影响天津人均可支配收入的因素研究

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1、-计量经济模型设计报告影响*人均可支配收入的因素研究班 级：实验0805姓 名：*冰学 号：2008110173 天 津 财 经 大 学二0一0年六月影响*人均可支配收入的因素研究 前言自改革开放以来，*经济得到了迅速的发展，居民生活水平也在不断提高。作为衡量居民生活水平指标之一的人均可支配收入，也越来越引起人们的关注。对此，本篇报告就影响*人均可支配收入有哪些因素展开研究。人均可支配收入是指个人收入扣除向政府缴纳的个人所得税、遗产税和赠与税、不动产税、人头税、汽车使用税以及交给政府的非商业性费用等以后的余额。随着以公有制为主体，多种所有制经济共同发展、产业结构不断调整，社会保障制度的建立和不

2、断完善，居民的可支配收入不断增长，收入的来源渠道也由单一的工资向多元化发展。调查显示，*本市城市居民家庭人均可支配收入由1949年的151元提高到2008年的19423元，扣除价格因素影响，实际增长19.3倍，年均实际增长5.2%。居民家庭收入来源也由单纯的以工资性收入为主转变为工资性收入、经营性收入、财产性收入等多项收入共同发展的格局，收入来源渠道日益拓宽。个人可支配收入通常被认为是消费开支的最重要的决定性因素，常被用来衡量一国生活水平的变化情况。而一个地区经济实力的提高，则为城市居民收入快速增长提供了有利保障。据*市统计局、国家统计局*调查总队资料显示：2002至2006年的五年间，本市经

3、济持续、快速、健康发展，社会事业全面进步，有力地带动了城市居民收入的增长。与此同时，产业结构的不断调整也为更多居民提供了就业机会。*市通过加强基础产业、强化主导产业、调整轻重工业比例，大力发展第三产业等一系列政策的实施，在经济总量不断扩*的同时，三大产业之间和各产业内部的结构逐步趋于优化，而就业结构也由第一、第二产业向第三产业转移。作为一个开放型的大城市，又是北方的重要港口之一，*的经济外向程度比较高，对外进出口贸易很大程度上影响了城市经济的快速发展。*有很多企业从事进出口贸易，这些企的业效益的好坏直接影响企业员工的收入，进而影响全市人均收入水平。近年来，*针对改善民生的财政支出也在不断加大，

4、同时制定了一系列提高居民收入的法律法规。健全完善职工工资正常增长机制、福利待遇正常调整机制；落实最低工资保障制度，促进城镇企业单位从业人员劳动报酬增长；继续提高企业退休人员养老金；调整低保和特困救助标准，发放住房补贴，切实保障低收入人群的生活水平；不断完善社会保障制度，做好社会保险扩面工作；启动实施低收入农户增收工程，多渠道增加农民收入。随着经济的发展、财政支出的增加，城乡居民的收入不断增长。因此，我们将以上因素进行归纳总结，提出影响*人均可支配收入的理论模型与变量。模型的选择与确立1.确定模型所包含的变量。被解释变量为*人均可支配收入，解释变量为平均工资，人均生产总值，非农业产业比重，人均财

5、政支出，出口依存度。2.确定模型的数学形式。我们将解释变量的数学形式确定为：Y=0 +1*1 + 2*2 +3*3 +4*4 + 5*5+解释变量有5个，0为常数项，为随机误差项，描述变量外的因素对模型的干扰。其中，变量分别为：Y : *人均可支配收入；*1：平均工资； *2：人均生产总值；*3 ：非农业产值比重；*4：人均财政支出；*5：出口依存度数据的来源于分析1.数据来源：*统计年鉴2009 中国统计年鉴20082.引入数据：人均可支配收入（元/人）Y平均工资（元/人）*1人均生产总值（元/人）*2非农业产值比重%*3人均财政支出（元/人）*4出口依存度%*51978388.326401

6、13393.9200.3430.721979425.4732124193.0205.738.541980526.92820135793.7195.8943.741981539.52805145895.2190.4541.81982576.72820146993.9275.936.651983604.31868155593.8260.9333.961984728.171071185392.5236.224.561985875.521250216992.6335.1119.2619861069.611498235291.5427.6222.2519871187.491651262191.13762

7、5.6519881329.71975303589.9416.9424.1119891477.772262326190.5460.6122.3919901638.922438348791.2464.0727.4719911844.982724377791.5543.9924.9619922238.383118448192.6529.2623.5119932769.264080580093.4578.7420.7719943982.135364775193.6774.928.2219954929.536501976993.51010.0926.8719965967.7176431173494.01

8、226.453019976608.5682381314294.51556.7932.8919987110.5499461424394.61714.1933.1119997649.83110561540595.31951.534.9220008140.55124801735395.72297.9241.9720018958.7143081914195.92842.2940.9820029337.54162582138796.1326544.62200310312.91186482554496.53786.5146.15200411467.16217543057596.74626.9955.512

9、00512638.55252713578397.05538.9660.73200614283.09286824102297.66893.8461.55200716357.35349384612297.88751.4357.46注：其中，1985年之前，由于我国实行外汇管制，中美汇率均按1985年取值。3.各变量之间的相关系数表*1*2*3*4*5Y*1 1.000000 0.998637 0.826511 0.990272 0.825485 0.983620*2 0.998637 1.000000 0.828354 0.987066 0.827963 0.985372*3 0.826511 0

10、.828354 1.000000 0.799129 0.868323 0.836007*4 0.990272 0.987066 0.799129 1.000000 0.831027 0.952180*5 0.825485 0.827963 0.868323 0.831027 1.000000 0.783324Y 0.983620 0.985372 0.836007 0.952180 0.783324 1.000000从此表中可看出，被解释变量Y与各解释变量之间相关性均较高，且解释变量之间的相关性也较高.4样本数据的散点图 模型的估计与分析1.模型的回归分析五元回归 t0.025 (24)=2.

11、064 F0.05 (5，24)= 2.62VariableCoefficientt-StatisticProb. F-statisticAdjusted R-squared是否通过T、F检验C-12035.84-1.5717880.1291805.50080.992842 否*10.7069383.7224060.0011*20.2006671.7091440.1003*3144.12461.6800330.1059*4-2.046263-7.1038350*5-36.41908-2.4394330.0225四元回归t0.025 (25)=2.060 F0.05 (4，25)= 2.76Va

12、riableCoefficientt-StatisticProb. F-statisticAdjusted R-squared是否通过T、F检验C-224.8717-0.0346310.9726839.19890.991425否*10.8416154.2315010.0003*20.1442831.1451610.263*35.6169160.0797990.937*4-2.353159-8.296740C-35569.7-2.9853370.0063333.80340.97868否*1-0.103993-0.3970020.6947*20.4482532.3166040.029*3414.7

13、5943.1265970.0044*5-82.73896-3.5696410.0015C817.83842.4892550.0198937.8040.99232否*10.7927684.1842790.0003*20.1808441.4946240.1475*4-2.261173-8.4583580*5-19.81852-1.7096410.0997C-10748.23-1.359220.1862934.34420.992292否*11.01131814.77370*3129.38971.4608540.1565*4-2.192407-7.6808040*5-31.39579-2.066986

14、0.0492C-19596.99-2.157010.0408662.64520.989161是*20.61049612.165270*3230.02792.2624180.0326*4-1.401759-4.948310*5-52.5743-2.9909360.0062三元回归t0.025 (26)=2.056 F0.05 (3，26)= 2.98VariableCoefficientt-StatisticProb. F-statisticAdjusted R-squared是否通过T、F检验C-12320.82-1.0249540.3148303.67540.969051否*1-0.0673

15、42-0.2135420.8326*20.3942071.696130.1018*3139.86711.0747470.2924C293.19672.4107730.02331163.3910.991752否*10.843314.3483140.0002*20.1446911.1719540.2518*4-2.358362-8.7119980C1647.2532.7261290.0113330.32140.971484否*1-0.10162-0.3354440.74*20.4704072.1035030.0452*5-40.66908-1.8632480.0738C-480.3063-0.07

16、35730.94191105.2570.991322否*11.05539915.291330*38.8853270.1255870.901*4-2.430813-8.7741240C-36532.88-2.8388990.0087379.53930.975099是*10.49976417.580110*3426.01292.9735690.0063*5-78.53747-3.1449460.0041C793.69232.363260.02591193.0420.991956否*11.0618917.601530*4-2.374221-9.0473890*5-16.79041-1.4373510

17、.1625C-3244.283-0.3913060.6988674.43510.985849否*20.644711.547070*337.427930.4163090.6806*4-1.692077-5.5643990C-35535.43-3.0320630.0054459.91990.979371是*20.37182319.453450*3414.60683.1773570.0038*5-82.37828-3.6158720.0013C938.83432.243520.0336761.23680.987444否*20.66213.753090*4-1.636888-5.7711590*5-2

18、7.38705-1.8706030.0727C-69220.92-3.3056560.0028125.37490.927883是*3791.13243.3848990.0023*41.9104939.4705410*5-101.3053-2.2946530.0301二元回归t0.025 (27)=2.052 F0.05 (2，27)= 3.35VariableCoefficientt-StatisticProb. F-statisticAdjusted R-squared是否通过T、F检验C596.28022.6337950.0138452.33740.968873否*1-0.075614-0

19、.2391580.8128*20.4194531.8088550.0816C-14217.72-1.1486550.2608424.5620.9669否*10.46524315.388110*3162.17641.2111970.2363C339.42552.9301820.006815.212760.991638是*11.05904217.227020*4-2.439405-9.2568140C1696.2282.6464360.0134437.74540.967867否*10.53289517.936730*5-35.05453-1.5243720.139C-12364.32-1.0473

20、990.3042472.1810.970145否*20.3447916.293230*3140.54531.0998950.2811C206.67011.3356360.19281043.5160.986282否*20.65424213.051950*4-1.718172-5.8646910C1667.3592.819810.0089512.26370.972421否*20.39571219.4760*5-40.33175-1.8809290.0708C-41635.76-2.256640.0323160.13210.91649是*3463.57812.3277710.0277*41.6976

21、138.8067310C-131128.8-3.1843060.003633.423930.690989否*31413.1533.0435490.0052*590.976041.1210910.2721C1579.0121.3450670.189817.694760.899951否*42.1023799.2196690*5-10.03624-0.2437470.8093一元回归t0.025 (28)=2.048 F0.05 (1，28)= 4.20VariableCoefficientt-StatisticProb. F-statisticAdjusted R-squared是否通过T、F检验

22、C771.95223.6302830.0011833.75120.966348 是*10.49550928.874750C617.77283.0243440.0053936.13880.96992是*20.3640730.596390C-170402.2-7.836204064.994810.688155是*31865.1468.0619360C1305.9273.7894710.0007271.93350.903312是*42.05618816.490410C-5878.941-3.4551540.001844.4630.599796是*5305.43666.66805802.选取的模型根据

23、以上的各个回归分析的T检验、F检验和拟合优度的比较，以及其经济意义的符合与否，对模型进行筛选。最终取非农业产值比重，人均财政支出，这两个变量作为要分析模型的解释变量。即变量模型为: Y = -41635.76 + 463.5781*3 + 1.697613*4+ei (-2.256640) （2.327771） （8.806731）DW=0.132706 F=160.1321这样，我们可以认为非农业产值比重，人均财政支出这两个因素对人均可支配收入有着显著的影响。统计意义：当*3保持不变时，*4每增加1个单位，Y平均增加1.697613个单位； 当*4保持不变时，*3每增加1个单位，Y平均增加4

24、63.5781个单位。经济意义：在非农业产值比重保持不变时，人均财政支出每增加一元，人均可支配收入增加1.697613元；在人均财政支出保持不变时，非农业产值比重每增加1%，人均可支配收入增加463.5781%。3 多重共线性检验因为模型中只有两个解释变量*3，*4，且他们的相关系数为0.799129 ，t检验值的绝对值分别为2.256640，2.327771，8.806731均大于t0.025 (27)=2.052，F检验值为160.1321大于F0.05 (2，27)= 3.35。这样，我们可以认为该模型并不存在多重共线性。4. 异方差检验(1)采用GQ方法进行异方差的检验。由于N=30，

25、C=N/4=7.5 所以删除位于中间的6个数据，得到两个容量为12的子样本。对两个子样本分别作OLS回归，求各自的残差平方和RSS1和RSS2：按照*4排序子样本1（Sample:1978 1989）：Y = 7018.569-74.95774*3 +2.465217*4+ei （1.661173） （-1.717953）（3.543926）R2= 0.926223 RSS1=111597.1子样本2（Sample:1996 2007）：Y =-54583.14 +630.8704*3 + 1.063098*4+ei （-7.049384） （7.673678）（24.89448）R2= 0.

26、998880 RSS2=128154.3计算F统计量：F= RSS2/RSS1= / =128154.3/111597.1=1.1483659在5%的显著性水平下，自由度为（9,9）的F分布的临界值为F0.05 (9，9) =3.18据此接受两组子样同方差相同的假设。按照*3排序子样本1（Sample:1978 1989）：Y = -15033.71+ 154.4199*3 + 5.470255*4+ei （-2.980359） （2.793611）（17.63828）R2= 0.976588 RSS1=374174.1子样本2（Sample:1996 2007）：Y =94038.07- 9

27、54.7824*3 +1.974302*4+ei （1.005133） （-0.965384）（4.534787）R2=0.916413 RSS2=15396990计算F统计量：F= RSS2/RSS1= / =/=15396990 / 374174.1=41.149267 在5%的显著性水平下，自由度为（9,9）的F分布的临界值为F0.05 (9，9) =3.18据此拒绝两组子样方差相同的假设。由此得知，在95置信概率下，认为模型存在异方差。(2)采用加权最小二乘法对原模型进行处理，即用1/|resid|为权重进行加权最小二乘估计（WLS），则有：Y = -46607.17+ 518.262

28、5*3+ 1.625922*4+ei(-12.40243) ( 12.60640) ( 34.79581)Dependent Variable: YEMethod: Least SquaresDate: 01/02/05 Time: 15:19Sample: 1978 2007Included observations: 30VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. CE-46607.173757.906-12.402430.0000*3E518.262541.1110512.606400.0000*4E1.6259220.04672834.7

29、95810.0000R-squared0.998472 Mean dependent var12.19108Adjusted R-squared0.998358 S.D. dependent var24.86861S.E. of regression1.007607 Akaike info criterion2.947672Sum squared resid27.41232 Schwarz criterion3.087792Log likelihood-41.21508 Durbin-Watson stat0.272758(3) 对加权后的模型进行异方差检验：按照*4E排序子样本1（Sampl

30、e:1978 1989）：Y = -9124.291+89.85454*3 +5.716816*4+ei （-2.814930） （2.544631）（24.94136）R2= 0.988342 RSS1=2.78305子样本2（Sample:1996 2007）：Y =-48413.95+538.0381*3 +1.603694*4+ei （-13.27857） （13.49019）（35.66346）R2=0.999405 RSS2= 7.974003计算F统计量：F= RSS2/RSS1= / =7.974003/2.78305=3.1336579在5%的显著性水平下，自由度为（9,9）

31、的F分布的临界值为F0.05(9，9) =3.18据此,我们可以认为加权后的模型已经消除了异方差按照*3E排序子样本1（Sample:1978 1989）：Y = -23392.59+ 269.0885*3 + 1.841640*4+ei （-0.221179） （0.238724）（2.923376）R2=0.811834 RSS1= 11.91033子样本2（Sample:1996 2007）：Y = -46738.97+ 519.7243*3 + 1.624588*4+ei （-12.04356） （12.23980）（33.61041）R2= 0.999337 RSS2=9.38368

32、3计算F统计量：F= RSS2/RSS1= / =9.383683/11.91033=0.78786087在5%的显著性水平下，自由度为（9,9）的F分布的临界值为F0.05 (9，9) =3.18据此,我们可以认为加权后的模型已经消除了异方差。5.自相关检验用DW检验法来对自相关问题进行检验。DW = = 0.272758经查表可以得到DW（30，3）的上下界分别为1.28；1.57，该模型中的DW检验值为0.2727580，1.28，则存在正自相关。采用1阶广义差分法，变换后的模型为：Y = -47077.10+523.3918*3 +1.605937*4+0.574261AR(1) +

33、ei（-19.14029）（19.44092）（47.86287）（3.410130）Adjusted R-squared=0.998877 DW=2.160584Dependent Variable: YEMethod: Least SquaresDate: 01/01/04 Time: 01:38Sample(adjusted): 1979 2007Included observations: 29 after adjusting endpointsConvergence achieved after 7 iterationsVariableCoefficientStd. Errort-S

34、tatisticProb. CE-47077.102459.581-19.140290.0000*3E523.391826.9221719.440920.0000*4E1.6059370.03355347.862870.0000AR(1)0.5742610.1683993.4101300.0022R-squared0.998997 Mean dependent var12.60330Adjusted R-squared0.998877 S.D. dependent var25.20427S.E. of regression0.844694 Akaike info criterion2.6277

35、57Sum squared resid17.83769 Schwarz criterion2.816349Log likelihood-34.10247 Durbin-Watson stat2.160584Inverted AR Roots .57经查表可以得到DW（29，3）的上下界分别为1.27；1.56。不存在自相关的区域为1.56， 2.44。该模型中的DW检验值为2.1605841.56，2.44，这样我们确定经1阶广义差分法变换后的模型不存在序列相关性。6.最后确定模型Y = -47077.10+523.3918*3 + 1.605937*4+统计意义：当*3保持不变时，*4每增加

36、1个单位，Y平均增加1.605937个单位； 当*4保持不变时，*3每增加1个单位，Y平均增加523.3918个单位。经济意义：在非农业产值比重保持不变时，人均财政支出每增加一元，人均可支配收入增加1.605937元；在人均财政支出保持不变时，非农业产值比重每增加1%，人均可支配收入增加523.3918%。7.系数和弹性系数分析（1）大系数公式：=i=*223323y*bb130.49=523.3918*6.49E+08 = 0.23462218=*2244344y*bb1.39E+08=1.605937* = 0.743677 6.49E+08统计意义：*3每增加一个标准差将引起Y增加0.2

37、3462218标准差，*4每增加一个标准差将引起Y增加0.743677标准差。经济意义：非农业产值比重每增加一个标准差将引起人均可支配收入增加0.23462218标准差，人均财政支出每增加一个标准差将引起人均可支配收入增加0.743677标准差。由此可以看出，人均财政支出对人均可支配收入的影响要大于非农业产值比重对人均可支配收入的影响。（2）弹性分析公式：=iY3*33jbh= 523.3918* (94/4865.505)= 0.1011176Y4*44jbh=1.605937* (1731.154/4865.505)=0.571395统计含义：*3每增加1%将引起Y增加0.1011176%

38、；*4每增加1%将引起Y增加0.571395%.经济意义：非农业产值比重每增加1%将引起人均可支配收入增加0.1011176%，人均财政支出每增加1%将引起人均可支配收入增加0.571395%。由此可以看出，人均财政支出对人均可支配收入的影响要大于非农业产值比重对人均可支配收入的影响。8.预测2008年*市人均可支配收入19422.53元，人均财政支出10974.12元，非农业产值比重98.1% 。t0.025(27)=2.052（1）总体个别值的预测区间0=-47077.10+523.3918* 98.1%+ 1.605937*10974.12=19419.74设*0=（1 98.1 109

39、74.12），则Var(-)= =17.83769 *(1+0.840200517)= 32.82492636S(Y0-0)=32.82492636 =5.729304178P0-t0.025(27)*S(Y0-0) Y0 0+t0.025(27)*S(Y0-0)=1-P0-t0.025(27)*S(Y0-0) Y0 0+t0.025(27)*S(Y0-0)P19419.74-2.052*5.729304178Y0 19419.74+ 2.052*5.729304178P19407.98347Y0 19431.49653统计意义：在95%的置信概率下，当*3=98.1%； *4=10974.1

40、2，时，区间 19407.98347，19431.49653 将包含总体真值。经济意义：在95%的置信概率下，当非农业产值比重98.1%，人均财政支出10974.12元时，*市人均可支配收入在19407.98347与19431.49653 之间。从*统计年鉴2009中查到，2008年*市人均可支配收入为19422.53元，确实包含在预测区间 19407.98347，19431.49653 中。（2） 总体条件均值预测值的置信区间0=-47077.10+523.3918* 98.1%+ 1.605937*10974.12=19419.74设*0=（1 98.1 10974.12），则=17.83

41、769 * 0.840200517=14.98723636S(0)= 14.98723636 = 3.871335217P0-t0.025(27)*S（0） E(Y0)0+t0.025(27)*S（0） =1-P0-t0.025(27)*S（0） E(Y0)0+t0.025(27)*S（0）P19419.74-2.052*3.871335217E(Y0)19419.74+ 2.052*3.871335217P19411.79602E(Y0)19427.68398统计意义：在95%的置信概率下，当*3=98.1%； *4=10974.12，时，区间19411.79602，19427.68398

42、将包含总体均值E(Y0)。经济意义：在95%的置信概率下，当非农业产值比重98.1%，人均财政支出10974.12元时，*市平均人均可支配收入在19411.79602与19427.68398之间。结论通过前面所做的模型实证分析，我们得出了比较理想的，经济意义也比较合理的结果。由此，我们可以看出，在一定时期内，一个地区的人均可支配收入受非农业产值比重，人均财政支出的影响很大，尤其是人均财政支出对其影响更为显著。因此，在国际金融危机的影响下，要实现以消费来拉动经济增长，保证居民可支配收入稳定增长，我们还应当充分发挥宏观经济的统筹作用。作为对经济起重要支撑作用的工业，继续引入高端技术，鼓励自主创新，

43、发展新兴产业，加快构建高端化高质化高新化产业结构，形成发展的新优势。着力推动企业兼并重组，加速淘汰落后产能，鼓励有能力的企业上市，并完善担保体系，加大对中小企业的支持力度。另外，发展服务业是保增长、促就业的重要途径。要充分利用*的有利条件和资源优势，加快构建现代服务体系，努力提高服务业在经济中的比重。所以，我们应该不断加强产业结构调整，促进重大项目投产达产，在大力发展先进制造业的同时，加快培育壮大现代服务业，使产业结构合理化，努力实现三大产业的协调发展。在科学发展观的指导下，今后财政收入的支出分配将更加突出取之于民，用之于民”这一作用目标。政府应加大财政转移支付，完善社会保障体系，进一步转变政府职能，促进政府财权与事权相匹配，深化财税体制改革，调整财政支出结构，扩大一般性转移支付，完善公共财政体系。特别的是，在以扩大内需拉动经济增长的同时，还要努力扩大就业岗位，对低收入人群进行补贴，保证中低收入者的收入增长。与此同时，集中的财政收入还可以用来支持研发，补贴企业，鼓励进出口贸易的发展；加强基础设施的建设，积极以滨海新区为跳板，扩大对外贸易合作，打造渤海地区经济新格局。这终将有利于促进经济的快速发展，有利于维持社会物价的稳定，有利于保障居民收入的合理增长。注：以上部分内容引自关于*市居民收入分配形势的调研报告2010*政府工作报告. z.