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篇1

關(guān)鍵詞：消費(fèi)性支出;可支配收入;擬合優(yōu)度

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(lái)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(lái)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(yíng)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(lái)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(wú)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(shuō)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(shuō)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(shuō)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。可見，城鎮(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(wú)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(zhǎng)。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(jiǎn)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。可見，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(lái)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.

[3] 李子奈，潘文卿.計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)（第二版）[M].北京：高等教育出版社，2005.

篇2

關(guān)鍵詞：可支配收入 余期望系數(shù) 基尼系數(shù) 塞爾指標(biāo)

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(yáng)高17.5%。四川是我國(guó)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(guó)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(guó)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(guó)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(shuō)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(lái)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(lái)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(guó)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(lái)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(lái)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(jiǎn)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(wú)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(yáng)、綿陽(yáng)、眉山、資陽(yáng)；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。總收入差異系數(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(shuō)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(lái)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?gòu)谋?來(lái)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(lái)說(shuō)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(lái)說(shuō)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(yáng)相比，成都人均GDP是德陽(yáng)的1.5倍，與最小人均GDP的資陽(yáng)相比，成都是資陽(yáng)的3倍。從城鎮(zhèn)年平均工資來(lái)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。現(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(shuō)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(lái)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(lái)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(lái)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。“十一五”期間，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(chǎng)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(jī)，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)?lái)的發(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(jī)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(lái)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(guó)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)

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

2.尚衛(wèi)平：一種反映收入差異程度的新指標(biāo)――余期望系數(shù)[J]。《統(tǒng)計(jì)研究》， 2004年1期。

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。

4.劉慧：區(qū)域差異測(cè)度方法與評(píng)價(jià)[J]。《地理研究》，2006年7期。

篇3

關(guān)鍵詞：保險(xiǎn)需求；保費(fèi)收入；人均收入；人口撫養(yǎng)比

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(guó)保險(xiǎn)購(gòu)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)，居民在滿足日常基本消費(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(lái)自中經(jīng)專網(wǎng)和《中國(guó)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(shuō)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(shuō)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(zhǎng)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(zhǎng)，不僅提高了城鎮(zhèn)居民的購(gòu)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(gòu)買能力和購(gòu)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。

參考文獻(xiàn)：

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關(guān)鍵字：電子商務(wù)交易額；可支配收入；互聯(lián)網(wǎng)用戶數(shù)；回歸函數(shù)

一、緒言

我國(guó)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(guó)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(guó)互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)信息中心（CNNIC）在 京了《第29次中國(guó)互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)發(fā)展?fàn)顩r統(tǒng)計(jì)報(bào)告》。《報(bào)告》顯示，截至2011年12月底，中國(guó)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(guó)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(guó)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(zhǎng)，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(guó)城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入。設(shè)我國(guó)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(lái)，我國(guó)城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入不斷增長(zhǎng)，截止到2011年底，我國(guó)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(zhǎng)了3余倍，說(shuō)明我國(guó)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(guó)互聯(lián)網(wǎng)信息中心每年一月和七月的《中國(guó)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(guó)互聯(lián)網(wǎng)用戶數(shù)還是逐年上升的。設(shè)我國(guó)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(guó)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(shuō)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）。可知du

四、模型的經(jīng)濟(jì)意義

由上文分析可知，根據(jù)中國(guó)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(wàn)，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。

在如今這個(gè)信息高速公路高度發(fā)達(dá)的時(shí)代，電子商務(wù)交易顯然是促進(jìn)人民生活水平的提高不斷上漲的一個(gè)重要因素。作為一種現(xiàn)代流通方式，電子商務(wù)具有效率高、成本低、范圍廣的特點(diǎn)，這無(wú)疑為人們提供了更多的選擇空間，也改變著傳統(tǒng)的生產(chǎn)、經(jīng)營(yíng)和服務(wù)消費(fèi)模式，給國(guó)際經(jīng)濟(jì)貿(mào)易帶來(lái)深刻的影響和變革[4]。特別是在國(guó)際金融危機(jī)的影響持續(xù)蔓延，并出現(xiàn)全球性貿(mào)易萎縮、消費(fèi)收緊的今天，電子商務(wù)服務(wù)業(yè)在中國(guó)卻逆市擴(kuò)張。雖然外貿(mào)主導(dǎo)型B2B 受到的影響比較大，但一些中小城市的電子商務(wù)并未感受到國(guó)際金融危機(jī)的沖擊，反而發(fā)展提速。所以，電子商務(wù)是國(guó)內(nèi)中小企業(yè)實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、走出困境的出路之一[5]。同時(shí)，很多大學(xué)生畢業(yè)后在網(wǎng)上開店自主創(chuàng)業(yè)，當(dāng)然在淘寶網(wǎng)這種典型的C2C 網(wǎng)站上開店的在職白領(lǐng)也不在少數(shù)。人們通過這種方式增加自己的收入，更增添了生活情趣，提高了生活的質(zhì)量。

篇5

關(guān)鍵詞：消費(fèi)；收入；協(xié)整；誤差修正模型

中圖分類號(hào)：F127 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號(hào)：1673－291X（2008）02－0152－02

收入和消費(fèi)問題一直以來(lái)都是我國(guó)重要的理論和實(shí)踐問題。隨著我國(guó)改革的深入，吉林省城鎮(zhèn)居民的實(shí)際收入和生活水平都有很大程度的提高。在收入增加的同時(shí)，城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)水平也不斷提高。本文主要建立計(jì)量模型對(duì)吉林省城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)和人均可支配收入之間的關(guān)系進(jìn)行量化分析，以期促進(jìn)消費(fèi)結(jié)構(gòu)的更加合理。

一、城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出與人均可支配收入?yún)f(xié)整分析

（一）變量選取和數(shù)據(jù)來(lái)源

本文選取吉林省1984―2005年的人均可支配收入（Y）、人均消費(fèi)支出（C）兩個(gè)時(shí)間序列為基本時(shí)間序列變量，數(shù)據(jù)均來(lái)自2006年《吉林統(tǒng)計(jì)年鑒》。

根據(jù)誤差修正模型，被解釋變量的波動(dòng)可分為短期波動(dòng)和長(zhǎng)期均衡兩部分，短期波動(dòng)由差分項(xiàng)來(lái)反應(yīng)，長(zhǎng)期均衡由誤差修正項(xiàng)反應(yīng)。吉林省消費(fèi)和收入存在密切關(guān)系。短期內(nèi)，收入的變動(dòng)引起消費(fèi)的變動(dòng)，本期收入增加1個(gè)單位，使得本期消費(fèi)增加0．862個(gè)單位；從長(zhǎng)期來(lái)看，上一期的非均衡誤差以116．1％的比率對(duì)本期的消費(fèi)作出修正，這種修正力度很大，一旦短期波動(dòng)偏離了長(zhǎng)期均衡的軌道，誤差修正機(jī)制能夠糾正這種偏離，最終使消費(fèi)與收入之間的關(guān)系回到長(zhǎng)期均衡關(guān)系的軌道。

二、結(jié)論和建議

（一）結(jié)論

1． 20年來(lái)，吉林省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出和人均可支配收入保持快速增長(zhǎng)，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出受人均可支配收入影響顯著，吉林省城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出對(duì)人均可支配收入的彈性為0．956。

2．吉林省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出和人均可支配收入序列均為非平穩(wěn)，但兩者之間具有長(zhǎng)期均衡關(guān)系。短期內(nèi)，居民消費(fèi)支出和人均可支配收入存在動(dòng)態(tài)調(diào)整機(jī)制，由于誤差修整項(xiàng)的存在，可以自動(dòng)實(shí)現(xiàn)兩者的長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

（二）建議

1．進(jìn)一步提高居民的實(shí)際可支付能力。隨著東北老工業(yè)基地的振興，吉林省城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)市場(chǎng)會(huì)更加旺盛，要進(jìn)一步提高消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)作用，就要提高居民的支付能力，尤其是提高低收入戶的支付能力。一方面要增加居民的收入，實(shí)際收入增加了，相應(yīng)的各項(xiàng)消費(fèi)支出會(huì)得以增加（即收入的消費(fèi)效應(yīng)）。另一方面，繼續(xù)完善消費(fèi)信貸制度，提高居民當(dāng)前的支付能力，以促進(jìn)消費(fèi)的增長(zhǎng)。目前，吉林省城鎮(zhèn)居民的基本消費(fèi)已得到相對(duì)較好的滿足，這樣就要推動(dòng)城鎮(zhèn)居民較高層次的消費(fèi)，如汽車、住房等，而這部分消費(fèi)的實(shí)現(xiàn)很大程度上依賴于個(gè)人消費(fèi)信貸。

2．提高居民的消費(fèi)傾向。首先，強(qiáng)化收入分配調(diào)節(jié)，縮小居民收入差距，提高吉林省城鎮(zhèn)居民的平均消費(fèi)傾向，擴(kuò)大消費(fèi)需求。其次，在推行就業(yè)、住房、醫(yī)療、教育制度改革時(shí)，要充分考慮到居民預(yù)期的變化和由此可能帶來(lái)的后果，同時(shí)采取相應(yīng)的配套措施，化解其產(chǎn)生的不利影響，穩(wěn)定市區(qū)居民的收支預(yù)期。另外，要充分考慮中低收入戶的物質(zhì)承受能力，利用財(cái)政支出對(duì)中低收入戶支付的改革費(fèi)用進(jìn)行適當(dāng)?shù)呢泿呕a(bǔ)償，以減少其支出預(yù)期和收入預(yù)期的不確定性，從而減弱消費(fèi)傾向的下降趨勢(shì)。

3．要利用財(cái)政稅收杠桿對(duì)社會(huì)財(cái)富進(jìn)行再分配，兼顧社會(huì)公平。調(diào)整財(cái)政支出結(jié)構(gòu)，加大轉(zhuǎn)移支付力度，增加對(duì)失業(yè)、貧困、教育、醫(yī)療等公共服務(wù)的投入，運(yùn)用稅收政策，加強(qiáng)對(duì)高收入群體的稅收征管，以調(diào)節(jié)社會(huì)各階層的收入水平。

總之，擴(kuò)大消費(fèi)需求是我國(guó)現(xiàn)階段進(jìn)行宏觀調(diào)控的一個(gè)重點(diǎn)。這些目標(biāo)在短期內(nèi)是難以實(shí)現(xiàn)的，解決消費(fèi)需求不足問題是一個(gè)長(zhǎng)期而艱巨的任務(wù)。

參考文獻(xiàn)：

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[2] 吳紹中．關(guān)于消費(fèi)結(jié)構(gòu)的幾個(gè)問題[J]．商業(yè)評(píng)論，2001，（7）．

[3] 劉方械，張少龍．支撐經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)――中國(guó)消費(fèi)．儲(chǔ)蓄．投資研究[M]．北京：華文出版社，2001．

[4] 范劍平．中國(guó)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的變化趨勢(shì)[M]．北京：人民出版社，2001．

篇6

[關(guān)鍵詞] 灰色關(guān)聯(lián)分析GM(1,1)模型城鎮(zhèn)居民收入

提高居民收入是改善民生的根本保障,居民收入水平和結(jié)構(gòu)變化對(duì)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和收入分配制度的調(diào)整將產(chǎn)生直接影響。本文運(yùn)用灰色關(guān)聯(lián)分析方法對(duì)陜西省城鎮(zhèn)居民收入結(jié)構(gòu)和水平進(jìn)行實(shí)證分析,進(jìn)一步挖掘陜西省城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與其他各類不同來(lái)源的收入的動(dòng)態(tài)發(fā)展態(tài)勢(shì),為改善城鎮(zhèn)居民收入結(jié)構(gòu)和提高收入水平提供決策指導(dǎo)和科學(xué)依據(jù)。

一、灰色關(guān)聯(lián)分析的方法與步驟

灰色關(guān)聯(lián)分析的基本思想是根據(jù)序列曲線幾何形狀的相似程度來(lái)確定系統(tǒng)中因素間的關(guān)聯(lián)程度,設(shè)為反映系統(tǒng)行為特征的參考序列,為影響系統(tǒng)行為的比較序列,灰色關(guān)聯(lián)分析主要步驟如下:

1.原始數(shù)據(jù)初始化

對(duì)原始數(shù)據(jù)序列進(jìn)行無(wú)量綱化處理,得到新序列

,其中

2.計(jì)算關(guān)聯(lián)系數(shù)

3.計(jì)算比較序列對(duì)參考序列的關(guān)聯(lián)度

4.關(guān)聯(lián)度排序,即根據(jù)灰色關(guān)聯(lián)度(i=1,2…m)的大小,作為比較序列和參考序列的相關(guān)程度的依據(jù),關(guān)聯(lián)度越大,二者之間聯(lián)系越緊密,比較序列對(duì)參考序列的影響越重要。

二、陜西城鎮(zhèn)居民收入的灰色關(guān)聯(lián)分析

陜西省在1998年～2007年10年間的城鎮(zhèn)居民收入的歷史數(shù)據(jù)如表1所示。以人均可支配收入作為參考序列,以工薪收入、經(jīng)營(yíng)性收入、財(cái)產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入作為參考序列,對(duì)1998年～2002年和2003年～2007年兩個(gè)階段分別計(jì)算灰色關(guān)聯(lián)度并進(jìn)行排序,結(jié)果見表2。

對(duì)兩個(gè)不同階段的灰色關(guān)聯(lián)度和灰色關(guān)聯(lián)序的變化進(jìn)行分析比較可以發(fā)現(xiàn)以下特點(diǎn):首先,在兩個(gè)階段中,工薪收入對(duì)可支配收入的關(guān)聯(lián)度均為最大,這說(shuō)明工薪收入一直是居民收入最主要的收入來(lái)源和首要的影響因素,第二階段工薪收入與可支配收入的關(guān)聯(lián)度還要略高于第一階段,這表明,隨著國(guó)家和地區(qū)不斷對(duì)勞動(dòng)報(bào)酬政策加強(qiáng)引導(dǎo)和調(diào)控,逐漸提高勞動(dòng)者報(bào)酬在初次分配中的比例,居民工薪收入不斷提高。其次,轉(zhuǎn)移性收入與居民人均可支配收入的關(guān)聯(lián)度排序保持不變并位于前列,表明轉(zhuǎn)移性收入是影響城鎮(zhèn)居民收入的第二大因素,后一階段關(guān)聯(lián)度有所增大,這是由于最低工資標(biāo)準(zhǔn)和社會(huì)保障制度的不斷完善,城鎮(zhèn)居民轉(zhuǎn)移性收入大幅增長(zhǎng)。第三,財(cái)產(chǎn)性收入和經(jīng)營(yíng)性收入雖然也是居民收入的一個(gè)方面,但是二者對(duì)居民收入的影響較小,且對(duì)居民收入的影響作用有下滑趨勢(shì)。

三、結(jié)論

在1998年～2007年不同的兩個(gè)歷史階段陜西城鎮(zhèn)居民可支配收入的不同收入來(lái)源中,工薪收入都是收入的主體和主要的影響因素,轉(zhuǎn)移性收入的影響程度次之,二者對(duì)居民收入的影響重要程度占絕對(duì)地位,經(jīng)營(yíng)性收入和財(cái)產(chǎn)性收入的影響較小,城鎮(zhèn)居民收入過多地依賴于工薪收入,收入結(jié)構(gòu)有向兩極化的不平衡發(fā)展,是影響居民總收入水平的瓶頸和亟待解決的問題。

參考文獻(xiàn):

篇7

關(guān)鍵詞：商品住宅價(jià)格；居民收入；關(guān)聯(lián)性

中圖分類號(hào)：F127 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1001-828X（2014）06-0-01

六盤水，位于貴州省西部的烏蒙山區(qū)，因夏季月平均氣溫僅19.7℃，有“中國(guó)涼都”之稱。隨著消夏避暑文化、“三線建設(shè)”文化和民族民間文化宣傳力度的加大，本市房地產(chǎn)業(yè)迅速發(fā)展。近年來(lái)，高房?jī)r(jià)與低收入的話題逐漸成為人們關(guān)注的焦點(diǎn)。

一、商品住宅的相關(guān)概念

商品房特指經(jīng)政府有關(guān)部門批準(zhǔn)，由房地產(chǎn)開發(fā)經(jīng)營(yíng)公司開發(fā)的，建成后用于市場(chǎng)出售出租的房屋，包括住宅、辦公等商業(yè)用房及其配套建筑物 [1]。

商品住宅價(jià)格由土地使用權(quán)取得費(fèi)、住宅開發(fā)成本、住宅開發(fā)期間費(fèi)用、利潤(rùn)、稅金和住宅差價(jià)構(gòu)成，其形成受地方政府、購(gòu)買者、開發(fā)商、商業(yè)銀行和中央銀行等多因素影響。

2013年，六盤水市共有房開企業(yè)197家，共銷售商品住宅6626套，銷售面積76.82萬(wàn)平方米，住宅均價(jià)3724.72元/m2，房地產(chǎn)開發(fā)投資81.72億元[2]。

二、居民收入的相關(guān)概念

從收入的來(lái)源來(lái)看，居民收入可以分為勞動(dòng)性收入和非勞動(dòng)性收入。勞動(dòng)性收入是指勞動(dòng)者以其自身的勞動(dòng)為交換而獲得的收入，其中工資是最重要的形式。非勞動(dòng)收入則指居民依靠其擁有的資本獲得的財(cái)產(chǎn)性收入，主要包括租金、利息、紅利等方面。

居民收入的衡量指標(biāo)有城鎮(zhèn)居民家庭可支配收入、農(nóng)村居民家庭純收入等。由于商品住宅消費(fèi)群體主要以本地城鎮(zhèn)居民為主，占購(gòu)房總?cè)藬?shù)的78%，所以通常用城鎮(zhèn)居民的可支配收入來(lái)衡量居民收入水平。

2013年，六盤水市財(cái)政總收入178.31億元，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入19625元[3]。

三、商品住宅價(jià)格與居民收入的關(guān)聯(lián)性研究

從表1和表2可看出，六盤水市商品住宅銷售價(jià)格成穩(wěn)步上升趨勢(shì)，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入也逐年遞增，但與房?jī)r(jià)的增長(zhǎng)由于基數(shù)不同，并無(wú)明顯關(guān)聯(lián)性，需用房?jī)r(jià)收入比來(lái)衡量房?jī)r(jià)是否超出了居民的實(shí)際購(gòu)買能力。

表1 2007-2013年六盤水市商品住宅價(jià)格及相關(guān)影響因素?cái)?shù)據(jù)

表2 2007-2013年六盤水市商品住宅價(jià)格及相關(guān)影響因素增長(zhǎng)率

有關(guān)房?jī)r(jià)收入比的計(jì)算：

房?jī)r(jià)收入比=商品住宅平均單套銷售價(jià)格÷城鎮(zhèn)居民平均家庭年收入=（商品住宅平均銷售價(jià)格×城鎮(zhèn)人均住宅建筑面積）÷城鎮(zhèn)居民平均每人全年收入

本文參考其它相關(guān)文章將人均可支配收入的2倍作為人均年收入，計(jì)算出各年的房?jī)r(jià)收入比Ⅰ見表3，考慮到有可能與選用的人均年收入值有關(guān)導(dǎo)致結(jié)果相對(duì)偏小，另假設(shè)人均可支配收入等于人均年收入，計(jì)算出各年的房?jī)r(jià)收入比Ⅱ見表3。

表3 2007-2013年六盤水市商品住宅房?jī)r(jià)收入比

用Excel線性回歸分析房?jī)r(jià)與收入的關(guān)系：

當(dāng)人均可支配收入作為自變量時(shí)：相關(guān)系數(shù)R2為0.9957時(shí)，y=0.1742x-249.71，人均可支配收入（x）與商品住宅價(jià)格（y）是呈高度正相關(guān)的關(guān)系。由于系數(shù)的T檢驗(yàn)也都通過，因而將回歸方程模擬為線性方程是可行的。從方程的系數(shù)可知，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入每提高2000元，商品住宅價(jià)格每平方米就上升98.69元。

當(dāng)商品住宅價(jià)格作為自變量時(shí)：相關(guān)系數(shù)R2為0.9957時(shí)，y=5.716x+1491.7，商品住宅價(jià)格（x）與人均可支配收入（y）是呈高度正相關(guān)的關(guān)系。由于系數(shù)的T檢驗(yàn)也都通過，因而將回歸方程模擬為線性方程是可行的。從方程的系數(shù)可知，商品住宅價(jià)格每平方米上升1元，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入就提高1497.42元。

四、結(jié)論和對(duì)策建議

通過2007-2013年六盤水市商品住宅市場(chǎng)的相關(guān)研究可得出以下結(jié)論：第一，從表3可看出，六盤水市房?jī)r(jià)收入比截止2013年年末未達(dá)到6：1，目前的房?jī)r(jià)仍然在六盤水市城鎮(zhèn)居民可承受的購(gòu)買能力范圍內(nèi)。第二，通過人均可支配收入與商品住宅價(jià)格的相互回歸實(shí)證結(jié)果得出商品住宅價(jià)格與居民收入之間成“正相關(guān)”的關(guān)系。第三，居民收入增加，對(duì)商品住宅的消費(fèi)需求和投資、投機(jī)需求就會(huì)上升，受供求規(guī)律和價(jià)值規(guī)律的作用，商品住宅價(jià)格會(huì)上升、租金等收入會(huì)上漲，最終使得居民收入又增加。

居民間收入差距的擴(kuò)大，會(huì)使得低收入者的消費(fèi)需求減少、高收入者的投機(jī)需求增加，導(dǎo)致商品住宅市場(chǎng)上的投機(jī)行為增多，商品住宅價(jià)格被抬高。最終，低收入者更買不起房而高收入者賺取更多收入，即“富者更富，窮者更窮”，加劇了居民間的收入差距，造成貧富兩極分化。

為了促進(jìn)居民收入平等和商品住宅價(jià)格改善，提出如下對(duì)策建議：

1.調(diào)整供給結(jié)構(gòu)，構(gòu)建合理的供應(yīng)體系 政府應(yīng)發(fā)揮主體作用，根據(jù)本市的實(shí)際情況，合理確定高檔別墅、普通住宅、中低檔次商品住宅以及大戶型、中戶型、小戶型各自所占的比例。政府給予適當(dāng)?shù)膬?yōu)惠條件和政策支持，擴(kuò)大中低檔次商品住宅和經(jīng)濟(jì)適用房的供給量，滿足不同收入層次居民的住房需求。

2.多渠道、多方法控制商品住宅價(jià)格 政府可通過對(duì)地價(jià)的調(diào)控使房?jī)r(jià)趨于合理，也可通過控制開發(fā)成本來(lái)降低房?jī)r(jià)，同時(shí)需加大對(duì)房?jī)r(jià)的檢查和監(jiān)管力度。對(duì)中低收入家庭購(gòu)買的經(jīng)濟(jì)適用房，要嚴(yán)格實(shí)行政府指導(dǎo)價(jià)，限價(jià)銷售；對(duì)中層收入者購(gòu)買的普通商品房，由政府定期制定公布指導(dǎo)性價(jià)格和浮動(dòng)幅度，適當(dāng)放開管理；對(duì)高收入家庭購(gòu)買的高檔商品房實(shí)行市場(chǎng)調(diào)節(jié)價(jià)，由企業(yè)根據(jù)開發(fā)經(jīng)營(yíng)成本和市場(chǎng)供求狀況自行決定銷售價(jià)格。

3.提高城鎮(zhèn)居民的整體收入水平 政府要把重點(diǎn)放在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展上，將經(jīng)濟(jì)增量部分的分配傾斜于居民的收入，切實(shí)提高居民的實(shí)際收入；積極拓寬就業(yè)渠道，開展定期的就業(yè)指導(dǎo)和職業(yè)技能培訓(xùn)，努力促進(jìn)就業(yè)；同時(shí)健全價(jià)格監(jiān)管法規(guī)、加強(qiáng)價(jià)格監(jiān)督檢查和反價(jià)格壟斷執(zhí)法力度、建立健全價(jià)格信息制度等來(lái)維持物價(jià)的穩(wěn)定，規(guī)范價(jià)格體系。

參考文獻(xiàn)：

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篇8

關(guān)鍵詞：消費(fèi)函數(shù)；消費(fèi)傾向；居民消費(fèi)；居民收入；京滬粵浙等省市

中圖分類號(hào)：F290 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號(hào)：1673-291X（2014）30-0070-03

我們知道，收入增加，消費(fèi)就會(huì)增加，但是消費(fèi)的增加不及收入的增加多。凱恩斯消費(fèi)函數(shù)理論理論假定，在影響消費(fèi)的各種因素中，收入是消費(fèi)的唯一的決定因素，收入的變化決定消費(fèi)的變化。如果消費(fèi)和收入之間存在線性關(guān)系，則消費(fèi)函數(shù)可以表示為：C=C0+bY，式中，C為消費(fèi)，Y為收入，C0為自發(fā)消費(fèi)部分，b為邊際消費(fèi)傾向是一個(gè)常數(shù)，b和Y的乘積表示收入引致的消費(fèi)。整個(gè)公式的經(jīng)濟(jì)含義是：消費(fèi)等于自發(fā)消費(fèi)與引致消費(fèi)之和。（1）邊際消費(fèi)傾向是消費(fèi)曲線上任一點(diǎn)的斜率；（2）0

一、京滬粵浙等省市消費(fèi)函數(shù)

從表1看到，2012年城鎮(zhèn)居民人均全年可支配收入排行：上海、北京、浙江、廣東、江蘇、全國(guó)、青海、甘肅。在全國(guó)31個(gè)省市自治區(qū)中，甘肅城鎮(zhèn)居民人均全年可支配收入最低，上海城鎮(zhèn)居民人均全年可支配收入最高。

從下頁(yè)表2看到，2012年城鎮(zhèn)居民平均每人全年消費(fèi)性支出排行：上海、北京、廣東、浙江、江蘇、全國(guó)、甘肅、青海。在全國(guó)31個(gè)省市自治區(qū)中，上海城鎮(zhèn)居民平均每人全年消費(fèi)性支出最高，青海城鎮(zhèn)居民平均每人全年消費(fèi)性支出最低。

選取2007―2012年甘肅城鎮(zhèn)居民的人均可支配收入（見表1）和人均消費(fèi)性支出（見下頁(yè)表2），將表1、下頁(yè)表2中兩組數(shù)據(jù)輸入幾何畫板軟件，可繪制出以下散點(diǎn)圖（見下頁(yè)圖1），下頁(yè)圖1中，X軸是甘肅城鎮(zhèn)居民人均可支配收入，Y軸是人均消費(fèi)性支出。從下頁(yè)圖1中可直觀地看出兩者具有較好的線性關(guān)系，在這些點(diǎn)之間可以畫出一條直線，使這些點(diǎn)均勻地分布在直線的兩側(cè)。通過幾何畫板軟件，可以找出這條直線的斜率以及直線和Y軸的交點(diǎn)。得出方程：

Y=0.70X+910.34

這就是甘肅城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)函數(shù)，其中X表示收入，Y表示消費(fèi)，邊際消費(fèi)傾向?yàn)?.70。甘肅城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)函數(shù)表明可支配收入每增加1元，消費(fèi)增加0.70元，自發(fā)消費(fèi)（收入為零時(shí)的消費(fèi)）等于910.34 大于零，邊際消費(fèi)傾向等于0.70 在0～1之間，符合凱恩斯消費(fèi)函數(shù)理論。

同樣的方法，可以得出青海、廣東、全國(guó)、江蘇、北京、上海、浙江居民的消費(fèi)函數(shù)（見圖2）。

需要說(shuō)明的是，2008年全國(guó)和京滬粵浙等7省市城鎮(zhèn)居民平均每人全年消費(fèi)性支出數(shù)據(jù)均在代表消費(fèi)函數(shù)的直線的下方，偏離直線較多，這應(yīng)該和2008年的國(guó)際金融危機(jī)有關(guān)，該年人均消費(fèi)支出較前后二年明顯偏小。

二、京滬粵浙等省市消費(fèi)傾向比較

從上頁(yè)圖2可以看出，全國(guó)和京滬粵浙等7省市的消費(fèi)傾向排行為：甘肅、青海、廣東、全國(guó)、江蘇、北京、上海、浙江。按照凱恩斯消費(fèi)函數(shù)理論，隨收入增加，消費(fèi)傾向遞減。從P70表1可知，全國(guó)和京滬粵浙等7省市的城鎮(zhèn)居民人均收入排行為：上海、北京、浙江、廣東、江蘇、全國(guó)、青海、甘肅。如果按照凱恩斯消費(fèi)函數(shù)理論得出的全國(guó)和京滬粵浙等7省市的消費(fèi)傾向排行為：甘肅、青海、全國(guó)、江蘇、廣東、浙江、北京、上海。這個(gè)排行和上頁(yè)圖2的實(shí)際排行相比，除廣東和浙江外，其他省市和和凱恩斯（J.M.keynes）消費(fèi)函數(shù)理論（收入增加，消費(fèi)傾向遞減）完全一致。這說(shuō)明現(xiàn)階段中國(guó)的一些消費(fèi)現(xiàn)象還是可以通過凱恩斯消費(fèi)函數(shù)理論得到解釋，寫這篇文章的主要目的，就是想通過收入的變化來(lái)找出消費(fèi)傾向變化的規(guī)律。從上頁(yè)圖2看到，全國(guó)和京滬粵浙等7省市的消費(fèi)傾向變化規(guī)律基本符合凱恩斯消費(fèi)函數(shù)理論，即收入增加，消費(fèi)傾向遞減。

上頁(yè)圖2 顯示，在全國(guó)31個(gè)省市自治區(qū)中，甘肅城鎮(zhèn)居民人均全年可支配收入最低，消費(fèi)傾向最高為0.70；上海城鎮(zhèn)居民人均全年可支配收入最高，消費(fèi)傾向次低為0.54，僅高于浙江的0.53。

和上海、北京相比，江蘇、浙江和廣東城鎮(zhèn)居民人均全年可支配收入約3萬(wàn)元左右，低于上海和北京，屬第二方陣。其中收入低于浙江的廣東，人均消費(fèi)支出卻高于浙江，廣東消費(fèi)傾向?yàn)?.64，浙江為0.53，這可能和廣東人、浙江人的性格特點(diǎn)有關(guān)系，廣東人可能熱衷消費(fèi)，浙江人可能更熱衷于儲(chǔ)蓄或投資等方面。

凱恩斯消費(fèi)函數(shù)中，收入為零時(shí)的消費(fèi)稱為自發(fā)消費(fèi)，自發(fā)消費(fèi)可以理解為生存所需的消費(fèi)。由上頁(yè)圖2可知，上海的自發(fā)消費(fèi)最高為4 423.14元，百思不得其解的是江蘇的自發(fā)消費(fèi)最低為727.36元，筆者以為做圖有誤，重做了三四次，還是這個(gè)結(jié)果。上頁(yè)圖2得出的自發(fā)消費(fèi)和選取數(shù)據(jù)的時(shí)間段有關(guān)，如果起始時(shí)間提前，自發(fā)消費(fèi)會(huì)變小，起始時(shí)間延后，自發(fā)消費(fèi)會(huì)變大。

三、影響消費(fèi)的因素

從P70表1、上頁(yè)表2看到，在全國(guó)31個(gè)省市自治區(qū)中，甘肅城鎮(zhèn)居民人均全年可支配收入最低，但人均全年消費(fèi)支出最低是青海。收入低于浙江的廣東，人均消費(fèi)支出卻高于浙江。2012年廣東人均收入30 226.71元，而浙江人均收入34 550.30元，廣東人均消費(fèi)22 396.35元，浙江只有21 545.18元。決定消費(fèi)水平的因素很多，如收入、財(cái)產(chǎn)、利率、收入分布等，還有人做過性別、年齡、教育、婚姻狀況對(duì)消費(fèi)影響的統(tǒng)計(jì)分析[1]，其中收入是最根本的因素。從地區(qū)范圍來(lái)看，地區(qū)間存在明顯的差異，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、社會(huì)保障水平、消費(fèi)觀念存在著較大差距，這些都是影響區(qū)域消費(fèi)差異的重要因素。

杜森貝利（J.S.Duesenberry）在其提出的相對(duì)收入假說(shuō)[2]中指出，消費(fèi)者的消費(fèi)支出不僅受其自身收入的影響，同時(shí)，一方面受周圍人群的消費(fèi)行為、收入水平、消費(fèi)水平的影響。弗里德曼（M.Friedman）的持久收入假說(shuō)認(rèn)為人們?cè)谙M(fèi)時(shí)不是依據(jù)短期的實(shí)際收入，而是依據(jù)長(zhǎng)期、持久收入，既包括前期收入，也包括以后各期期望收入。莫迪利安尼（F.Modigliani）的生命周期假說(shuō)認(rèn)為消費(fèi)者是理性的，他使用一生的收入，安排一生的消費(fèi)，受一生中總消費(fèi)等于總收入的預(yù)算約束，追求消費(fèi)效用的最大化。因此，消費(fèi)者現(xiàn)期消費(fèi)不僅與現(xiàn)期收入有關(guān)，而且與消費(fèi)者以后各期收入的期望值、開始時(shí)的資產(chǎn)和個(gè)人年齡大小有關(guān)。

社會(huì)保障對(duì)消費(fèi)的影響。有研究證明社會(huì)保障支出每增加 1 個(gè)百分點(diǎn)會(huì)帶動(dòng) 0.1 個(gè)百分點(diǎn)的居民消費(fèi)，社會(huì)保障支出對(duì)居民消費(fèi)的拉動(dòng)作用不容忽視。因此，完善社會(huì)保障體系將有利于改善中國(guó)目前內(nèi)需不足的困境，同時(shí)可以減少居民生活不確定性因素（醫(yī)療、教育、失業(yè)等）等對(duì)消費(fèi)的擠壓。

篇9

[關(guān)鍵詞]回歸模型 長(zhǎng)沙 旅游業(yè) 影響因素

一、引言

研究的國(guó)家地區(qū)不同或者使用的方法不同，研究結(jié)果也各不相同。但總體而言，收入是一個(gè)相關(guān)性很強(qiáng)的變量，大多數(shù)國(guó)際旅游顯示出很強(qiáng)的收入彈性。即收入增加，游客到達(dá)總量就增加。但是，不是所有外生變量都可以納入到模型中來(lái)，因?yàn)樵谶x擇這些變量的時(shí)候必須考慮到平穩(wěn)性、自由度、多重共線性、序列相關(guān)性以及數(shù)據(jù)的可靠性等。當(dāng)前關(guān)于旅游經(jīng)濟(jì)影響因素的研究主要是從我國(guó)整體的宏觀層面進(jìn)行研究。大多選取可能的影響因素的時(shí)間序列作定量分析，然后得出主要影響因素和潛在影響因素。但是由于個(gè)人在建立定量分析模型和選取指標(biāo)時(shí)存在缺陷，所以得出的結(jié)果不盡相同。

二、回歸模型建立與影響因素指標(biāo)選取

公式6中，Δlog（y）表示旅游收入的短期彈性波動(dòng)，Δlog（x7）表示城鎮(zhèn)居民可支配收入的短期彈性波動(dòng)，Δd2表示黃金周是否實(shí)施的波動(dòng)，ecm表示滯后一期偏離長(zhǎng)期均衡關(guān)系的程度。可以看出，除了ecm，其他變量均未通過t檢驗(yàn)，說(shuō)明旅游收入的短期波動(dòng)主要是來(lái)自短期內(nèi)偏離長(zhǎng)期均衡關(guān)系的程度導(dǎo)致的。

四、長(zhǎng)沙旅游業(yè)發(fā)展影響因素分析結(jié)論

（1）城鎮(zhèn)居民收入和黃金周對(duì)長(zhǎng)沙旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展有長(zhǎng)期均衡促進(jìn)作用

通過公式2可以看出人均可支配收入每提升1%將提升1.66%的旅游收入，這說(shuō)明隨著城鎮(zhèn)人口收入的不斷增加，城鎮(zhèn)居民對(duì)出門旅游的需求越來(lái)越大。從這也可以看出旅游收入對(duì)于城鎮(zhèn)居民的收入彈性非常大，超過1。對(duì)此的合理解釋應(yīng)該是居民隨著收入的增加和對(duì)于預(yù)期收入和社會(huì)福利有較高的信心，以致城鎮(zhèn)居民原來(lái)拿出來(lái)旅游的收入超過增加的收入。從D2前的系數(shù)0.26可以看出，黃金周的實(shí)施，提升了長(zhǎng)沙旅游收入的26%，極大的推動(dòng)的長(zhǎng)沙旅游經(jīng)濟(jì)的發(fā)展 。

（2）短期內(nèi)偏離長(zhǎng)期均衡關(guān)系的程度是旅游收入短期波動(dòng)的主要因素

長(zhǎng)沙旅游收入、國(guó)內(nèi)城鎮(zhèn)居民可支配收入都是非平穩(wěn)序列，存在短期的波動(dòng)。通過公式6可以看出長(zhǎng)沙旅游收入的短期波動(dòng)主要是旅游收入、國(guó)內(nèi)城鎮(zhèn)居民可支配收入、黃金周三者之間偏離長(zhǎng)期均衡關(guān)系的程度決定的。且由于長(zhǎng)期均衡誤差項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，導(dǎo)致具有回拉效應(yīng)，即上一期如果是旅游收入向上偏離長(zhǎng)期均衡關(guān)系，則下一期就會(huì)向下拉回到長(zhǎng)期均衡的關(guān)系上；如果上一期是旅游收入向下偏離長(zhǎng)期均衡關(guān)系，則下一期向上拉回到長(zhǎng)期均衡關(guān)系。從而使得長(zhǎng)沙旅游收入與國(guó)內(nèi)城鎮(zhèn)居民可支配收入可以存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

參考文獻(xiàn)：

[1]龐浩. 計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)[M].北京.科學(xué)出版社.2006

[2]賀德紅，周志宏. 國(guó)內(nèi)旅游影響因素分析研究[J].特區(qū)經(jīng)濟(jì).2009.10.

篇10

【關(guān)鍵詞】 城鎮(zhèn)住房改革；預(yù)防性儲(chǔ)蓄

一、引言

1978年改革開放后，中國(guó)就開始了城鎮(zhèn)居民住房制度改革，其中1998年的福利分房制度改革具有里程碑意義，它標(biāo)志著在我國(guó)已實(shí)行了幾十年的住房實(shí)物福利分配這一體制的終結(jié)，徹底完成了住房分配的貨幣化和商品化轉(zhuǎn)變。住房改革改善了城鎮(zhèn)居民的居住條件，同時(shí)也引致了商品住宅價(jià)格的過快上漲。在1997年，全國(guó)商品住宅銷售均價(jià)只有1790元/平方米，到2001年上漲到2017元/平方米，年均上漲幅度為2.5%。在2002年之前，全國(guó)商品住宅平均銷售價(jià)格持續(xù)上漲，但漲幅較小。2002之后，全國(guó)商品住宅平均銷售價(jià)格進(jìn)入快速上漲階段，短短6年就從2002年的2092元/平方米漲到2008年的3576元/平方米，年均漲幅是11.8%，遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于2002年之前的上漲速度。商品住宅價(jià)格的的快速上漲使得城鎮(zhèn)居民的購(gòu)房能力下降，為了購(gòu)房人們不得不增加儲(chǔ)蓄的數(shù)量。分析和研究住房改革，伴隨而來(lái)的高房?jī)r(jià)對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)行為的影響及如何解釋這種影響，無(wú)疑具有較強(qiáng)的理論和現(xiàn)實(shí)意義。

二、理論分析和實(shí)證檢驗(yàn)

預(yù)防性儲(chǔ)蓄理論認(rèn)為，預(yù)防未來(lái)收入和支出的不確定性是居民儲(chǔ)蓄的重要原因。在此基礎(chǔ)上，很多國(guó)外學(xué)者從理論和實(shí)證角度對(duì)預(yù)防性儲(chǔ)蓄理論進(jìn)行了分析和研究。在理論方面，主要是分析預(yù)防性儲(chǔ)蓄的原因。Leland（1968）最早對(duì)預(yù)防動(dòng)機(jī)的儲(chǔ)蓄模型進(jìn)行分析，他認(rèn)為儲(chǔ)蓄主要是為了防范未來(lái)不確定的勞動(dòng)收入所帶來(lái)的沖擊。Deaton（1991）及Carroll（1992）結(jié)合預(yù)防性儲(chǔ)蓄與流動(dòng)性約束假說(shuō)提出了“緩沖存儲(chǔ)”模型。更多學(xué)者則試圖從實(shí)證角度對(duì)預(yù)防性儲(chǔ)蓄做了大量研究。Carro（1993，1994）使用美國(guó)收入時(shí)間序列分組數(shù)據(jù)和消費(fèi)支出調(diào)差數(shù)據(jù)，用各收入組間的方差代表風(fēng)險(xiǎn)，其研究結(jié)論也證明了預(yù)防性儲(chǔ)蓄假說(shuō)。Engen、Gruber（1997）和Lusardi（1997）發(fā)現(xiàn)了顯著的預(yù)防性儲(chǔ)蓄的證據(jù)。結(jié)合預(yù)防性儲(chǔ)蓄理論建立相應(yīng)的模型，采用經(jīng)過處理的31個(gè)省市的橫截面數(shù)據(jù)來(lái)驗(yàn)證該模型。建立的計(jì)量模型如下：

S=?茁0+?茁1Sy+?茁2SH+?茁3PH+?著（3-2）

式中，S―城鎮(zhèn)居民人均儲(chǔ)蓄額；Sy―城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的標(biāo)準(zhǔn)差；SH―城鎮(zhèn)居民人均居住支出的標(biāo)準(zhǔn)差；PH―城鎮(zhèn)商品住宅的人均價(jià)格；?著―隨機(jī)誤差項(xiàng)。回歸結(jié)果如下：

S=3018.639-1.058Sy+6.930Sh+5.810Ph（3-3）

（1.108） （-0.282）（0.260）（8.067）

R2=0.857，Adjusted R2=0.841，F(xiàn)=54.089，D.W.=1.216

從回歸結(jié)果可看出，截距項(xiàng)不顯著，經(jīng)檢驗(yàn)，選定變量Sy和Ph。再進(jìn)行回歸，得到以下結(jié)果：

S=6.004Sy+5.159Ph（3-7）

（3.220） （7.523）

通過該模型，可發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的標(biāo)準(zhǔn)差和城鎮(zhèn)商品住宅平均價(jià)格對(duì)城鎮(zhèn)居民人均儲(chǔ)蓄有顯著影響，說(shuō)明中國(guó)城鎮(zhèn)居民存在預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)，城鎮(zhèn)住房改革形成的高房?jī)r(jià)預(yù)期使得城鎮(zhèn)居民更多的儲(chǔ)蓄。

三、結(jié)論

在經(jīng)驗(yàn)觀察的基礎(chǔ)上，結(jié)合預(yù)防性儲(chǔ)蓄模型，利用經(jīng)過處理后的31個(gè)省的橫截面數(shù)據(jù)對(duì)預(yù)防性儲(chǔ)蓄模型進(jìn)行定量分析和研究，得出以下結(jié)論：（1）1998年的城鎮(zhèn)住房改革產(chǎn)生兩個(gè)直接后果：城鎮(zhèn)居民居住消費(fèi)支出大幅增加，高房?jī)r(jià)及持續(xù)上漲的預(yù)期。通過計(jì)量模型的實(shí)證分析和檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)居民居住支出的增加對(duì)城鎮(zhèn)居民的預(yù)防性儲(chǔ)蓄影響不顯著，城鎮(zhèn)居民可支配收入標(biāo)準(zhǔn)差和城鎮(zhèn)商品住宅平均價(jià)格對(duì)于城鎮(zhèn)居民的預(yù)防性儲(chǔ)蓄有正的顯著影響。因此，在城鎮(zhèn)住房改革影響城鎮(zhèn)居民儲(chǔ)蓄的兩條途徑中，主要是通過對(duì)居民形成持續(xù)高房?jī)r(jià)預(yù)期來(lái)實(shí)現(xiàn)。（2）通過31個(gè)省市的橫截面數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)居民可支配收入的不確定性會(huì)使居民進(jìn)行更多儲(chǔ)蓄；同時(shí)在中國(guó)的背景下，城鎮(zhèn)居民還面臨著持續(xù)過高的房?jī)r(jià)，房?jī)r(jià)的這種持續(xù)上漲的態(tài)勢(shì)使得城鎮(zhèn)居民的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)進(jìn)一步增強(qiáng)。因此，城鎮(zhèn)居民可支配收入的不確定性及持續(xù)的高房?jī)r(jià)的共同作用增強(qiáng)了城鎮(zhèn)居民的預(yù)防性動(dòng)機(jī)。

參考文獻(xiàn)

[1]宋錚．《中國(guó)居民儲(chǔ)蓄行為研究》．《金融研究》．1999（6）