山區(qū)和收入較低的區(qū)域和城市職工工資進(jìn)行補(bǔ)貼，以縮小收入分配的差距。

■ 參考文獻(xiàn)

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3.劉洋：四川省區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異的定量化研究[J]。《財(cái)經(jīng)科學(xué)》，2006年12期。

篇5

(省城調(diào)隊(duì)住戶處　吳　磊)

家用汽車快速進(jìn)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(fèi)環(huán)境的改善，家用汽車消費(fèi)急劇升溫，成為近幾年來我省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的一大熱點(diǎn)。據(jù)對(duì)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(fèi)支出15．2％的增長速度，增幅居各大類消費(fèi)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(jìn)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(dá)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(fèi)增幅均居主要耐用品之首，成為近年擴(kuò)大居民消費(fèi)、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長一大亮點(diǎn)。由于家庭購車增多，帶動(dòng)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(dá)126元，同比增長75．2％；車輛使用稅費(fèi)、維修費(fèi)等服務(wù)支出為124元，同比增長80．3％。

(省城調(diào)隊(duì)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(shí)為標(biāo)準(zhǔn)時(shí)間)進(jìn)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(shí)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(gè)百分點(diǎn)。

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(duì)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(gè)百分點(diǎn)，65歲及以上人口的比重上升了1．72個(gè)百分點(diǎn)。

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(fèi)支出12105元，增長11.5%，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)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(fèi)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(shí)現(xiàn)社會(huì)消費(fèi)品零售總額2417.6億元，比上年增長18.8%，扣除物價(jià)因素影響實(shí)際增長15.8%。四川省并不是經(jīng)濟(jì)大省，但卻可以算是消費(fèi)大省，因此研究四川省居民的消費(fèi)狀況，對(duì)于正確合理的發(fā)展四川省的經(jīng)濟(jì)尤為重要。

二、實(shí)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(fèi)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(duì)四川省城鎮(zhèn)居民的收入消費(fèi)情況進(jìn)行分析。模型選取的變量是：城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)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(jì)年鑒》。

運(yùn)用統(tǒng)計(jì)軟件 EViews5.0 對(duì)表1的數(shù)作簡單線性回歸分析，用OLS法估計(jì)其參數(shù)得到模型及參數(shù)估計(jì)的結(jié)果。

1.城鎮(zhèn)居民收入消費(fèi)的OLS估計(jì)結(jié)果為：

通過上述結(jié)果可知城鎮(zhèn)居民收入消費(fèi)的模型為：

YC = 989.89 + 0.67XC

2.用White檢驗(yàn)（該檢驗(yàn)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(yàn)結(jié)果見表二）

3.計(jì)量結(jié)果分析：

（1）異方差檢驗(yàn)，由表三可知：nR2 = 0.781769，由White檢驗(yàn)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(yàn)，由表二可知：DW統(tǒng)計(jì)量為DW = 2.379971，在α=0.05的顯著水平下，查德賓-沃森d統(tǒng)計(jì)表得：dL = 1.221，dU = 1.420，因?yàn)閐U = 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(yàn)，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(jì)算的t統(tǒng)計(jì)量值與臨界值，因?yàn)閠（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(xiàng)不顯著，但是城鎮(zhèn)居民人均可支配收入（XC）對(duì)城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出（YC）有顯著影響。

通過上述實(shí)證分析，可知YC = 989.89 + 0.67XC，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入對(duì)城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)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(fèi)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(duì)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(duì)被解釋變量城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出的絕大部分差異做出了解釋。通過對(duì)2009年四川省各地區(qū)的城鎮(zhèn)居民鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出和人均可支配收入的實(shí)證分析，要提高居民的消費(fèi)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(cái)經(jīng)大學(xué)會(huì)計(jì)學(xué)院，成都，611130）

參考文獻(xiàn)：

[1]張衛(wèi)東.中級(jí)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)[M].西南財(cái)經(jīng)大學(xué)出版社，2010.

篇7

一、影響城鎮(zhèn)居民保險(xiǎn)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(xiǎn)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(xiǎn)需求的重要因素。城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入的絕對(duì)量，從1982年的535.3元增加到2009年的18858.09元。

經(jīng)濟(jì)理論和保險(xiǎn)業(yè)實(shí)踐已達(dá)成共識(shí)：個(gè)人收入與保險(xiǎn)需求呈正相關(guān)關(guān)系，人均可支配收入越高，保險(xiǎn)需求也就越高。當(dāng)人均可支配收入較高時(shí)，居民在滿足日?；鞠M(fèi)開支后還有結(jié)余，保險(xiǎn)產(chǎn)品就成為較高收入人群的消費(fèi)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(dòng)年齡人口數(shù)與勞動(dòng)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(dòng)年齡人口大致要負(fù)擔(dān)多少名非勞動(dòng)年齡人口。

據(jù)經(jīng)驗(yàn)表明：人口總撫養(yǎng)比與居民對(duì)保險(xiǎn)的需求呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。人口總撫養(yǎng)比越高，表明勞動(dòng)年齡人口需要負(fù)擔(dān)越多的非勞動(dòng)年齡人口，勞動(dòng)者的負(fù)擔(dān)越重，用于消費(fèi)保險(xiǎn)產(chǎn)品的支出越少。

二、城鎮(zhèn)居民保險(xiǎn)需求計(jì)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(jì)數(shù)據(jù)作為研究數(shù)據(jù)。保費(fèi)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(jì)年鑒2009》。

（二）時(shí)間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

時(shí)間序列數(shù)據(jù)的分析和回歸檢驗(yàn)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(shí)間序列數(shù)據(jù)，所以應(yīng)當(dāng)首先對(duì)選取的數(shù)據(jù)作單位根檢驗(yàn)以及協(xié)整檢驗(yàn)，以免出現(xiàn)偽回歸問題。

1.單位根檢驗(yàn)

使用ADF檢驗(yàn)分別對(duì)各個(gè)變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。判斷原理是：若t統(tǒng)計(jì)量值小于ADF檢驗(yàn)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(jì)量值大于或等于ADF檢驗(yàn)臨界值，則接受原假設(shè)，說明是非平穩(wěn)序列。使用OLS估計(jì)得出結(jié)果如下：

（1）被解釋變量y（保費(fèi)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(duì)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(yàn)

本文采用EG兩步法檢驗(yàn)保費(fèi)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(duì)原模型做OLS回歸，然后檢驗(yàn)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(yàn)結(jié)果看，保費(fèi)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(jìn)行檢驗(yàn)。

（三）模型的建立

本文運(yùn)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(xiǎn)需求，用保費(fèi)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(jì)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(yàn)

通過對(duì)模型的t值、F值及擬合優(yōu)度檢驗(yàn)、多重共線性檢驗(yàn)、異方差的檢驗(yàn)、序列相關(guān)性檢驗(yàn)。對(duì)模型進(jìn)行還原，本文模型估計(jì)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(dāng)城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入每增加1元，總的保險(xiǎn)保費(fèi)收入平均增加6.48155%億元。模型回歸估計(jì)的結(jié)果與實(shí)際經(jīng)濟(jì)意義相吻合，城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入與保險(xiǎn)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(jìn)了人們消費(fèi)觀念和消費(fèi)結(jié)構(gòu)的變化，增強(qiáng)了人們的風(fēng)險(xiǎn)意識(shí)。當(dāng)購買能力和購買欲望二者均具備時(shí)，自然而然提高了保險(xiǎn)需求，保費(fèi)收入增加。

（二）人口總撫養(yǎng)比

當(dāng)人口總撫養(yǎng)比每增加1%時(shí)，總的保險(xiǎn)保費(fèi)收入平均減少1.4796646%億元。模型回歸估計(jì)的結(jié)果與實(shí)際經(jīng)濟(jì)意義相吻合，人口總撫養(yǎng)比與保險(xiǎn)需求呈負(fù)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(dòng)年齡人口要負(fù)擔(dān)的非勞動(dòng)年齡人口的數(shù)量增加，勞動(dòng)者的負(fù)擔(dān)加重，用于消費(fèi)保險(xiǎn)產(chǎn)品的支出減少，保險(xiǎn)需求降低，保險(xiǎn)保費(fèi)收入減少。

篇8

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

引言

2008年，由美國次貸危機(jī)引起的世界性經(jīng)濟(jì)金融危機(jī)，已經(jīng)對(duì)中國各方面產(chǎn)生了顯著的消極影響，如企就業(yè)形勢(shì)嚴(yán)峻，失業(yè)率上升，居民收入下降等?？梢哉f，金融危機(jī)對(duì)社會(huì)各階層收入與財(cái)富的積累產(chǎn)生了極大的負(fù)面效果（朱玲、金成武，2009）[1]。為了防止這種環(huán)境對(duì)中國經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生的消極影響，政府采取的是由前期穩(wěn)健的財(cái)政政策轉(zhuǎn)變?yōu)榉e極的財(cái)政政策。通過各種的措施來提高居民的收入和消費(fèi)能力，擴(kuò)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(gè)組成部分，它一直被各國政府視為實(shí)現(xiàn)社會(huì)公平、彌合城鄉(xiāng)居民收入差距，促進(jìn)社會(huì)和諧的重要手段之一。所以，金融危機(jī)時(shí)中國出臺(tái)了十項(xiàng)措施，到2010年底將陸續(xù)增加4萬億的財(cái)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(kuò)大就業(yè)、增加居民收入。由于政府的財(cái)政支出的結(jié)構(gòu)、范圍和受益對(duì)象不同，對(duì)社會(huì)公平、社會(huì)福利狀況和收入分配的作用也不同（Ravallion，2009）[2]。于是，認(rèn)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(shí)意義。

目前學(xué)術(shù)界通過實(shí)證比較財(cái)政支出和居民收入關(guān)系的研究相對(duì)較少，而更多關(guān)注的是城鄉(xiāng)收入差距與財(cái)政支出結(jié)構(gòu)的相關(guān)研究以及積極的財(cái)政政策對(duì)社會(huì)產(chǎn)生的影響。Aaron 和 McGuire（1970）[3]基于個(gè)人效用函數(shù)的方法分析了美國20世紀(jì)60年代初期財(cái)政支出和收入關(guān)系的研究。他們得出本時(shí)期財(cái)政支出的分配是不合理的，因?yàn)榻?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(duì)財(cái)政支出的影響。實(shí)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(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，通過協(xié)整檢驗(yàn)、Granger因果檢驗(yàn)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(xiàng)稅費(fèi)和各項(xiàng)社會(huì)保險(xiǎn)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(huì)事業(yè)建設(shè)、災(zāi)后恢復(fù)重建和鐵路、公路、機(jī)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(shí)，為了消除時(shí)間序列數(shù)據(jù)的自相關(guān)性和數(shù)據(jù)的大幅度波動(dòng)，模型設(shè)定過程中我們將采用對(duì)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(duì)越南公共安全網(wǎng)的實(shí)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(fèi)兩個(gè)變量，而收入的多少又決定著消費(fèi)需求的大小。所以基于上述分析，我們建立的雙對(duì)數(shù)模型如式（1）：

lnY = α+ βlnX + ε（1）

其中，α為常數(shù)項(xiàng)，β為lnХ的系數(shù)，ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

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

二、實(shí)證分析

（一）單位根檢驗(yàn)

在進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)之前，由于時(shí)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(jìn)行單位根檢驗(yàn)，也就是數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)。本文采用最常用的ADF（Augmented Dickey-Fuller）檢驗(yàn)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(yàn)

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(yàn)可知，lnY和lnX都是不平穩(wěn)的，但兩個(gè)序列的一階差分?jǐn)?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(yàn)

通過單位根檢驗(yàn)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(duì)它們進(jìn)行協(xié)整（Cointegration）檢驗(yàn)。對(duì)協(xié)整關(guān)系的檢驗(yàn)與估計(jì)，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(duì)方程模型中的殘差序列做單位根檢驗(yàn)。具體操作步驟如下：

首先，采用OLS（Ordinary Least Square）回歸分析法對(duì)兩變量進(jìn)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(hào)里的數(shù)字代表的是對(duì)應(yīng)系數(shù)的t統(tǒng)計(jì)值。

其次，對(duì)協(xié)整方程中的殘差序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。結(jié)果（如表2所示）。

表2 殘差序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

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(shí)，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(yàn)

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(jìn)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(jìn)了政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出的增加，這時(shí)候就要通過因果關(guān)系檢驗(yàn)來證明。本文選用Granger在1969年提出的通過時(shí)間序列具有的可觀測(cè)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(yàn)的關(guān)鍵在于滯后期的選擇，因?yàn)闇笃诓煌贸龅慕Y(jié)論也會(huì)有所不同。根據(jù)赤池信息準(zhǔn)則（AIC）最小化準(zhǔn)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(dāng)我們選擇的滯后期為8階時(shí)，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(shí)的檢驗(yàn)，此時(shí)說明政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出變動(dòng)是城鎮(zhèn)居民人均可支配收入變動(dòng)的Granger原因，即政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出的增加會(huì)引起城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的增加。另外，當(dāng)滯后期為6、7、8、9階時(shí)，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(yàn)簡單差分不一定能解決非平穩(wěn)時(shí)間序列所遇到的全部問題，所以要進(jìn)行誤差修正。誤差修正模型就是將誤差修正項(xiàng)看做一個(gè)解釋變量，連同其他反映短期波動(dòng)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(xiàng)，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(gè)變量的差分有機(jī)的結(jié)合在一起，建立誤差修正模型，用于說明變量差分項(xiàng)表現(xiàn)出的短期波動(dòng)。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(hào)里的數(shù)字代表的是對(duì)應(yīng)系數(shù)的t統(tǒng)計(jì)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(huì)同方向變化0.0656%，也說明在短期內(nèi)，支出的增加對(duì)收入增長的促進(jìn)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(huì)同方向變化0.9185%，也說明了收入在一定時(shí)期內(nèi)是具有剛性的。另外，誤差修正項(xiàng)系數(shù)為負(fù)數(shù)，符合反向修正機(jī)制，說明長期均衡關(guān)系對(duì)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(gè)變量進(jìn)行討論，采用了1980―2009年政府相關(guān)時(shí)間序列數(shù)據(jù)，利用協(xié)整檢驗(yàn)和Granger因果檢驗(yàn)以及誤差修正模型的方法進(jìn)行實(shí)證研究，得出的結(jié)論及建議如下：（1）從協(xié)整檢驗(yàn)?zāi)Ｐ徒Y(jié)果分析表明，所選時(shí)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(huì)同方向增加1.0662%，說明兩者存在長期均衡關(guān)系的同時(shí)，政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出的增加會(huì)對(duì)城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的增加起到顯著的促進(jìn)作用。從Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果中分析，當(dāng)我們選擇滯后期為8階時(shí)，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(duì)收入的顯著促進(jìn)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(dāng)長的時(shí)期內(nèi)實(shí)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(duì)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(shí)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(shí)候短期政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出的劇增很可能會(huì)引發(fā)通貨膨脹。

參考文獻(xiàn)：

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

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[8]李子奈.計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)[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(jī)引起的世界性經(jīng)濟(jì)金融危機(jī)，已經(jīng)對(duì)中國各方面產(chǎn)生了顯著的消極影響，如企就業(yè)形勢(shì)嚴(yán)峻，失業(yè)率上升，居民收入下降等?？梢哉f，金融危機(jī)對(duì)社會(huì)各階層收入與財(cái)富的積累產(chǎn)生了極大的負(fù)面效果（朱玲、金成武，2009）[1]。為了防止這種環(huán)境對(duì)中國經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生的消極影響，政府采取的是由前期穩(wěn)健的財(cái)政政策轉(zhuǎn)變?yōu)榉e極的財(cái)政政策。通過各種的措施來提高居民的收入和消費(fèi)能力，擴(kuò)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(gè)組成部分，它一直被各國政府視為實(shí)現(xiàn)社會(huì)公平、彌合城鄉(xiāng)居民收入差距，促進(jìn)社會(huì)和諧的重要手段之一。所以，金融危機(jī)時(shí)中國出臺(tái)了十項(xiàng)措施，到2010年底將陸續(xù)增加4萬億的財(cái)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(kuò)大就業(yè)、增加居民收入。由于政府的財(cái)政支出的結(jié)構(gòu)、范圍和受益對(duì)象不同，對(duì)社會(huì)公平、社會(huì)福利狀況和收入分配的作用也不同（Ravallion，2009）。于是，認(rèn)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(shí)意義。

目前學(xué)術(shù)界通過實(shí)證比較財(cái)政支出和居民收入關(guān)系的研究相對(duì)較少，而更多關(guān)注的是城鄉(xiāng)收入差距與財(cái)政支出結(jié)構(gòu)的相關(guān)研究以及積極的財(cái)政政策對(duì)社會(huì)產(chǎn)生的影響。Aaron 和 McGuire（1970）基于個(gè)人效用函數(shù)的方法分析了美國20世紀(jì)60年代初期財(cái)政支出和收入關(guān)系的研究。他們得出本時(shí)期財(cái)政支出的分配是不合理的，因?yàn)榻?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(duì)財(cái)政支出的影響。實(shí)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(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，通過協(xié)整檢驗(yàn)、Granger因果檢驗(yàn)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(xiàng)稅費(fèi)和各項(xiàng)社會(huì)保險(xiǎn)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(huì)事業(yè)建設(shè)、災(zāi)后恢復(fù)重建和鐵路、公路、機(jī)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(shí)，為了消除時(shí)間序列數(shù)據(jù)的自相關(guān)性和數(shù)據(jù)的大幅度波動(dòng)，模型設(shè)定過程中我們將采用對(duì)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(duì)越南公共安全網(wǎng)的實(shí)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(fèi)兩個(gè)變量，而收入的多少又決定著消費(fèi)需求的大小。所以基于上述分析，我們建立的雙對(duì)數(shù)模型如式（1）：

lnY = α+ βlnX + ε（1）

其中，α為常數(shù)項(xiàng)，β為lnХ的系數(shù)，ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)。 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(jì)年鑒（1990）》，1990—2008年的數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒（2009）》，2009年的數(shù)據(jù)來自2010年3月《政府工作報(bào)告》中公布的數(shù)據(jù)。

二、實(shí)證分析

（一）單位根檢驗(yàn)

在進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)之前，由于時(shí)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(jìn)行單位根檢驗(yàn)，也就是數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)。本文采用最常用的ADF（Augmented Dickey-Fuller）檢驗(yàn)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(yàn)

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(yàn)可知，lnY和lnX都是不平穩(wěn)的，但兩個(gè)序列的一階差分?jǐn)?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(yàn)

通過單位根檢驗(yàn)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(duì)它們進(jìn)行協(xié)整（Cointegration）檢驗(yàn)。對(duì)協(xié)整關(guān)系的檢驗(yàn)與估計(jì)，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(duì)方程模型中的殘差序列做單位根檢驗(yàn)。具體操作步驟

首先，采用OLS（Ordinary Least Square）回歸分析法對(duì)兩變量進(jìn)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(hào)里的數(shù)字代表的是對(duì)應(yīng)系數(shù)的t統(tǒng)計(jì)值。

其次，對(duì)協(xié)整方程中的殘差序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。結(jié)果（如表2所示）。

表2 殘差序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

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(shí)，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(yàn)

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(jìn)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(jìn)了政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出的增加，這時(shí)候就要通過因果關(guān)系檢驗(yàn)來證明。本文選用Granger在1969年提出的通過時(shí)間序列具有的可觀測(cè)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(yàn)的關(guān)鍵在于滯后期的選擇，因?yàn)闇笃诓煌贸龅慕Y(jié)論也會(huì)有所不同。根據(jù)赤池信息準(zhǔn)則（AIC）最小化準(zhǔn)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(dāng)我們選擇的滯后期為8階時(shí)，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(shí)的檢驗(yàn)，此時(shí)說明政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出變動(dòng)是城鎮(zhèn)居民人均可支配收入變動(dòng)的Granger原因，即政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出的增加會(huì)引起城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的增加。另外，當(dāng)滯后期為6、7、8、9階時(shí)，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(yàn)簡單差分不一定能解決非平穩(wěn)時(shí)間序列所遇到的全部問題，所以要進(jìn)行誤差修正。誤差修正模型就是將誤差修正項(xiàng)看做一個(gè)解釋變量，連同其他反映短期波動(dòng)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(xiàng)，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(gè)變量的差分有機(jī)的結(jié)合在一起，建立誤差修正模型，用于說明變量差分項(xiàng)表現(xiàn)出的短期波動(dòng)。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(hào)里的數(shù)字代表的是對(duì)應(yīng)系數(shù)的t統(tǒng)計(jì)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(huì)同方向變化0.0656%，也說明在短期內(nèi)，支出的增加對(duì)收入增長的促進(jìn)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(huì)同方向變化0.9185%，也說明了收入在一定時(shí)期內(nèi)是具有剛性的。另外，誤差修正項(xiàng)系數(shù)為負(fù)數(shù)，符合反向修正機(jī)制，說明長期均衡關(guān)系對(duì)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(gè)變量進(jìn)行討論，采用了1980—2009年政府相關(guān)時(shí)間序列數(shù)據(jù)，利用協(xié)整檢驗(yàn)和Granger因果檢驗(yàn)以及誤差修正模型的方法進(jìn)行實(shí)證研究，得出的結(jié)論及建議（1）從協(xié)整檢驗(yàn)?zāi)Ｐ徒Y(jié)果分析表明，所選時(shí)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(huì)同方向增加1.0662%，說明兩者存在長期均衡關(guān)系的同時(shí)，政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出的增加會(huì)對(duì)城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的增加起到顯著的促進(jìn)作用。從Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果中分析，當(dāng)我們選擇滯后期為8階時(shí)，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(duì)收入的顯著促進(jìn)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(dāng)長的時(shí)期內(nèi)實(shí)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(duì)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(shí)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(shí)候短期政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出的劇增很可能會(huì)引發(fā)通貨膨脹。

參考文獻(xiàn)

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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(jì)算機(jī)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(jìn)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?fàn)顩r統(tǒng)計(jì)報(bào)告》?！秷?bào)告》顯示，截至2011年12月底，中國網(wǎng)民規(guī)模達(dá)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(dá)38.3%，較2008年的22.6%提升16個(gè)百分點(diǎn)，超出世界互聯(lián)網(wǎng)平均普及率30.2%八個(gè)百分點(diǎn)。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(jià)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(jì)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(jì)數(shù)字之一[3]。當(dāng)然，很多因素都會(huì)引起人們可支配收入的增長，比如工資的提高、物價(jià)的下降、社會(huì)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(dá)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(huì)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?fàn)顩r統(tǒng)計(jì)報(bào)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(duì)互聯(lián)網(wǎng)人數(shù)與城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入進(jìn)行相關(guān)性檢驗(yàn)，圖1 即為兩者相關(guān)性的散點(diǎn)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(duì)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(gè)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(duì)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(jìn)行相關(guān)性檢驗(yàn)。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(gè)自變量已經(jīng)確定。并且，上文中兩個(gè)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(jī)變量。

三、回歸模型的檢驗(yàn)和確定

（一）半對(duì)數(shù)模型的檢驗(yàn)

（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(jì)檢驗(yàn)

1、模型的擬合優(yōu)度檢驗(yàn)

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(yàn)-F檢驗(yàn)

計(jì)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(rèn)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(rèn)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(yàn)-t檢驗(yàn)

由軟件計(jì)算出所有的t 統(tǒng)計(jì)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(rèn)為兩個(gè)解釋變量對(duì)于被解釋變量的因果關(guān)系顯著。

4、自相關(guān)檢驗(yàn)-DW檢驗(yàn)

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

四、模型的經(jīng)濟(jì)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(jì)數(shù)據(jù)建立二元統(tǒng)計(jì)回歸計(jì)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(shí)，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(dāng)互聯(lián)網(wǎng)用戶數(shù)不變時(shí)，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。