全國城鎮(zhèn)居民人均可支配收入影響因素分析計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)論文

1、四川理工學(xué)院計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)課程論文題目：全國城鎮(zhèn)居民人均可支配收入影響因素分析小組成員： 專業(yè)班級(jí)：2012級(jí)統(tǒng)計(jì)學(xué)2班指導(dǎo)老師： 四川理工學(xué)院理學(xué)院二o一 四 年十二月引言近年來，我國宏觀經(jīng)濟(jì)形勢(shì)發(fā)生了重大的變化，經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度加快，居民收入穩(wěn)定增加，在國家連續(xù)出臺(tái)住房、教育、醫(yī)療等各項(xiàng)改革措施和實(shí)施“刺激消費(fèi)、擴(kuò)大內(nèi)需、拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長”經(jīng)濟(jì)政策的影響下，全國城鎮(zhèn)居民人均可支配收入也強(qiáng)勁增長。“在眾多的統(tǒng)計(jì)指標(biāo)中，居民人居可支配收入貼近民情，反應(yīng)民生，不僅成為各地交通事故或工傷賠償、低收入家庭保障補(bǔ)貼等法規(guī)或政策執(zhí)行的參照標(biāo)準(zhǔn)；而且國家“十二五”規(guī)劃綱要明確提出，要保持居民收入與經(jīng)濟(jì)增長同步，推動(dòng)各

2、級(jí)地方政府將其作為民生改善測(cè)評(píng)的重要指標(biāo)。”城鎮(zhèn)居民可支配收入是居民人均可支配收入的重要組成成分，通過預(yù)測(cè)城鎮(zhèn)居民的可支配收入水平，為更好地提高促進(jìn)城市的發(fā)展做貢獻(xiàn)。摘要人均可支配收入是衡量一個(gè)地區(qū)消費(fèi)品市場(chǎng)容量、購買力水平，以及經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)程度的重要指標(biāo)。了解全國城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的狀況及其影響因素的分析對(duì)我們國家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展有重要意義。本小組對(duì)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行整理分析，深入探討全國城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的影響因素，提出提高全國城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的有效措施，以利于全國實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)長遠(yuǎn)發(fā)展。關(guān)鍵詞：城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、影響因素分析目 錄一、文獻(xiàn)綜述5二、問題的提出5三、收集數(shù)據(jù)63

3、.1數(shù)據(jù)綜述63.2數(shù)據(jù)的收集6四、建立模型84.1模型設(shè)定84.2模型估計(jì)8五、多重共線性的檢驗(yàn)9六、模型的修正106.1多重共線性的修正106.2自相關(guān)性的檢驗(yàn)116.3異方差檢驗(yàn)126.4模型的解釋12七、參考文獻(xiàn)13附錄：14一、文獻(xiàn)綜述（一）模型的經(jīng)濟(jì)理論闡述通過研究經(jīng)濟(jì)學(xué)家對(duì)影響因素的選取并且根據(jù)西方經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，我們決定研究城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與其總收入等的關(guān)系。這里的城鎮(zhèn)人均總收入是指城鎮(zhèn)居民的勞動(dòng)收入以及其他的非勞動(dòng)收入，但其中不包括政府的補(bǔ)貼。城鎮(zhèn)居民人均可支配收入是指城鎮(zhèn)居民家庭可以用來自由支配的收入，即可用于最終消費(fèi)支出和其它非義務(wù)性支出以及儲(chǔ)蓄的總和。通常由工薪收入、

4、經(jīng)營凈收入、財(cái)產(chǎn)性收入、轉(zhuǎn)移性收入四部份組成?？芍涫杖胧侨娣从吵擎?zhèn)居民收入水平與結(jié)構(gòu)變化的重要指標(biāo)。一般來說，收入增長與經(jīng)濟(jì)增長之間存在著良性互動(dòng)關(guān)系，經(jīng)濟(jì)增長快，提供的就業(yè)機(jī)會(huì)就會(huì)增多，為收入增長提供了更大的空間，居民手中可支配用于投資和消費(fèi)的收入增加，需求的增加又可促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長。（二）影響因素分析一般認(rèn)為家庭人口總數(shù)、平均每戶人口數(shù)與人均可支配收入成反比。家庭人口數(shù)越多，在同等收入的情況下，人均可支配收入越少；而就業(yè)人口數(shù)、平均每戶就業(yè)人口數(shù)、人均總收入與人均可支配收入是成正比關(guān)系的。就業(yè)人口數(shù)、總收入越多，在同樣的家庭人口數(shù)情況下，人均可支配收入越多?？梢粤碜骷僬f為，平均每戶就業(yè)人

5、口數(shù)越多，則人均可支配收入越高，工作的人口數(shù)多則總收入越多，因此人均能分配到的收入就越多；而如果沒有收入，認(rèn)為人均可支配收入依然是有的。二、問題的提出改革開放以來，國家在黨的正確領(lǐng)導(dǎo)下，利用自身資源及對(duì)外的機(jī)會(huì)，逐漸擺脫貧困走上富強(qiáng)的道路。隨著市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)健繁榮，我國人均生活水平有了大幅度的提高，其主要表現(xiàn)在城鎮(zhèn)人均可支配收入的增長。當(dāng)下的人民生活質(zhì)量大大提高，但是與世界先進(jìn)發(fā)達(dá)國家還有一定的差距，這說明我國還有很大的發(fā)展空間，能夠讓人民的幸福指數(shù)增加。通過對(duì)1990-2012年的數(shù)據(jù)分析，我們?cè)噲D找到有益于國家、人民的可能性方式來提高城鎮(zhèn)居民人均可支配收入。三、收集數(shù)據(jù)3.1數(shù)據(jù)綜述我們的數(shù)

6、據(jù)取自國家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)庫，是時(shí)間序列數(shù)據(jù)。人均可支配收入指?jìng)€(gè)人收入扣除向政府繳納的個(gè)人所得稅、遺產(chǎn)稅和贈(zèng)予稅、不動(dòng)產(chǎn)稅、人頭稅、汽車使用稅以及交給政府的非商業(yè)性費(fèi)用等以后的余額。3.2數(shù)據(jù)的收集下圖為1990年-2013年的人均可支配收入及其影響因素?cái)?shù)據(jù)：年份城鎮(zhèn)居民人均總收入城鎮(zhèn)平均每戶就業(yè)人口城鎮(zhèn)平均每戶家庭人口平均每一就業(yè)者負(fù)擔(dān)人數(shù)201329547.10152.91.9201226,959.001.52.91.9201123,979.201.52.91.9201021,033.401.52.91.9200918,858.101.52.91.9200817,067.801.52.92200

7、714,908.601.52.91.9200612,719.201.531.9200511,320.801.532200410,128.501.631.920039,061.201.631.920028,177.401.631.920016,907.101.73.11.920006,295.901.73.11.919995,888.801.83.11.819985,458.301.83.21.819975,188.501.83.21.719964,844.801.93.21.719954,288.101.93.21.719943,502.301.93.31.719932,583.201.93.

8、31.719922,031.5023.41.719911,713.1023.41.819901,516.2023.51.8城鎮(zhèn)居民人均可支配收入社會(huì)消費(fèi)品零售總額（億元）gdp（億元）出口總額（億元）進(jìn)出口差額（億元）24,564.70210,307.00519,470.10129,359.2514,558.2921,809.80183,918.60473,104.05123,240.6010,079.2019,109.40156,998.40401,512.80107,022.8412,323.5417,174.70132,678.40340,902.8182,029.6913,411.32

9、15,780.80114,830.10314,045.43100,394.9420,868.4113,785.8093,571.60265,810.3193,563.6020,263.5011,759.5079,145.20216,314.4377,597.2014,220.3010,493.0068,352.60184,937.3762,648.108,374.409,421.6059,501.00159,878.3449,103.302,667.508,472.2052,516.30135,822.7636,287.902,092.307,702.8048,135.90120,332.69

10、26,947.902,517.606,859.6043,055.40109,655.1722,024.401,865.206,280.0039,105.7099,214.5520,634.401,995.605,854.0035,647.9089,677.0516,159.802,423.405,425.1033,378.1084,402.2815,223.603,597.505,160.3031,252.9078,973.0315,160.703,354.204,838.9028,360.2071,176.5912,576.401,019.004,283.0023,613.8060,793.

11、7312,451.801,403.703,496.2018,622.9048,197.8610,421.80461.72,577.4014,270.4035,333.925,284.80-701.42,026.6010,993.7026,923.484,676.302331,700.609,415.6021,781.503,827.10428.41,510.208,300.1018,667.822,985.80411.5 四、建立模型4.1模型設(shè)定 其中表示社會(huì)消費(fèi)品零售總額，表示國內(nèi)生產(chǎn)總值（gdp），表示出口總額，進(jìn)出口差額，人均總收入，每一就業(yè)者負(fù)擔(dān)人數(shù)，平均每戶就業(yè)人口，平均每戶人口數(shù)

12、，y為城鎮(zhèn)居民人均可支配收入，為截距項(xiàng)， 為隨即擾動(dòng)項(xiàng)。其中預(yù)期均大于0，其余參數(shù)小于0。4.2模型估計(jì)利用eviews軟件，生成y、x1、x2、x3、x4、x5、x6、x7、x8等數(shù)據(jù)，采用ols方法估計(jì)模型參數(shù)，得到的回歸結(jié)果如圖所示： 從圖中我們可以看出，=0.999869，=0.999799可決系數(shù)很高，f檢驗(yàn)值為14282.99，明顯顯著。但是當(dāng)=0.05時(shí)，與圖中的值比較知x2、x3、x6、x7的系數(shù)不顯著，且多個(gè)參數(shù)與預(yù)期不一致，這表明可能存在嚴(yán)重的多重共線。五、多重共線性的檢驗(yàn) 計(jì)算各解釋變量的相關(guān)系數(shù)，選擇x1、x2、x3、x4、x5、x6、x7、x8數(shù)據(jù)，用eviews得相

13、關(guān)系數(shù)矩陣： 從相關(guān)系數(shù)矩陣可以看出大部分解釋變量相互之間的相關(guān)系數(shù)都較高，證明存在一定的多重共線性。 為了進(jìn)一步了解多重共線性的性質(zhì)，我們做輔助回歸，即將每個(gè)x變量分別作為被解釋變量都對(duì)其余的x變量進(jìn)行回歸：由于輔助回歸的可決系數(shù)很高（x6例外），經(jīng)驗(yàn)表明，方差擴(kuò)大因子時(shí)，通常說明該解釋變量與其余解釋變量之間有嚴(yán)重的多重共線性，這里x1、x2、x3、x5、x7、x8的方差擴(kuò)大因子遠(yuǎn)大于10，表明存在嚴(yán)重的多重共線性問題。六、模型的修正6.1多重共線性的修正采用逐步回歸法以解決多重共線性問題，最終結(jié)果如下：第一步：用被解釋變量對(duì)每一個(gè)所考慮的解釋變量做簡(jiǎn)單的線性回歸，得出對(duì)被解釋變量貢獻(xiàn)最大的

14、是x5。 eviews中對(duì)每一個(gè)所考慮的解釋變量做簡(jiǎn)單的線性回歸的結(jié)果見附錄（圖1-1至圖1-8）。第二步：以第一步得出的解釋變量所對(duì)應(yīng)的回歸方程為基礎(chǔ)，逐個(gè)引入其余變量作ols參數(shù)估計(jì)，得到附錄中的圖2-1至4-5。經(jīng)比較檢驗(yàn)結(jié)果，得出x5和x8的線性擬合度是最好的，并且x5和x8的t檢驗(yàn)均顯著。重復(fù)此步驟直至第4次，此時(shí)經(jīng)比較得出含x1,x4,x5,x8的回歸方程的擬合優(yōu)度最好，且t統(tǒng)計(jì)量均顯著。第三步：在第四次ols參數(shù)估計(jì)得出回歸方程的基礎(chǔ)上，逐個(gè)引入剩余變量，此時(shí)新引入的變量的t檢驗(yàn)均不再顯著，逐步回歸過程不再進(jìn)行。所得結(jié)果見附錄（圖5-1至5-4）最終得到的模型估計(jì)式如下：y =

15、8251.3 + 0.030696x1 + 0.016878x4 + 0.59901x5 - 2273.163x8 (1519.579) (0.007462) (0.0072897） （0.70082）（436.4687）t =(5.429989) (4.113782) (2.315677) (8.547225) (-5.208076)=0.999861 =0.999832 f=34188.566.2自相關(guān)性的檢驗(yàn)在樣本量為24，解釋變量的個(gè)數(shù)為4的模型，5%的顯著水平下，查dw統(tǒng)計(jì)表可知，。在修正過多重共線性的模型中dw=1.752790,易知，此時(shí)不能判斷該模型。為了進(jìn)一步檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷淖韵嚓P(guān)

16、性，選用breusch-godirey檢驗(yàn)。結(jié)果如下圖所示：上圖顯示,其p值為0.7545，表明不存在自相關(guān)。6.3異方差檢驗(yàn)從圖中的p-value=0.66255%(選取95%置信區(qū)間),表明了異方差性不存在。可以說明剔除的解釋變量都是不顯著的，最終保留在模型中的解釋變量之間多重共線性不明顯而且對(duì)被解釋變量有較好的解釋貢獻(xiàn)，并且該模型具有統(tǒng)計(jì)意義。 6.4模型的解釋 該模型=0.999861，=0.999832，可決系數(shù)很高，檢驗(yàn)值為34188.56，明顯顯著。當(dāng)時(shí)，所有系數(shù)估計(jì)值高度顯著。 在其余變量保持不變的情況下，如果社會(huì)消費(fèi)品零售總額每增加1億元，則人均可支配收入平均增加0.030696元；如果每增加1億元，則人均可支配收入平均增加0.016878元；如果人均總收入每增加1元，則人均可支配收入增加0.59901元；如平均每戶人口數(shù)增加1人，則人均可支配收入平均減少2273.163元。所有解釋變量的符號(hào)與先驗(yàn)預(yù)期相一致，即社會(huì)消費(fèi)品零售總額、進(jìn)出口差額、人均總收入與人均可支配收入正相關(guān)，平