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時間：2022-06-30 14:48:03
序論：好文章的創(chuàng)作是一個不斷探索和完善的過程，我們?yōu)槟扑]十篇城鎮(zhèn)居民可支配收入范例，希望它們能助您一臂之力，提升您的閱讀品質(zhì)，帶來更深刻的閱讀感受。
中圖分類號：F22 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號：1673-291X（2013）24-0229-04
珠海市位于廣東省珠江口的西岸，是中國南方港口城市，經(jīng)濟(jì)特區(qū)。珠海1953年建縣，1979年建市，1980年成立經(jīng)濟(jì)特區(qū)，2008年國務(wù)院頒布實(shí)施珠江三角洲地區(qū)改革發(fā)展規(guī)劃綱要（2008—2020年），并明確珠海為珠江口西岸的核心城市。珠海建市以來，經(jīng)濟(jì)持續(xù)快速增長，從一個默默無聞的邊陲小鎮(zhèn)發(fā)展成為初具規(guī)模的現(xiàn)代化花園式海濱城市。隨著珠海經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，珠海城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)性支出與可支配收入水平也持續(xù)穩(wěn)步提高。研究珠海城鎮(zhèn)居民消費(fèi)性支出與可支配收入的變化趨勢及相關(guān)關(guān)系，發(fā)現(xiàn)二者之間在數(shù)量關(guān)系上的基本規(guī)律，對增加居民收入，提高人民生活水平具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。本文根據(jù)1993—2011年珠海城鎮(zhèn)居民家庭消費(fèi)性支出與可支配收入的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，采用一元線性回歸模型進(jìn)行回歸分析，為珠海市政府研究制定相關(guān)政策措施提供可靠的依據(jù)。
一、一元線性回歸模型
對于變量間的相關(guān)關(guān)系，我們可以根據(jù)大量的統(tǒng)計資料，找出它們在數(shù)量變化方面的規(guī)律（即“平均”的規(guī)律），這種統(tǒng)計規(guī)律所揭示的關(guān)系就是回歸關(guān)系，所表示的數(shù)學(xué)方程就是回歸方程或回歸模型。在研究變量間的相關(guān)關(guān)系時，一般將引起某一現(xiàn)象變化的因素（或原因）稱為自變量，將被引起變化的現(xiàn)象（即結(jié)果）稱為因變量。在直角坐標(biāo)系中將大量數(shù)據(jù)繪制成散點(diǎn)圖，這些點(diǎn)不在一條直線上，但可以從中找到一條合適的直線，使各散點(diǎn)到這條直線的縱向距離之和最小，這條直線就是回歸直線，這條直線的方程叫做線性回歸模型。
（四）模型檢驗(yàn)
1.顯著性檢驗(yàn)。表3中，相關(guān)系數(shù)是R=0.979，預(yù)定顯著性水平a=0.05，在自由度n-2=17下查相關(guān)系數(shù)表知Ra=0.45553。因?yàn)閨R|Ra，所以消費(fèi)性支出與可支配收入呈正相關(guān)關(guān)系，說明可支配收入是決定消費(fèi)性支出的關(guān)鍵因素，因此，該一元線性回歸模型通過顯著性檢驗(yàn)。
2.R2檢驗(yàn)。R2是樣本決定系數(shù)（R-square），它測度了在y的總變異中，由回歸模型解釋的那個部分所占的比例，所以R-square反映回歸方程的擬合優(yōu)度，取值范圍在0～1之間，越接近1，則擬合越好，擬合優(yōu)度高；越接近0，則擬合越差，擬合優(yōu)度低。表3中我們可以看到，R-square為0.958，數(shù)值較大，并且接近于1，因此我們認(rèn)為該一元線性回歸模型擬合好，擬合優(yōu)度高，因此，該一元線性回歸模型通過R2檢驗(yàn)。
3.正態(tài)性檢驗(yàn)。假設(shè)在一元線性回歸模型中，ε服從正態(tài)分布，即ε～N（0，σ2）。我們可以繪出回歸殘差值的直方圖來檢驗(yàn)這一假設(shè)能否成立，如果繪出回歸殘差值的直方圖是鐘狀圖形，假設(shè)成立。我們用SPSS軟件繪制回歸模型的殘差值直方圖（如圖2所示）。從圖2來看，該直方圖接近于鐘狀圖形，即正態(tài)分布，因此，該一元線性回歸模型通過正態(tài)性檢驗(yàn)。
4.異方差性檢驗(yàn)。繪制自變量可支配收入的回歸殘差值散點(diǎn)圖，可以檢驗(yàn)自變量可支配收入的回歸殘差值的異方差性。我們使用SPSS軟件繪制可支配性收入的回歸殘差值散點(diǎn)圖（如圖3所示）。圖3中，回歸模型中自變量可支配收入的殘差值的分布是亂七八糟的，沒有規(guī)律，因此，該一元線性回歸模型通過異方差性檢驗(yàn)。
三、結(jié)論
通過上述分析，我們可以得出以下三個結(jié)論。
1.珠海城鎮(zhèn)居民消費(fèi)性支出與可支配收入存在較優(yōu)的回歸關(guān)系，且呈正相關(guān)關(guān)系。經(jīng)過對回歸模型的各項檢驗(yàn)，可以確定珠海城鎮(zhèn)居民年人均消費(fèi)性支出與可支配收入之間的一元線性回歸模型為： i=913.718+ 1.227xi。
2.可支配收入是決定消費(fèi)性支出的關(guān)鍵因素。政府應(yīng)合理調(diào)整收入分配格局，努力增加居民收入，實(shí)現(xiàn)居民收入增長和經(jīng)濟(jì)發(fā)展同步，提高低收入群體的收入水平，縮小貧富差距，才能真正刺激內(nèi)需，促進(jìn)消費(fèi)，從而推動經(jīng)濟(jì)持續(xù)健康發(fā)展。
3.可支配收入不是影響消費(fèi)性支出的唯一因素，非收入因素對消費(fèi)的影響也十分重要。政府應(yīng)高度重視這些非收入因素，盡可能完善促進(jìn)消費(fèi)的政策措施，鞏固擴(kuò)大傳統(tǒng)消費(fèi)，積極培育熱點(diǎn)消費(fèi)，推動消費(fèi)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級，改善消費(fèi)環(huán)境，加快商貿(mào)流通環(huán)境等基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，擴(kuò)大消費(fèi)信貸，整頓和規(guī)范市場價格秩序，為廣大消費(fèi)者提供更加便利、安全、放心的消費(fèi)環(huán)境。
參考文獻(xiàn)：
消費(fèi)是人類通過消費(fèi)品滿足自身欲望的一種經(jīng)濟(jì)行為。在宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)中，消費(fèi)是指某時期一人或一國用于消費(fèi)品的總支出?？芍涫杖耄Q“國民可支配收入”或“居民可支配收入”，它是觀察和分析國家之間、地區(qū)之間以及部門和人群之間收入如何分配的最重要的經(jīng)濟(jì)指標(biāo)。本文的目的是研究消費(fèi)與可支配收入之間的關(guān)系。運(yùn)用計量經(jīng)濟(jì)學(xué)的觀點(diǎn)，并用EViews軟件進(jìn)行實(shí)驗(yàn)。本文對2009年全國各地城鎮(zhèn)居民家庭平均每人全年生活費(fèi)支出的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析并指出收入對各項支出的影響。通過對比2008年的數(shù)據(jù)，分析變化的原因，對未來進(jìn)行估計的同時提出意見。
（一）背景
幾百年來，關(guān)于收入與消費(fèi)之間的經(jīng)濟(jì)學(xué)探討從未停止。亞當(dāng)·斯密（Adam Smith）在《國富論》中就強(qiáng)調(diào)過消費(fèi)的重要性，他認(rèn)為“消費(fèi)是所有生產(chǎn)的唯一終點(diǎn)和最終目的”。消費(fèi)作為國家內(nèi)需的重要構(gòu)成部分，與國計民生息息相關(guān)。近幾十年，隨著中國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，居民的消費(fèi)觀念與消費(fèi)對象也發(fā)生了翻天覆地的變化，從吃得飽到吃得健康、吃得綠色，從穿得暖和到穿得體面，從解決溫飽到全民奔小康，而居民消費(fèi)的發(fā)展趨勢和消費(fèi)需求問題也成為我國社會各界密切關(guān)注的熱點(diǎn)和焦點(diǎn)。大量研究成果充分說明，收入是決定消費(fèi)需求及其變動的最主要因素。
（二）消費(fèi)結(jié)構(gòu)
所謂消費(fèi)結(jié)構(gòu)是指在一定的社會經(jīng)濟(jì)條件下，消費(fèi)者（包括各種不同類型的消費(fèi)者和社會集團(tuán)）在消費(fèi)過程中所消費(fèi)的各種不同類型的消費(fèi)資料（包括勞務(wù)）的比例關(guān)系。
1.西方經(jīng)濟(jì)學(xué)家對消費(fèi)支出的分類，一般有以下三種：
（1）按吃、穿、住、用劃分；
（2）按消費(fèi)對象基本屬性劃分，分為非耐用消費(fèi)品、耐用消費(fèi)品、勞務(wù)；
（3）按消費(fèi)的社會功能分可為社會消費(fèi)和生理消費(fèi)。
消費(fèi)結(jié)構(gòu)的變化取決于多方面因素，而起決定作用的因素是人均收入水平。恩格爾定律揭示了兩者的關(guān)系，恩格爾系數(shù)=食物支出金額/總支出金額×100%，恩格爾系數(shù)作為衡量一個家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)，乃至一個國家的居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變化的指標(biāo)，也成為衡量富國、窮國的標(biāo)準(zhǔn)。一般隨著收入的增加，恩格爾系數(shù)趨于下降，故發(fā)達(dá)國家的恩格爾系數(shù)相對較低。
2.從整個人類社會發(fā)展的過程看，消費(fèi)結(jié)構(gòu)變化一般規(guī)律可概括為四個轉(zhuǎn)化：
（1）從自給性消費(fèi)為主的消費(fèi)結(jié)構(gòu)向商品性消費(fèi)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化；
（2）在商品性消費(fèi)結(jié)構(gòu)中，吃為主的消費(fèi)結(jié)構(gòu)向穿用為主的消費(fèi)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化；
（3）由物質(zhì)性消費(fèi)為主向精神和勞務(wù)性消費(fèi)為主的結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化；
（4）由商品消費(fèi)結(jié)構(gòu)向產(chǎn)品性消費(fèi)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化。
3.在人類發(fā)展歷程中，消費(fèi)結(jié)構(gòu)與不同的社會生產(chǎn)力相對應(yīng)。根據(jù)消費(fèi)層次理論認(rèn)為，低級階段吃穿兩項為主，中級階段房子、車子等耐用消費(fèi)品占主要地位，高級階段則以精神文化生活消費(fèi)為主要內(nèi)容（張正萍，2008）。
（三）相關(guān)消費(fèi)理論
相對而言較差。t=3.451409>t0.05，可支配收入對住房支出有顯著影響。
（三）計量經(jīng)濟(jì)的檢驗(yàn)
1.多重共線性的檢驗(yàn)
2.異方差性的檢驗(yàn)
由OLS估計的最終結(jié)果中R-squared和Adjusted R-squared的值（見表5和表6）可知，模型的擬合較好，由懷特異方差檢驗(yàn)的結(jié)果可知OLS*R-squared統(tǒng)計量的伴隨概率p
三、實(shí)證結(jié)果對比分析
（一）食品消費(fèi)支出
2009年的R2=0.780773，2008年的R2=0.780773，都較高，模型整體擬合良好，居民可支配收入對食品的影響顯著。2009年食品支出占總支出份額與2008年度相比變化不大，但有所下降，隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，人們生活水平的提高，相對而言食品支出占的總份額會有所下降，這符合了消費(fèi)結(jié)構(gòu)變化的一般規(guī)律。從指數(shù)上看出，由于人均收入水平的在提高，總消費(fèi)支出也有了明顯的提高。用于食品消費(fèi)支出的金額也加大了許多，這是2008年后的經(jīng)濟(jì)危機(jī)通貨膨脹物價上漲的結(jié)果。說明人們生活水平的提高，對吃的要求已經(jīng)不僅僅局限于溫飽階段，而是要吃得飽、吃得天然、吃得健康。
（二）衣著支出
對比2009年和2008年，人們用于衣著消費(fèi)的支出有所上升，但總體變化不明顯。說明近幾年居民都已經(jīng)比較注重衣服的質(zhì)量和質(zhì)感了，不僅僅追求穿得暖和，還要穿得舒服，穿得符合自己的性格愛好和身份，并且越來越追求時尚與高檔了。也說明居民生活消費(fèi)狀態(tài)相對穩(wěn)定，我國經(jīng)濟(jì)穩(wěn)步發(fā)展，人們對我國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展趨勢持樂觀態(tài)度。
（三）醫(yī)療消費(fèi)支出
2009年和2008年相比，人們用于醫(yī)療保健支出占總支出比例有所上升。說明了隨著人們收入的增加和生活水平的提高，人們對于疾病本身也越來越重視，健康意識增強(qiáng)，同時也反映了醫(yī)療費(fèi)用還是相對較高。但由于醫(yī)療相關(guān)消費(fèi)價格上漲，消費(fèi)者所享受的商品和服務(wù)卻并不一定提升了。所以我國急需完善居民醫(yī)療保險體制，并解決居民看病難看病貴的問題，以促進(jìn)社會安定人民安居樂業(yè)經(jīng)濟(jì)的長久穩(wěn)步發(fā)展（吳沛、楚曉東，2007）。
（四）住房消費(fèi)支出
對比2009年和2008年，住房消費(fèi)總支出份額下降。這說明在收入基數(shù)增大的同時，人們把更多的支出放在了食品、衣著和醫(yī)療消費(fèi)方面，而在住房方面人們則持保守態(tài)度。表明受2008年金融危機(jī)的影響，雖然經(jīng)濟(jì)穩(wěn)步發(fā)展，但是通貨膨脹物價上漲，從而導(dǎo)致各種消費(fèi)的增加，因而房地產(chǎn)的未來發(fā)展趨勢不明朗。
四、對策建議
1.建立收入穩(wěn)定增長的長效機(jī)制，促進(jìn)居民收入的穩(wěn)步提高。收入增長是促進(jìn)消費(fèi)增長的決定性因素，因此建立有效的穩(wěn)定增長經(jīng)濟(jì)體制，是增加收入，全面提高和改善人民生活水平的重要途徑。對城鎮(zhèn)低收入者和下崗職工的再培訓(xùn)，對二次創(chuàng)業(yè)的技術(shù)培訓(xùn)、政策支持、資金援助等，都是非常重要的。大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，發(fā)展多種形式的集體經(jīng)濟(jì)，鼓勵支持個體經(jīng)濟(jì)、私營經(jīng)濟(jì)健康發(fā)展，扶持中小型企業(yè)，創(chuàng)造更多的就業(yè)機(jī)會。
2.建立健全和完善市場競爭機(jī)制。緊跟城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的變化趨勢，一方面滿足城鎮(zhèn)居民現(xiàn)有的消費(fèi)需求，另一方面創(chuàng)造并發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)居民可能的潛在的消費(fèi)需求。鼓勵對市場上現(xiàn)有的商品進(jìn)行改善或者更新?lián)Q代，或者不斷地開發(fā)新穎、功能獨(dú)特的新產(chǎn)品，或者個性化的產(chǎn)品，滿足不同人群的不同消費(fèi)需求。
3.進(jìn)一步完善社會保障體制。醫(yī)療消費(fèi)支出的邊際消費(fèi)傾向較小，完善社會保障體制有助于推動企業(yè)的改革，增強(qiáng)企業(yè)的活力，促進(jìn)社會經(jīng)濟(jì)的發(fā)展；有助于維護(hù)勞動者的利益，減少改革的阻力，維護(hù)社會穩(wěn)定；有助于調(diào)節(jié)貧富差距，營造和諧的社會氛圍，促進(jìn)社會公平正義的實(shí)現(xiàn)。社會保障是市場經(jīng)濟(jì)的重要支柱，市場經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展，居民對社會保障的需求日益強(qiáng)烈，完善社會保障體系早已是勢在必行（黃繼煒，2008）。
4.完善健全金融證券機(jī)構(gòu)，引導(dǎo)消費(fèi)趨向。人們在消費(fèi)時，應(yīng)當(dāng)理性消費(fèi)，人們應(yīng)該考慮在金融保險證券行業(yè)和科技教育方面等有長期回報率的領(lǐng)域投資。國家應(yīng)當(dāng)完善和健全這些金融機(jī)構(gòu)，使人們能夠安心地進(jìn)行投資和理財。
【參考文獻(xiàn)】
[1] 門麗瓊，胥巍，楊晨光.陜西城鎮(zhèn)居民消費(fèi)行為研究——基于不同收入階層的實(shí)證分析[J].財經(jīng)界（學(xué)術(shù)版），2010（10）：43-44.
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(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(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(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(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(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,全國也趨于減緩;當(dāng)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(shí)現(xiàn)對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。這種與全國的絕對水平和增長速度差距的擴(kuò)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(kuò)大之勢。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年間絕對差距擴(kuò)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(biāo)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(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(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(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(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)移支付差距對可支配收入差距的貢獻(xiàn)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(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(kuò)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(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(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(shí)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(jì)發(fā)展快于全國而略慢于廣東。它會直接導(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(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)資本與勞動投入對城鎮(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),并取對數(shù)得模型:
GPUit=β0i +β1iCAPit +β2iLABit+μit,
其中:為取對數(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β0i幾乎都統(tǒng)計上不顯著,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)模報酬遞增階段。廣東產(chǎn)出的勞動彈性為負(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(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(dá)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(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(kuò)散趨勢,與廣東的絕對差距在擴(kuò)大,相對差距在縮小。導(dǎo)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(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(dāng)期的勞動投入狀況,尤其應(yīng)該努力創(chuàng)造就業(yè)機(jī)會,提高勞動就業(yè)率和勞動投入總規(guī)模,以盡快實(shí)現(xiàn)對先進(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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城鎮(zhèn)居民人均可支配收入，住戶作為基本單位
以北京市為例，調(diào)查范圍是居住在城鎮(zhèn)區(qū)域范圍內(nèi)（按國家統(tǒng)計局《統(tǒng)計上劃分城鄉(xiāng)的規(guī)定》確定的城區(qū)和鎮(zhèn)區(qū)）的常住戶，其中包括戶口在本地區(qū)的常住住戶和戶口在外地、居住在本地區(qū)半年以上的住戶（包括單身戶和一些具有固定住宅的流動人口）兩類。在這個范圍內(nèi)，將人員分類、并進(jìn)行收入分級排序，采取隨機(jī)等距的抽樣方式，抽取部分常住戶作為調(diào)查樣本，其中每戶居民家庭可用來自由支配的收入（包括:最終消費(fèi)支出、其它非義務(wù)性支出及儲蓄）等將被納入計算范圍，分為家庭全部成員勞動收入與非勞動收入（如贈予等）。
二、職工人均工資，以單位為基本統(tǒng)計口徑
職工人均工資的統(tǒng)計范圍為國家機(jī)關(guān)、企事業(yè)單位（除私營和個體戶的從員人員）職工的工資性收入，不包括其他社會成員的收入。
三、調(diào)查方法“形式各異”
城鎮(zhèn)居民人均可支配收入，從賬本中“誕生”的統(tǒng)計數(shù)據(jù)
采取隨機(jī)等距抽樣的調(diào)查方式。居民可支配收入是通過大量居民家庭實(shí)際記賬統(tǒng)計出來的。面對全國31個省、自治區(qū)、直轄市（包括現(xiàn)役軍人）的近13.4億人口，4億多戶家庭。我們不可能像“人口普查”那樣進(jìn)行“地毯式”的逐戶調(diào)查，借助統(tǒng)計方法的抽樣調(diào)查。我們只調(diào)查其中的一部分，這一部分要有代表性，不能隨意選擇，那么就需要用抽樣方法來選擇常年記賬戶。現(xiàn)在全國約6.6萬城鎮(zhèn)記賬戶，7.4萬農(nóng)村記賬戶，他們每天將家庭的日常開支和收入進(jìn)行逐筆記賬?？赡苡腥艘獑?？這些“記賬戶”是如何產(chǎn)生的呢？既然是抽樣調(diào)查，就要保證樣本的代表性。每年正式記賬開始前，都要以先進(jìn)行一次“大樣本”調(diào)查，大約占10%的比例。舉例來說，目前北京市有5000個記賬戶，為了確定5000個記賬戶，首先要進(jìn)行一次大樣本調(diào)查，按1∶10的比例，也就是起碼要對5萬戶進(jìn)行調(diào)查，在5萬戶調(diào)查結(jié)束后，把居民的收入水平、收入結(jié)構(gòu)、戶型結(jié)構(gòu)、各個行業(yè)的結(jié)構(gòu)都搞清楚，然后在這5萬戶中再抽取1/10作為記賬戶。為了減輕記賬戶的負(fù)擔(dān)，我們每年要輪換掉1/3。我們每3年進(jìn)行一次大樣本調(diào)查，大樣本調(diào)查的人比較多，調(diào)查戶比較多，出來的資料更可靠。
四、職工人均工資，從104報表中“加加減減”統(tǒng)計數(shù)據(jù)
職工人均工資的調(diào)查方法是采用全面統(tǒng)計報表方法，即全市所有城鎮(zhèn)單位（不含私營、個體單位）每季度、年度報送《從業(yè)人員及工資總額》報表匯總、計算而成。
五、指標(biāo)含義引出構(gòu)成不同
從指標(biāo)含義上看，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入是指調(diào)查戶人均用于最終消費(fèi)支出和其他非義務(wù)性支出及儲蓄的總額，即居民家庭人均可以用來自由支配的收入。它是反映一定時期內(nèi)居民家庭收入高低程度的主要指標(biāo)。它包含調(diào)查戶所有家庭成員在調(diào)查期得到的工資及補(bǔ)貼收入、其它勞動收入、經(jīng)營凈收入、財產(chǎn)性收入（如銀行存款、有價證券、利息收入等）、轉(zhuǎn)移性收入（養(yǎng)老金或離退休金、社會救濟(jì)收入、最低生活保障、其他轉(zhuǎn)移性收入等）的家庭總收入，再扣除了繳納給國家的各項稅費(fèi)，如個人所得稅、醫(yī)療保險、養(yǎng)老保險、失業(yè)保險（不包括商業(yè)性保險）等，再扣掉記賬戶補(bǔ)貼后的剩余部分。
職工平均工資是指各單位的職工在一定時期內(nèi)每人所得的貨幣工資額，它是反映一定時期內(nèi)職工工資收入的高低程度的主要指標(biāo)。它包括基本工資、職務(wù)工資、級別工資、工齡工資、計件工資、獎金、各種津貼和補(bǔ)貼、交通補(bǔ)貼、洗理費(fèi)、書報費(fèi)、旅游費(fèi)、過節(jié)費(fèi)、伙食補(bǔ)助、住房補(bǔ)貼、住房提租補(bǔ)貼、，由單位從個人工資中直接為其代扣或代繳的個人所得稅、房水電費(fèi)以及住房公積金和社會保險基金個人繳納部分等，不論是以貨幣形式還是以實(shí)物形式支付，只要符合勞動報酬性質(zhì)，都應(yīng)統(tǒng)計在工資總額中。但不包括防暑降溫費(fèi)、冬季取暖補(bǔ)貼、生活困難補(bǔ)助費(fèi)、獨(dú)生子女費(fèi)、稿費(fèi)、講課費(fèi)、股息分紅及債券利息等。
六、“算式”中看到的口徑差異
從計算方法上看：
七、兩者“地基”不同
城鎮(zhèn)居民人均可支配收入調(diào)查資料是通過城市居民家庭成員基本情況、家庭就業(yè)情況、家庭現(xiàn)金收支、消費(fèi)支出、非現(xiàn)金（實(shí)物及服務(wù)）收入等內(nèi)容采用日記帳方法搜集匯總而成；勞動工資統(tǒng)計的職工人均工資是依靠全面統(tǒng)計報表制度，由各企業(yè)、機(jī)關(guān)、事業(yè)單位填表，經(jīng)計算機(jī)超級匯總?cè)〉玫摹?/p>
八、“五個差異”讓你看出兩者到底差在哪兒
1.可支配收入不僅包括就業(yè)收入，還包括財產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入、從事第二職業(yè)的收入、家庭財產(chǎn)的增值收入、親友間的瞻養(yǎng)和贈送收入以及出售家庭財物的收入等等。職工工資只包括單位直接支付給本單位職工的勞動報酬總額。
2.可支配收入要包含在個體及私營企業(yè)獲得的收入，職工工資中則不包含這部分人員的收入。
3.可支配收入要扣除個人繳納的各種稅費(fèi)，而職工工資則要包含單位從個人工資中直接為其代扣或代繳的個人所得稅、房水電費(fèi)以及住房公積金和社會保險基金個人繳納部分等。
4.職工平均工資是對所有職工的平均，而人均可支配收入是對全體社會成員的平均，它是以一個地區(qū)所有人的工資性收 入、經(jīng)營凈收入、財產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入總和除以這個地區(qū)的總?cè)藬?shù)得出，其分母既包括有工作和收入的社會成員，也包括沒有工作的離退休人員，還包括沒有收入的失業(yè)人員、未成年人等，這些沒有工作或收入的人員同樣分?jǐn)偟綌?shù)值相同的人均可支配收入，這也與人們通常對收入概念的認(rèn)知有所差異。
九、探尋普通家庭收支背后的“玄機(jī)”
有人可能會覺得從理論上講解兩個統(tǒng)計指標(biāo)的異同太過晦澀?，F(xiàn)在就讓我們站在一戶普通家庭的視角，為你探究可支配收入與職工工資間的“那點(diǎn)兒事”。
注：此實(shí)例中引用的數(shù)據(jù)都經(jīng)過調(diào)整，不涉及泄露居民單項統(tǒng)計資料的情況。
根據(jù)表中資料計算得出:
1.該戶居民家庭可支配收入=23050-2265=20785元
人均可支配收入=20785÷5=4157元
2.計算該戶就業(yè)人員的職工工資總額＝妻子的收入＋丈夫的收入＝（2000＋1500＋1000）＋（1700＋2000＋1200）＝9400元
職工平均工資＝9400÷2＝4700元
［中圖分類號］F014．4［文獻(xiàn)標(biāo)識碼］A［文章編號］1672－2426（2006）12－0013－03
進(jìn)入21世紀(jì)，遼寧省國民經(jīng)濟(jì)和社會事業(yè)持續(xù)穩(wěn)定健康快速發(fā)展，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入顯著提高，生活環(huán)境和質(zhì)量明顯改善。但城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的絕對量低于全國平均水平的現(xiàn)實(shí)問題，特別是與國內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)差距不斷擴(kuò)大的趨勢，仍是困擾遼寧擴(kuò)大消費(fèi)、拉動內(nèi)需的重要制約因素。本文力求結(jié)合遼寧經(jīng)濟(jì)發(fā)展實(shí)際和居民自身的收入能力，在全國大的視野下思考如何提高城鎮(zhèn)居民人均可支配收入問題。
一、遼寧省城鎮(zhèn)居民人均可支配收入現(xiàn)狀
根據(jù)國家統(tǒng)計局的定義，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入是指城鎮(zhèn)居民家庭在支付個人所得稅、財產(chǎn)稅及其他經(jīng)常性轉(zhuǎn)移支出后所余下的人均實(shí)際收入，是直接反映一個地區(qū)城鎮(zhèn)居民富裕程度的主要指標(biāo)。它包含四方面內(nèi)容：家庭中就業(yè)人員從單位得到的含工資、獎金、第一職業(yè)以外獲得的其他勞動收入在內(nèi)的工薪收入；家庭成員從事個體和私營經(jīng)營獲取的經(jīng)營凈收入；居民通過出租房屋、炒股等方式獲得的財產(chǎn)性收入；家庭成員所獲得的養(yǎng)老金、離退休金、失業(yè)保險、贍養(yǎng)收入等轉(zhuǎn)移性收入。
1．縱向比較分析。從縱向比較分析（見下表）可以看出遼寧省城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與全國平均水平的差距。通過與全國平均水平比照，遼寧省城鎮(zhèn)居民人均可支配收入具有三個特點(diǎn)：一是遼寧省城鎮(zhèn)居民人均可支配收入水平總體呈穩(wěn)步增長的態(tài)勢?！笆濉逼谀┍取熬盼濉逼谀﹥粼黾邮杖?750元。二是遼寧省城鎮(zhèn)居民人均可支配收入低于全國平均水平。2000年至2005年?熏分別比全國平均水平低923元、1062元、1178元、1232元、1415元和1386元，并呈現(xiàn)出差距不斷擴(kuò)大趨勢。三是遼寧省城鎮(zhèn)居民人均可支配收入凈增加收入低于全國平均水平。全國“十五”期末比“九五”期末凈增加收入4213元，比遼寧省高出463元。
2．橫向比較分析。居民收入與地區(qū)生產(chǎn)總值之間有很強(qiáng)的相關(guān)關(guān)系，居民收入增加取決于經(jīng)濟(jì)增長，如果經(jīng)濟(jì)保持穩(wěn)定增長的態(tài)勢，國民收入中供居民個人分配的部分就會按照一定的比例增加。這里主要選取《中國統(tǒng)計年鑒》（2004年）地區(qū)生產(chǎn)總值、地區(qū)人均GDP、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入等基礎(chǔ)數(shù)據(jù)進(jìn)行橫向比較分析，通過遼寧省與全國其他30個省市區(qū)比照，其特點(diǎn)：一是遼寧省城鎮(zhèn)居民人均可支配收入在全國的位次雖有提高，但絕對量與先進(jìn)省市相比差距仍然很大。遼寧省城鎮(zhèn)居民人均可支配收入由2003年僅列全國31個省市區(qū)的第24位，到2004年已提升至第16位，但絕對量與排在全國前5位的上海、北京、浙江、廣東和天津相比，分別相差8676元、7630元、6539元、5620元和3457元。二是遼寧省經(jīng)濟(jì)增長與居民收入增長還未形成良性互動機(jī)制。2004年遼寧省地區(qū)生產(chǎn)總值達(dá)到6872億元，位居全國第8位；地區(qū)人均GDP達(dá)到16297元，位居全國第9位；而城鎮(zhèn)居民人均可支配收入僅列全國第16位。反映出遼寧省在體制機(jī)制、設(shè)備技術(shù)以及企業(yè)管理等方面的相對滯后直接影響投入產(chǎn)出比例和經(jīng)濟(jì)效率的提高，而上海、廣東、江蘇、浙江等發(fā)達(dá)省市已初步形成了良性互動機(jī)制。
3．制約因素分析。一是傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)比重大，經(jīng)濟(jì)效率比較低。工業(yè)結(jié)構(gòu)問題一直制約著遼寧經(jīng)濟(jì)的快速健康發(fā)展，進(jìn)而影響城鎮(zhèn)居民收入水平的提高。一般來說，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與職工平均工資、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入之間存在著密切的相關(guān)關(guān)系，低附加值產(chǎn)業(yè)和過度競爭產(chǎn)業(yè)的盈利空間相對較小，職工的工資也就難以大幅提高。2004年，遼寧省勞動生產(chǎn)率居全國第6位，而經(jīng)濟(jì)運(yùn)行效率和工業(yè)增加值率分別僅列第15位和第25位，這也是造成遼寧省職工平均工資低于全國平均水平的重要因素之一。二是下崗失業(yè)人員較多，就業(yè)壓力較大。體制轉(zhuǎn)軌和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整導(dǎo)致大批工人和商業(yè)服務(wù)人員處于失業(yè)、半失業(yè)狀態(tài)，直接造成遼寧省在“十五”前四年進(jìn)入失業(yè)高峰期，2004年城鎮(zhèn)登記失業(yè)人數(shù)達(dá)到68萬人左右，城鎮(zhèn)登記失業(yè)率達(dá)到6．4％，為全國各省市區(qū)最高位。同時，“失業(yè)―再就業(yè)―再失業(yè)”問題也較嚴(yán)重。一般而言，下崗職工的人均收入不足在崗職工人均收入的20％，結(jié)果使城鎮(zhèn)部分群體收入下降，直接影響居民總體收入水平的增長。三是法律法規(guī)體系建設(shè)滯后，勞資雙方關(guān)系較為緊張。由于市場經(jīng)濟(jì)體制取向的經(jīng)濟(jì)體制改革中相應(yīng)的法律法規(guī)不健全，導(dǎo)致一些私營企業(yè)、合資企業(yè)以及部分國有經(jīng)濟(jì)單位在資本趨利性的影響下，總是盡可能壓低工資，使我省職工平均工資水平偏低，2003年我省在崗職工平均工資比全國平均水平低1569元，并有差距逐步拉大趨勢。四是勞動法規(guī)監(jiān)督檢查不力，職工合法權(quán)益受到侵害。國家在勞動時間、加班報酬、勞動安全、勞動保護(hù)以及最低工資等方面都有一系列規(guī)定，但由于執(zhí)法和執(zhí)法檢查不力，不少用人單位不與勞動者簽訂勞動合同，一些單位吸納下崗職工簽訂的勞動合同期限較短或以試用期等名義壓低工資，直接減少了勞動者應(yīng)得的正常收入。五是居民收入差距加大，社會穩(wěn)定受到影響。遼寧省城鎮(zhèn)居民高收入家庭與低收入家庭的收入差距一直呈擴(kuò)大趨勢，2003年最高收入家庭人均可支配收入是最低收入家庭的6．7倍，比2000年擴(kuò)大了1．6倍，城鎮(zhèn)貧困人口比2000年增加了70萬，這既與以價值規(guī)律為基本規(guī)律的市場經(jīng)濟(jì)具有使收入差距擴(kuò)大的內(nèi)在傾向有關(guān)聯(lián)，也與城市內(nèi)部不同行業(yè)和不同所有制單位之間的收入差距擴(kuò)大有關(guān)聯(lián)。因此，要加快建立與市場經(jīng)濟(jì)相適應(yīng)的收入分配制度，從制度上規(guī)范收入的合法來源，努力縮小收入差距，減少社會不穩(wěn)定因素。
二、提高遼寧省城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的必要性與可能性
1．從宏觀導(dǎo)向上看，提高城鎮(zhèn)居民人均可支配收入是全省今后一段時期的主要任務(wù)。一是努力提高城鎮(zhèn)居民人均可支配收入是貫徹落實(shí)科學(xué)發(fā)展觀的客觀要求。要始終堅持以人為本，把人的全面發(fā)展作為經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展的最終目標(biāo)，做到發(fā)展為了人民、發(fā)展依靠人民、發(fā)展成果惠及人民，不斷增加居民收入，努力改善生活水平，實(shí)現(xiàn)好、維護(hù)好、發(fā)展好最廣大人民群眾的根本利益。二是努力提高城鎮(zhèn)居民人均可支配收入是推進(jìn)遼寧老工業(yè)基地全面振興和建設(shè)全面小康社會的主要目標(biāo)。在實(shí)施老工業(yè)基地調(diào)整改造振興過程中，要始終關(guān)心群眾的切身利益，高度重視擴(kuò)大就業(yè)和社會保障體系建設(shè)，妥善處理好改革、發(fā)展和穩(wěn)定的關(guān)系，使人民群眾在實(shí)施老工業(yè)基地振興戰(zhàn)略中得到實(shí)惠。同時，建設(shè)全面小康社會的核心就是努力提高人民群眾的收入水平。三是努力提高城鎮(zhèn)居民人均可支配收入是實(shí)現(xiàn)遼寧經(jīng)濟(jì)增長方式轉(zhuǎn)變的內(nèi)在需要。著力推進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長方式轉(zhuǎn)變，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)較快增長的關(guān)鍵是要從過去靠投資拉動轉(zhuǎn)向靠投資和消費(fèi)雙重拉動，努力擴(kuò)大國內(nèi)需求?？梢哉f，擴(kuò)大內(nèi)需是我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的長期戰(zhàn)略方針和基本立足點(diǎn)，這就要求我們在今后的工作中努力調(diào)整投資消費(fèi)關(guān)系，維持必要的投資率，努力提高消費(fèi)率，把增加城鎮(zhèn)居民收入作為擴(kuò)大消費(fèi)需求的重點(diǎn)。
2．從經(jīng)濟(jì)周期波動上看，提高城鎮(zhèn)居民人均可支配收入是符合經(jīng)濟(jì)發(fā)展內(nèi)在規(guī)律的。經(jīng)濟(jì)周期波動是以地區(qū)生產(chǎn)總值增長率為參照標(biāo)準(zhǔn)。從遼寧省經(jīng)濟(jì)波動來看，為期十年的一個經(jīng)濟(jì)周期大都按照“低谷、恢復(fù)、繁榮、衰退”的發(fā)展態(tài)勢運(yùn)行。遼寧省新世紀(jì)第一個五年的年均經(jīng)濟(jì)增長率達(dá)到11．1％，“十一五”期間遼寧省處于十年周期的后段，按照經(jīng)濟(jì)發(fā)展規(guī)律和經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展能力分析，通過充分發(fā)揮市場自發(fā)調(diào)節(jié)作用，完善提高政府宏觀調(diào)控能力，遼寧省經(jīng)濟(jì)增長率能夠達(dá)到11％左右的預(yù)期，這為提高城鎮(zhèn)居民人均可支配收入提供了可能，“十一五”期末能夠?qū)崿F(xiàn)城鎮(zhèn)居民人均可支配收入達(dá)到全國平均水平的目標(biāo)（見下表）。
3．從產(chǎn)業(yè)變化趨勢上看，提高城鎮(zhèn)居民人均可支配收入是有空間和基礎(chǔ)的。在“十五”期間產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的基礎(chǔ)上，遼寧省將進(jìn)入產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化的重要時期，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)也將發(fā)生規(guī)律性變化，“十一五”期末遼寧省將形成以第一產(chǎn)業(yè)為基礎(chǔ)、第二產(chǎn)業(yè)為主導(dǎo)、第三產(chǎn)業(yè)為支撐的產(chǎn)業(yè)格局。從擴(kuò)大就業(yè)容量和增加城鎮(zhèn)居民收入角度看，第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)將起到?jīng)Q定性作用。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)也將隨著工業(yè)化、城市化的發(fā)展出現(xiàn)新的變化趨勢，第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重和勞動力比重將保持穩(wěn)中有升，成為拉動遼寧省經(jīng)濟(jì)增長的主要動力；第三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值比重和勞動力比重將持續(xù)升高，成為拉動遼寧省經(jīng)濟(jì)增長的重要力量。因此，隨著第二、三產(chǎn)業(yè)規(guī)模的不斷擴(kuò)張以及質(zhì)量效益的不斷提升，將會為遼寧省提供更多的就業(yè)機(jī)會，成為城鎮(zhèn)居民收入增加的物質(zhì)基礎(chǔ)。
4．從體制機(jī)制上看，提高城鎮(zhèn)居民人均可支配收入是有體制保障的。體制機(jī)制創(chuàng)新將是遼寧省經(jīng)濟(jì)快速健康發(fā)展的基礎(chǔ)和原動力，深化以國有企業(yè)為重點(diǎn)的經(jīng)濟(jì)體制改革，繼續(xù)營造有利于非公有制經(jīng)濟(jì)發(fā)展的法治、政策和市場環(huán)境，鼓勵、支持、引導(dǎo)非公有制經(jīng)濟(jì)加快發(fā)展，逐步提高國有企業(yè)和非公企業(yè)吸納就業(yè)能力，穩(wěn)步提升職工正常收入。
5．從政策取向上看，提高城鎮(zhèn)居民人均可支配收入是有政策支撐的。國家實(shí)施東北地區(qū)等老工業(yè)基地振興戰(zhàn)略，為遼寧省在推進(jìn)重點(diǎn)項目建設(shè)、完善社保體系、擴(kuò)大對外開放和解決歷史遺留問題等方面提供了更加有利的條件，將會為遼寧省提供更多的就業(yè)機(jī)會。
6．從思想基礎(chǔ)和人文積淀上看，提高城鎮(zhèn)居民人均可支配收入是有動力源泉的?！笆濉睍r期，全省干部群眾的思想觀念發(fā)生了深刻變化，機(jī)遇意識、市場意識、創(chuàng)新意識明顯增強(qiáng)。同時，遼寧人“敢為人先、努力拼搏、艱苦創(chuàng)業(yè)”的精神、精明的商業(yè)頭腦、自強(qiáng)不息的奮斗理念，既為遼寧省經(jīng)濟(jì)加快發(fā)展提供了強(qiáng)大的原動力，也為遼寧省城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的提高提供了可能。
三、提高遼寧省城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的建議
提高遼寧省城鎮(zhèn)居民人均可支配收入應(yīng)堅持“政策引導(dǎo)、統(tǒng)籌發(fā)展、效率優(yōu)先、注重公平”的原則，在措施制定上既要體現(xiàn)全局性，又要突出動態(tài)性和差異性，積極探索提高城鎮(zhèn)居民收入水平的內(nèi)生增長機(jī)制、長效管理機(jī)制、部門聯(lián)動機(jī)制和監(jiān)督考核機(jī)制。
1．促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，增強(qiáng)綜合經(jīng)濟(jì)實(shí)力。經(jīng)濟(jì)是一切活動的基礎(chǔ)，而工業(yè)是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主動脈。“十一五”期間，遼寧省要以調(diào)整和優(yōu)化結(jié)構(gòu)為主線，以重點(diǎn)項目為載體，以加快建設(shè)先進(jìn)裝備制造業(yè)和高加工度原材料工業(yè)基地為目標(biāo)，加快推進(jìn)新型工業(yè)化進(jìn)程，這是迅速擴(kuò)張工業(yè)經(jīng)濟(jì)總量的關(guān)鍵，是遼寧省趕超全國城鎮(zhèn)居民人均可支配收入平均水平、縮小同經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)差距的根本途徑，也是推動城鎮(zhèn)居民人均可支配收入快速增長的有效措施。尤其是要把工業(yè)項目建設(shè)作為經(jīng)濟(jì)工作的重中之重，加大重點(diǎn)項目建設(shè)力度，提高就業(yè)彈性系數(shù)，擴(kuò)大經(jīng)濟(jì)增長的就業(yè)容量。大力培育優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)集群，提高企業(yè)市場競爭能力，達(dá)到實(shí)現(xiàn)總量擴(kuò)張和效益增長，帶動全省企業(yè)職工收入增加。抓好資源的開發(fā)和深加工，把豐富的資源轉(zhuǎn)化為經(jīng)濟(jì)效益，給居民帶來更多的實(shí)惠。大力發(fā)展個體私營經(jīng)濟(jì)，把財政投入、小額貸款和稅收減免等各種優(yōu)惠政策落實(shí)到位，營造良好的投資發(fā)展環(huán)境，加強(qiáng)政府對就業(yè)的指導(dǎo)，切實(shí)提高就業(yè)率。
2．加大職工增資力度，提高職工工資收入。運(yùn)用財政政策提高公務(wù)員及事業(yè)單位職工待遇水平，結(jié)合政府機(jī)構(gòu)改革及其職能轉(zhuǎn)變，按照經(jīng)濟(jì)增長指數(shù)和財政收入狀況，逐年相應(yīng)增加政府支出，以增加公務(wù)員、非贏利機(jī)構(gòu)人員工資和離退休人員工資和養(yǎng)老金。在城市范圍內(nèi)全面實(shí)行貨幣化工資制度，將住房等各種實(shí)物收入和工資外收入分配統(tǒng)一納入貨幣化工資。加大對企業(yè)職工的扶持力度，企業(yè)職工工資的增長幅度對遼寧省城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的拉動起決定性作用，要根據(jù)實(shí)際情況制定和落實(shí)不同行業(yè)的最低勞動報酬標(biāo)準(zhǔn)，采取各種措施促使企業(yè)在提高經(jīng)濟(jì)效益的同時，逐步增加職工工資收入。
3．千方百計擴(kuò)大就業(yè)，不斷完善社會保障體系。就業(yè)是提高居民收入水平和擴(kuò)大消費(fèi)需求的根本，要把擴(kuò)大就業(yè)放在經(jīng)濟(jì)社會更加突出的位置，實(shí)行積極的就業(yè)政策。要不斷拓寬就業(yè)渠道，充分發(fā)揮第三產(chǎn)業(yè)和勞動密集型企業(yè)就業(yè)彈性系數(shù)高的優(yōu)勢，大力發(fā)展非公有制經(jīng)濟(jì)，最大限度地減少長期失業(yè)者數(shù)量，以援助“零就業(yè)家庭”就業(yè)和再就業(yè)為重點(diǎn)，全力推進(jìn)就業(yè)和再就業(yè)工作。解決國有和集體企業(yè)下崗職工及關(guān)閉破產(chǎn)企業(yè)職工的再就業(yè)問題。正確引導(dǎo)勞動者采取非全日制、臨時性、階段性和彈性工作時間等多種靈活的就業(yè)形式，大力提倡自主創(chuàng)業(yè)。加大勞務(wù)輸出工作力度，引導(dǎo)富余勞動力平穩(wěn)有序轉(zhuǎn)移。同時，積極調(diào)整財政支出結(jié)構(gòu)，加大政府對就業(yè)的資金投入，繼續(xù)落實(shí)再就業(yè)優(yōu)惠政策和大齡困難就業(yè)群體的幫扶政策。加快完善社會保障體系，發(fā)揮社會保障的穩(wěn)定社會和增加就業(yè)的雙重效應(yīng)。進(jìn)一步完善城鎮(zhèn)企業(yè)職工基本養(yǎng)老保險、基本醫(yī)療保險、失業(yè)保險、工傷保險和生育保險制度及城鄉(xiāng)居民最低生活保障制度，依法擴(kuò)大各項社會保障覆蓋面?熏大力推進(jìn)非公有制企業(yè)職工和靈活就業(yè)人員參加社會保險工作，實(shí)現(xiàn)社會保險廣覆蓋。加大社會保險費(fèi)的征繳力度，提高繳費(fèi)率，確保離退休人員基本養(yǎng)老金按時足額發(fā)放。增加財政的社保投入?熏特別是對困難群體參保要予以資金扶持。
4．加快收入分配制度改革步伐，完善收入分配調(diào)控機(jī)制。繼續(xù)調(diào)整和規(guī)范國家、企業(yè)和個人的分配關(guān)系，確立勞動、資本、技術(shù)和管理等生產(chǎn)要素按貢獻(xiàn)參與分配的原則，完善按勞分配為主體、多種分配方式并存的分配制度，堅持效率優(yōu)先、兼顧公平，既要提倡奉獻(xiàn)精神，又要落實(shí)分配政策；既要反對平均主義，又要防止收入懸殊。進(jìn)一步深化企業(yè)內(nèi)部收入分配制度改革，大力推行崗位工資為主的基本工資制度。完善收入分配的市場調(diào)節(jié)機(jī)制，強(qiáng)化監(jiān)督和保障職能，推行勞資雙方談判決定工資方式，加強(qiáng)人工成本約束措施。加強(qiáng)勞動合同履行的管理，防止和解決勞動糾紛。進(jìn)一步調(diào)節(jié)和規(guī)范壟斷性行業(yè)企業(yè)收入分配，建立公平競爭的市場機(jī)制。完善收入分配宏觀調(diào)控機(jī)制，充分發(fā)揮市場在資源配置基礎(chǔ)性作用的同時，適當(dāng)加大政府干預(yù)力度，加強(qiáng)對高收入階層的積極監(jiān)督，加大維持社會公平的轉(zhuǎn)移支付力度，穩(wěn)步提高職工收入水平，逐步解決收入分配不均衡問題。
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)社會消費(fèi)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(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)計年鑒》。
運(yùn)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(fèi)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(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?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，比較計算的t統(tǒng)計量值與臨界值，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(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(fèi)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(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：西南財經(jīng)大學(xué)會計學(xué)院，成都，611130）
參考文獻(xiàn)：
[1]張衛(wèi)東.中級計量經(jīng)濟(jì)學(xué)[M].西南財經(jīng)大學(xué)出版社，2010.
中圖分類號：F127 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A
原標(biāo)題：江西省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)與收入之間關(guān)系的計量分析
收錄日期：2012年10月29日
引言
消費(fèi)與收入一直以來都是人們研究的重點(diǎn)內(nèi)容，我國政府也相當(dāng)重視消費(fèi)與收入的關(guān)系問題。本文采用spss軟件分析江西省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)與收入之間的關(guān)系，分析二者之間數(shù)量關(guān)系的基本規(guī)律，有助于了解江西的經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r，了解人民的生活問題，希望可以為江西省政府等相關(guān)部門制定地方政策或分析預(yù)測時提供參考意見。
一、數(shù)據(jù)收集與初步分析
本論文提取1997年至2010年中國統(tǒng)計年鑒中江西省城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)性支出與城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的數(shù)據(jù)為研究對象，分析二者之間的關(guān)系，相關(guān)數(shù)據(jù)如表1。（表1）
表1中平均消費(fèi)傾向由人均消費(fèi)性支出與人均可支配收入之比所得。從表中可以看出，從1997年到2009年江西省城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)性支出和人均可支配收入有明顯的提高，2010年與1997年相比，分別提高了7，419.08元和11，409.8元，但人均消費(fèi)性支出的增幅明顯落后于人均可支配收入的增幅。此外，從表中我們還可以得知平均消費(fèi)傾向大體上呈遞減趨勢，從1997年到2008年下降了0.108，但2008年到2010年平均消費(fèi)傾向稍微有所回升，上升了0.017。
二、江西省消費(fèi)函數(shù)模型
分析城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與消費(fèi)性支出的影響關(guān)系，選取變量x為城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入，被解釋變量y為城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)性支出，依據(jù)對樣本數(shù)據(jù)的研究，可采用線性函數(shù)的形式將其關(guān)系表示成：y=a+bx，用線性回歸方法估算其相關(guān)系數(shù)。
（一）參數(shù)估計。采用spss統(tǒng)計分析可以得到以下相關(guān)數(shù)據(jù)：
F=6263.643 R2=0.998
■■=0.998 DW=1.246
由最小二乘估計法估計的結(jié)果可得簡單線性消費(fèi)函數(shù)方程為：
y=400.305+0.655x
下面首先進(jìn)行擬合優(yōu)度的檢驗(yàn)。擬和優(yōu)度是指模型對樣本數(shù)據(jù)的近似程度，主要用判定系數(shù)來進(jìn)行判斷。從上可知擬合優(yōu)度為0.998，相當(dāng)接近1，表明模型對樣本數(shù)據(jù)的擬和優(yōu)度很高，說明在城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)性支出變動中，由該模型中的解釋變量可支配收入變動所引起的變動百分比為99.8%。
再進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)。由于解釋變量只有一個，所以本文采用F檢驗(yàn)：查F分布表可得F0.05（k，n-k-1）=4.84，而F=6263.643>F0.05（k，n-k-1）=4.84，所以模型中的人均可支配收入與消費(fèi)性支出的線形關(guān)系很顯著。上式為江西省城鎮(zhèn)居民個人的簡單凱恩斯消費(fèi)函數(shù)，由上式可得常數(shù)400.305大于0，邊際消費(fèi)傾向?yàn)?.655，而0
（二）計量經(jīng)濟(jì)檢驗(yàn)。下面進(jìn)行模型的計量經(jīng)濟(jì)檢驗(yàn)：
首先進(jìn)行自相關(guān)性檢驗(yàn)。當(dāng)n=13，k=1時，查得DW檢驗(yàn)表得dl=1.010，du=1.340，而dl=1.010
運(yùn)用excel回歸分析得出殘差圖，從圖中可以知道圖形分布的離散程度有明顯擴(kuò)大趨勢，這說明存在異方差性。（圖1）
（三）消費(fèi)函數(shù)模型。從分析結(jié)果可以看出，用凱恩斯消費(fèi)函數(shù)模型無法全面地解釋消費(fèi)性支出與可支配收入之間的關(guān)系，所以必須添加必要的解釋變量，試估計出其跨時期動態(tài)消費(fèi)模型。凱恩斯消費(fèi)函數(shù)模型只考慮了當(dāng)期收入對消費(fèi)的影響，通過對二者進(jìn)行相關(guān)分析可知，其前兩期的收入對當(dāng)期消費(fèi)有著重要的影響。假設(shè)消費(fèi)函數(shù)模型可以線性的表示為yt=a0+b0xt+b1xt-1+b2xt-2，其中yt是第t期城鎮(zhèn)居民的人均消費(fèi)性支出，xt是城鎮(zhèn)居民第t期人均可支配收入，xt-1和xt-2是城鎮(zhèn)居民上一期和再上一期的人均可支配收入。
下面利用阿爾蒙估計法求解參數(shù)。求得：
F=2113.764 R2=0.997
■■=0.998 DW=1.56
從而得到消費(fèi)函數(shù)的計量經(jīng)濟(jì)模型為：
yt=435.2673+0.5892xt+0.3547xt-1-0.2823xt-2
下面對模型進(jìn)行擬合優(yōu)度檢驗(yàn)、顯著性檢驗(yàn)和計量經(jīng)濟(jì)檢驗(yàn)。從上可知：R2=0.997，接近于1，表明擬合優(yōu)度很高，也即在城鎮(zhèn)居民的人均消費(fèi)性支出變動中，由當(dāng)期和前兩期人均可支配收入變動所引起的變動百分比為99.7%，擬合優(yōu)度檢驗(yàn)通過。
顯著性檢驗(yàn)采用F檢驗(yàn)，查F分布表可知F0.05（k，n-k-1）=3.86，而F=2113.764>F0.05（k，n-k-1）=3.86，因此人均可支配收入當(dāng)期和前兩期對人均消費(fèi)性支出的影響是顯著的。
計量經(jīng)濟(jì)檢驗(yàn)分自相關(guān)性檢驗(yàn)和異方差性檢驗(yàn)。自相關(guān)性檢驗(yàn)在這里不適合用DW檢驗(yàn)，因?yàn)楹星皟善诘慕忉屪兞?，在此處采用h統(tǒng)計量檢驗(yàn)：
h=1-■■=0.8232
當(dāng)？琢=0.05時，h=0.8232
通過以上分析可知，江西省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)函數(shù)模型為：
yt=435.2673+0.5892xt+0.3547xt-1-0.2823xt-2
從中可以看出，在當(dāng)期沒有任何可支配收入的情況下基本人均消費(fèi)性支出為435.27元，當(dāng)人均可支配收入增加1元時引起的消費(fèi)性支出為0.5892元，當(dāng)期可支配收入的35.47%將用在下一期的消費(fèi)性支出上，換句話說就是上一期人均可支配收入增加1元可以引起當(dāng)期消費(fèi)性支出0.3547元。總的來說，江西省城鎮(zhèn)居民的平均消費(fèi)量是不斷提高的，但人均消費(fèi)性支出的增長要慢于人均可支配收入的增長；同時，當(dāng)期人均消費(fèi)性支出要受到當(dāng)期和以前人均可支配收入的影響。
三、政策性建議
首先，調(diào)整工資收入分配。政府相關(guān)部門可以制定新的工資分配制度，增加中低收入階層的收入，刺激消費(fèi)，讓消費(fèi)和收入到達(dá)一個新的、更高的平衡點(diǎn)。
其次，加大社會保障力度。如今，城鎮(zhèn)居民仍然面臨著教育難、看病難、住房難的問題，政府相關(guān)部門應(yīng)該根據(jù)江西省的實(shí)際情況，采取辦法保障那些需要保障的群體。比如，加大保障房的建設(shè)力度，解決中低收入階層住房難的問題；加大醫(yī)療保障制度，解決低收入群體看病難的問題；提高教育的質(zhì)量，對少部分成績優(yōu)異而又有家庭困難的學(xué)生采取經(jīng)濟(jì)性資助方式，這樣可以降低學(xué)生家庭的負(fù)擔(dān)，減少用于教育資金的投入，將消費(fèi)性支出用于改善生活水平等其他方面。
最后，積極引導(dǎo)、促進(jìn)消費(fèi)。我國是人口大國，政府部門可以加大消費(fèi)宣傳力度，鼓勵居民消費(fèi)，擴(kuò)大內(nèi)需，讓百姓放心消費(fèi)。
主要參考文獻(xiàn)：
[1]李寶仁.我國居民消費(fèi)和投資的計量分析[J].北京工商大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版），2006.5.
1.變量的選取
消費(fèi)的變化涉及多個影響因素，如利率、可支配收入、儲蓄、貨幣供應(yīng)量、消費(fèi)者物價指數(shù)、消費(fèi)者心理預(yù)期、社會保障制度等。由于消費(fèi)者心理預(yù)期和社會保障制度這兩個因素不能實(shí)際度量且無法獲得其觀測值，所以不宜作為變量列入計量經(jīng)濟(jì)模型；在研究利率對消費(fèi)的影響的過程中，利率必然要作為一個自變量，然而，利率與儲蓄、貨幣供應(yīng)量、消費(fèi)者物價指數(shù)之間常常存在一定的相關(guān)性。由于隨機(jī)擾動項μ存在以下假設(shè)：零均值、同方差、無自相關(guān)、服從正態(tài)分布，為了避免所建模型產(chǎn)生多重共線性和自相關(guān)性，因此，儲蓄、貨幣供應(yīng)量、消費(fèi)者物價指數(shù)也不宜作為變量列入計量經(jīng)濟(jì)模型，應(yīng)將其列入隨機(jī)擾動項μ，表示這些因素對消費(fèi)的綜合影響。本文選取的自變量為利率與人均可支配收入，因變量為消費(fèi)水平。
2.數(shù)據(jù)的選取
為了更好地體現(xiàn)出利率的變動性，本實(shí)證分析采用的是我國的基準(zhǔn)利率SHIBOR的季度數(shù)據(jù)來作為利率數(shù)據(jù)。
要對我國東中西部三個地區(qū)的消費(fèi)水平進(jìn)行研究，我們要采用的數(shù)據(jù)應(yīng)該是地區(qū)數(shù)據(jù)，由于在中國統(tǒng)計年鑒上得到的城鎮(zhèn)居民人均現(xiàn)金消費(fèi)支出和居民人均可支配收入的數(shù)據(jù)是省份的季度數(shù)據(jù)，因此，我就用城鎮(zhèn)居民人均現(xiàn)金消費(fèi)支出的數(shù)據(jù)來表示消費(fèi)水平的數(shù)據(jù)，并且將2007-2012年的省份季度數(shù)據(jù)進(jìn)行處理得到東部、中部、西部地區(qū)的季度數(shù)據(jù)。
數(shù)據(jù)處理如下：
各地區(qū)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平=（Σ每個地區(qū)各省的城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平×該省的當(dāng)時的城鎮(zhèn)居民數(shù)量）/該地區(qū)所有省份的城鎮(zhèn)居民數(shù)量之和
各地區(qū)城鎮(zhèn)居民人均可支配收入=（Σ每個地區(qū)各省的城鎮(zhèn)居民人均可支配收入×該省的當(dāng)時的城鎮(zhèn)居民數(shù)量）/該地區(qū)所有省份的城鎮(zhèn)居民數(shù)量之和。
按照以上的計算方法逐年計算，可得到2007-2012年三個地區(qū)的城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平和城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的季度數(shù)據(jù)。
二、建立模型
通過對變量之間的關(guān)系進(jìn)行分析，分別對東中西部地區(qū)建立相應(yīng)的模型，然后使用Eviews6.0軟件對數(shù)據(jù)進(jìn)行處理。
1.對東部地區(qū)的研究
（1）模型的提出
結(jié)合圖3.1和3.2可以看出2007-2012年我國東部地區(qū)消費(fèi)水平（ECONSUME）、人均可支配收入（EINCOME）、利率（ER）的變動情況，消費(fèi)水平、利率和人均可支配收入都是周期變化的。由于對數(shù)模型可以在一定程度上避免變量之間的劇烈波動，因此將模型建立為：
lnECONSUME=β1+β2lnER+β3lnEINCOME+μ
（μ為隨機(jī)擾動項，βn為隨機(jī)參數(shù)）
建立對數(shù)模型的意義是研究利率和人均可支配收入的變動對消費(fèi)增長率的影響。
（2）參數(shù)估計
得到模型的參數(shù)估計結(jié)果：
根據(jù)表3.1中的數(shù)據(jù)，得到該模型的DW=0.6014，查DW統(tǒng)計表可知：對于樣本量為24，兩個解釋變量的模型，在給定顯著水平為0.05時的情況下，dL=1.188，dU=1.546。由于DW=0.6014
（3）自相關(guān)性的處理
運(yùn)用科克倫-奧克特迭代法對該模型進(jìn)行修正，得到以下結(jié)果：
（4）模型檢驗(yàn)
擬合優(yōu)度檢驗(yàn)：因?yàn)樵撃Ｐ偷腞2=0.9998和修正的可決系數(shù)為0.9997。這表明該模型對樣本的擬合程度很好，即利率和東部地區(qū)城鎮(zhèn)居民的人均可支配收入共同對該地區(qū)的消費(fèi)變化的解釋能力達(dá)到99.98%。
F檢驗(yàn)：假設(shè)β2=β3=0，拒絕原假設(shè)的條件是臨界值小于F值。在顯著性水平為0.05的情況下，由于臨界值F0.05（2，20）=3.49
t檢驗(yàn)：分別假設(shè)β1=0，β2=0，β3=0，當(dāng)t值比臨界值要大時候拒絕原假設(shè)。顯著性水平為0.05時，由于t0.05（20）=2.086
2.對中部地區(qū)的研究
（1）參數(shù)估計
根據(jù)上文的分析方法，得到該模型的DW=0.7451，由于DW=0.7451
（2）自相關(guān)性的處理
運(yùn)用科克倫-奧克特迭代法對該模型進(jìn)行修正，得到以下結(jié)果：
DW=2.5764，dL=1.168，dU=1.543。由于DW=2.5764>dU=1.543，所以此時模型不存在自相關(guān)性。
最終得到的模型方程式為：
（3）模型檢驗(yàn)
擬合優(yōu)度檢驗(yàn)：由于該模型的R2=0.9993和修正的可決系數(shù)為0.9991。這表明該模型對樣本的擬合程度很好，即兩個自變量共同對因變量變動的解釋能力達(dá)到99.93%。
F檢驗(yàn)：在顯著性水平為0.05的情況下，由于臨界值F0.05（2，20）=3.49
t檢驗(yàn)：在顯著性水平為0.05的情況下，由于t0.05（20）=2.086，運(yùn)用前面的檢驗(yàn)方法可以得出：在其他因素不變的情況下，中部地區(qū)城鎮(zhèn)居民的人均可支配收入對該地區(qū)的消費(fèi)水平的影響是顯著的；利率對中部地區(qū)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平的影響不顯著。
3.對西部地區(qū)的研究
（1）參數(shù)估計
根據(jù)上文的分析方法，得到該模型的DW=1.8729，由于4-dU>DW=1.8729>DW=1.8729>dL=1.188，因此說明模型中不存在自相關(guān)性。
因此，得到的模型為：
lnWCONSUME=0.043-0.014lnWR+0.961lnWINCOME
（0.2396） （0.0139） （0.0264）
t=（0.1812） （-0.9729） （36.366）
R2=0.9844 F=661.91
（2）模型檢驗(yàn)
擬合優(yōu)度檢驗(yàn)：由于該模型的R2=0.9844和修正的可決系數(shù)為0.9829。這表明該模型對樣本的擬合程度很好，即兩個自變量共同對因變量變動的解釋能力達(dá)到98.44%。
F檢驗(yàn)：在顯著性水平為0.05的情況下，由于臨界值F0.05（2，20）=3.49
t檢驗(yàn)：在顯著性水平為0.05的情況下，由于t0.05（20）=2.086，運(yùn)用前面的檢驗(yàn)方法可以得出：在其他因素不變的情況下，西部地區(qū)城鎮(zhèn)居民的人均可支配收入對該地區(qū)的消費(fèi)水平的影響是顯著的；西部地區(qū)城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)水平受到利率的影響不顯著。
三、結(jié)論
1.實(shí)證結(jié)論
用我國東部、中部和西部地區(qū)2007-2012年的相關(guān)數(shù)據(jù)做實(shí)證分析，得到我國東中西部三個地區(qū)的模型方程式：
東部地區(qū)：lnECONSUME=-1.143-0.001lnER+1.095lnEINCOME；
中部地區(qū)：lnMCONSUME=-0.895-0.003lnMR+1.041lnMINCOME；
西部地區(qū)：lnWCONSUME=0.043-0.014lnWR+0.961lnWINCOME。
由以上方程可以得出以下結(jié)論：
（1）在東部地區(qū)，其它因素不變的情況下，人均可支配收入對消費(fèi)水平存在正向的促進(jìn)作用，且這作用是顯著的；當(dāng)城鎮(zhèn)居民人均可支配收入變動一個百分點(diǎn)，消費(fèi)水平會同方向變動1.095個百分點(diǎn)。其它因素不變的情況下，利率對消費(fèi)水平的影響是反方向的，但這影響不顯著且影響程度很小。
（2）在中部地區(qū)，其它因素不變的情況下，人均可支配收入對消費(fèi)水平也同樣存在正向的促進(jìn)作用，且這作用是顯著的；當(dāng)城鎮(zhèn)居民人均可支配收入變動1%，消費(fèi)水平會同方向變動1.041%。然而，其它因素不變的情況下，利率對消費(fèi)水平的影響是反向的，但這影響不顯著且影響程度很小。
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)對中國各方面產(chǎn)生了顯著的消極影響，如企就業(yè)形勢嚴(yán)峻，失業(yè)率上升，居民收入下降等?？梢哉f，金融危機(jī)對社會各階層收入與財富的積累產(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(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組成部分，它一直被各國政府視為實(shí)現(xiàn)社會公平、彌合城鄉(xiāng)居民收入差距，促進(jìn)社會和諧的重要手段之一。所以，金融危機(jī)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(kuò)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(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(jì)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?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)研究居民收入對財政支出的影響。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稅費(fèi)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(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，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(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(jī)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(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，于是接下來對它們進(jìn)行協(xié)整（Cointegration）檢驗(yàn)。對協(xié)整關(guān)系的檢驗(yàn)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(yàn)。具體操作步驟
首先，采用OLS（Ordinary Least Square）回歸分析法對兩變量進(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(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，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(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，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(yàn)，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(dāng)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(yàn)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(jìn)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(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?？梢姡珹IC、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(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(fù)數(shù)，符合反向修正機(jī)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(jìn)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(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(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，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(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。
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中圖分類號:X3
文獻(xiàn)標(biāo)識碼:A
文章編號:1672-3198(2010)07-0026-02
1 西安市城鎮(zhèn)家庭住房支付能力測量
1.1 測量住房可支付能力的基本指標(biāo)
測量住房可支付能力,最為熟知和最為廣泛實(shí)用的指標(biāo)是住房支付能力指數(shù)(HAI,housing affordability index)和房價收入比(PIR,Housing Price to Income Ratio)。
計算公式為:
房價收入比=(住宅面積*住宅的平均價格)/家庭年可支配收入
1.2 西安市城鎮(zhèn)家庭房價收入比影響因素及其指標(biāo)計算
依據(jù)國內(nèi)慣例,本文采用房價收入比指標(biāo)作為判斷西安市城鎮(zhèn)居民家庭住房支付能力指標(biāo)。計算房價收入比主要考慮三個因素:家庭年可支配收入、居民住宅平均價格和居民住房面積。
(1)西安2004-2008年城鎮(zhèn)家庭人均可支配收入狀況。
城鎮(zhèn)家庭人均可支配收入是影響居民住房支付能力高低重要因素。2004年-2008年西安市城鎮(zhèn)家庭人均可支配收入見表1。
表1 (單位:元)
2004年2005年2006年2007年2008年
西安市城鎮(zhèn)居民人均支配收入8544.039627.8910905.3912662.0315206.89
表1中的數(shù)據(jù)反映的是西安市2004年到2008年城鎮(zhèn)居民平均家庭人均可支配收入,其數(shù)值的高低代表的是西安市近年城鎮(zhèn)居民可支配收入的平均水平。然而在現(xiàn)實(shí)生活中由于行業(yè)、職業(yè)等因素的差異,不同家庭的人均可支配收入和家庭總體可支配收入存在較大差異。所以,僅僅采用平均的人均可支配收入不能全面具體地反映西安市城鎮(zhèn)居民實(shí)際的收入水平的。本文根據(jù)西安市城鎮(zhèn)居民收入具體情況將西安市城鎮(zhèn)家庭分為最低收入戶、低收入戶、中等偏下收入戶、中等收入戶、中等偏上收入戶、高收入戶和最高收入戶等七組,分別收集不同收入戶的人均可支配收入數(shù)據(jù),作為計算西安市城鎮(zhèn)居民不同住房支付能力的依據(jù)。據(jù)《西安市統(tǒng)計年鑒(2004-2008)》顯示,不同年份不同水平收入戶家庭可支配收入如表2:
表2 (單位:元)
2004年2005年2006年2007年2008年
最低收入戶3112.243414.063913.304676.065772.38
低收入戶4723.045183.765995.807128.968770.91
中偏下收入戶6185.536639.887704.749097.5411115.31
中等收入戶7949.118586.99963.9811722.3814269.78
中偏上收入戶9825.9911211.8112578.5314620.5417578.82
高收入戶12714.7314828.1216318.1418749.7822272.53
最高收入戶19885.2223182.2324923.9427415.4831024.98
從以上數(shù)據(jù)可以發(fā)現(xiàn)西安市城鎮(zhèn)居民人均可支配收入存在較大差距,最高收入戶的人均可支配收入一直是最低收入戶人均可支配收入的5倍以上,但從2005年開始逐漸呈下降趨勢,2005年為6.8倍,2006年為6.4倍,2007年為5.8倍,2008年為5.3倍。
(2)西安市2004-2008年商品房銷售平均價格狀況。
商品房銷售價格是決定居民住房支付能力高低的決定性因素。根據(jù)西安市房地產(chǎn)信息網(wǎng),2004年―2008年西安市商品房銷售價格見表3。
表3 (單位:元/平方米)
2004年2005年2006年2007年2008年
西安市商品房銷售平均價格23942686307339784268
從表3中可以看出,近5年西安市商品房銷售價格逐年提高,相鄰年份上漲幅度為:12.20%、14.41%、29.45%、7.29%。2007年商品房價格上漲幅度最高,2008年商品房價格上漲幅度最低。
(3)西安市城鎮(zhèn)居民2004―2008年人均住宅面積狀況。
國家統(tǒng)計局西安調(diào)查總隊調(diào)查資料顯示,2004年西安市城鎮(zhèn)家庭人均住宅建筑面積12.9平方米;2005年西安市城鎮(zhèn)家庭人均住宅建筑面積13.9平方米;2006年西安市城鎮(zhèn)家庭人均住宅建筑面積23.2平方米;2007年西安市城鎮(zhèn)家庭人均住房建筑面積23.6平方米;2008年西安市城鎮(zhèn)家庭人均住房建筑面積28.5平方米。
(4)西安市城鎮(zhèn)居民2004―2008年房價收入比計算。如表4:
表4
2004年2005年2006年2007年2008年
房價收入比3.613.866.527.418
依據(jù)表2數(shù)據(jù)、2004年-2008年西安市城鎮(zhèn)居民平均住房面積以及房屋銷售價格計算西安市7類不同收入戶的房價收入比值,具體計算見表5。
表5
2004年2005年2006年2007年2008年
最低收入戶9.9210.918.820.0821.08
低收入戶6.547.1811.8613.1713.87
中偏下收入戶4.995.69.2310.3210.95
中等收入戶3.894.337.148.018.53
中偏上收入戶3.143.325.666.426.92
高收入戶2.432.514.45.015.46
最高收入戶1.551.62.853.423.92
2 西安市城鎮(zhèn)居民住房支付能力特征分析
2.1 城鎮(zhèn)居民房價收入比呈上升趨勢
表4中的數(shù)字反映出西安市從2004年到2008年城鎮(zhèn)居民房價收入比的平均水平一直處于上升趨勢,以2004年為1,每年的上漲比率分別為6.93%、68.91%、13.65%、7.96%。
表5中的數(shù)字反映西安市2004―2008年城鎮(zhèn)七組不同收入戶的房價收入變化情況。以2004年數(shù)字為1,最低收入戶房價收入比每年上漲比率分別為9.88%、72.48%、6.81%和4.98%;低收入戶房價收入比每年上漲比率分別為9.79%、65.18%、11.05%和5.32%;中等偏下收入戶房價收入戶比每年上漲比率分別為12.22%、64.82%、11.81%和6.1%;中等收入戶房價收入比每年上漲比率分別為11.31%、64.9%、12.18%和6.49%;中等偏上收入戶房價收入比每年上漲比率分別為5.73%、70.48%、13.43%和7.79%;高收入戶房價收入比每年上漲比率分別為3.29%、75.3%、13.86%和8.98%;最高收入戶房價收入比每年上漲比率分別為3.23%、78.13%、20%和14.62%。
2.2 西安市城鎮(zhèn)居民不同收入群體住房支付能力存在較大差異
(1)最低收入家庭的房價收入比較低。2008年西安市最低收入戶的房價收入比為21.08,而2008年全國最低收入戶的房價收入比為23.08,西安市低于全國平均水平9.49%。
(2)最高收入家庭的房價收入比高。2008年西安市最高收入戶的房價收入比為3.92,而全國最高收入戶的房價收入比為2.52,西安市最高收入戶房價收入比高于全國平均水平55.56%。
(3)最高收入戶和最低收入戶的房價收入比差距相對較小。2008年西安市最低收入戶房價收入比21.08,最高收入戶的房價收入比為3.92,最低收入戶房價收入比與最高收入房價收入比差距為17.76,而2008年全國最低收入戶與最高收入戶房價收入比差距為20.56,西安市的差距數(shù)字低于全國平均水平。
(4)中等收入以下家庭的房價收入比上漲趨勢呈現(xiàn)不斷降低的趨勢,而高收入以上家庭的房價收入比上漲趨勢呈現(xiàn)不斷上升的趨勢。這一變化趨勢符合中國房價收入比的總體走勢。
