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最新影响天津人均可支配收入的因素研究
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计量经济模型设计报告
影响天津人均可支配收入的因素研究
影响天津人均可支配收入的因素研究
♦前言
自改革开放以来,天津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,本篇报告就影响天津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,天津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。
据天津市统计局、国家统计局天津调查总队资料显示:
2002至2006年的五年间,本市经济持续、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。
天津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,在经济总量不断扩张的同时,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,天津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。
天津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,天津针对改善民生的财政支出也在不断加大,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,提出影响天津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。
被解释变量为天津人均可支配收入,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=P0+31X1+P2X2+P3X3+P4X4+P5X5+卩
解释变量有5个,30为常数项,卩为随机误差项,描述变量外的因素对模型的
♦数据的来源于分析
2008》
1.数据来源:
《天津统计年鉴2009》《中国统计年鉴
2.引入数据:
人均可支配收入(元/人)
Y
平均工资
(元/人)
X1
人均生产总值(元/人)
X2
非农业产值比重%
X3
人均财政支出(元/人)
X4
出口依存度%
X5
1978
388.32
640
1133
93.9
200.34
30.72
1979
425.4
732
1241
93.0
205.7
38.54
1980
526.92
820
1357
93.7
195.89
43.74
1981
539.52
805
1458
95.2
190.45
41.8
1982
576.72
820
1469
93.9
275.9
36.65
1983
604.31
868
1555
93.8
260.93
33.96
1984
728.17
1071
1853
92.5
236.2
24.56
1985
875.52
1250
2169
92.6
335.11
19.26
1986
1069.61
1498
2352
91.5
427.62
22.25
1987
1187.49
1651
2621
91.1
376
25.65
1988
1329.7
1975
3035
89.9
416.94
24.11
1989
1477.77
2262
3261
90.5
460.61
22.39
1990
1638.92
2438
3487
91.2
464.07
27.47
1991
1844.98
2724
3777
91.5
543.99
24.96
1992
2238.38
3118
4481
92.6
529.26
23.51
1993
2769.26
4080
5800
93.4
578.74
20.77
1994
3982.13
5364
7751
93.6
774.9
28.22
1995
4929.53
6501
9769
93.5
1010.09
26.87
1996
5967.71
7643
11734
94.0
1226.45
30
1997
6608.56
8238
13142
94.5
1556.79
32.89
1998
7110.54
9946
14243
94.6
1714.19
33.11
1999
7649.83
11056
15405
95.3
1951.5
34.92
2000
8140.55
12480
17353
95.7
2297.92
41.97
2001
8958.7
14308
19141
95.9
2842.29
40.98
2002
9337.54
16258
21387
96.1
3265
44.62
2003
10312.91
18648
25544
96.5
3786.51
46.15
2004
11467.16
21754
30575
96.7
4626.99
55.51
2005
12638.55
25271
35783
97.0
5538.96
60.73
2006
14283.09
28682
41022
97.6
6893.84
61.55
2007
16357.35
34938
46122
97.8
8751.43
57.46
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
X1
X2
X3
X4
X5
Y
X1
1.000000
0.998637
0.826511
0.990272
0.825485
0.983620
X2
0.998637
1.000000
0.828354
0.987066
0.827963
0.985372
X3
0.826511
0.828354
1.000000
0.799129
0.868323
0.836007
X4
0.990272
0.987066
0.799129
1.000000
0.831027
0.952180
X5
0.825485
0.827963
0.868323
0.831027
1.000000
0.783324
Y
0.983620
0.985372
0.836007
0.952180
0.783324
1.000000
从此表中可看出,被解释变量
丫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
20000
Y
X1
20000
Y
Y
X3
Y
20000
Y
X5
♦模型的估计与分析
1.模型的回归分析
Variable
Coefficient
t-Statistic
Prob.
F-statistic
Adjusted
R-squared
是否通
过T、F
检验
C
-12035.84
-1.571788
0.1291
805.5008
0.992842
否
X1
0.706938
3.722406
0.0011
X2
0.200667
1.709144
0.1003
X3
144.1246
1.680033
0.1059
X4
-2.046263
-7.103835
0
X5
-36.41908
-2.439433
0.0225
四元回归10.025(25)=2.060F0.05(4,25)=2.76
Variable
Coefficient
t-Statistic
Prob.
F-statistic
Adjusted
R-squared
是否通
过T、F
检验
C
-224.8717
-0.034631
0.9726
839.1989
0.991425
否
X1
0.841615
4.231501
0.0003
X2
0.144283
1.145161
0.263
X3
5.616916
0.079799
0.937
X4
-2.353159
-8.29674
0
C
-35569.7
-2.985337
0.0063
333.8034
0.97868
否
X1
-0.103993
-0.397002
0.6947
X2
0.448253
2.316604
0.029
X3
414.7594
3.126597
0.0044
X5
-82.73896
-3.569641
0.0015
X
X
2
O
X
XX
O
X
XX
O
O
O
O
O
O
山TESS
。
。
25(26)h2.056F。
。
5(3〉26)H2.98
O
XX
O
X
XX
O
XX
O
O
O
£O
S(4
專H口引
-n®
X
o
X
X
2
o
X
2
o
X
X
2
o
X
XX
o
XX
O
X
X
3
XX
o
o
O
O
o
O
o
o
o
o
O
g
X
o
hte回fifg25(27)h2.052F£5(2〉27)H3.35
XX
o
£o
S(4
專H口引
-n®
£6080
Z17ZS1720-
l729S00k
SX
0
699612-6
6ZS20L2
17X
LS66680
9Z1769ZL
86810
Z90S17S-1
2L0-6ZSL
0
L60比门
1709Z606
SX
乙9000
617SS170S
SSLSH7L
SX
6860690
S6S217SS
9S000
90S178LS-
8-82H.Sk
0
0
LSZ908-8
SL9Z69L
17X
ZZ200
LZZZ2S7
L8ZSS917
SX
6179160
L2SL09L
S2S00
1799527-
9ZSS9H7-
0
80Z00
626088'1-
SZLSS017-
SX
0
9Z17-6L
2LZS6S0
乙X
昱
比陀Z60
ZS927LS
68000
L86L87
6SSZ99L
0
0
L691798S-
17X
0
S6ISO'S1
217217590
乙X
昱
2829860
9LSS170L
82610
9S9SSS-1
1029902
0
14阮0
568660'1
SS17S017L
SX
0
S乙£679L
6zmo
乙X
昱
S17L0Z60
2170S0
66SZ170L-
2S-^9S2k
0
6SL0
2ZS172SL-
SS17S0SS-
SX
0
SZ9S6ZL
S682SS0
LX
昱
Z98Z960
17S17ZZS17
17SL00
9S1791797
822-9691
0
0
17旧99乙&
S0176S177-
17X
0
乙0Z乙乙山
乙170690J
LX
W
8S9L660
9Z2L2SL
89000
28L0S67
SS217-6SS
0
S9S20
⑹14乙4
179ZL79L
SX
0
LL88SSL
£17乙991/0
LX
69960
乙99竝17
80920
SS9817LL-
乙Z山乙怦-
0
91800
SS8808-1
SS176H70
乙X
Variable
Coefficient
t-Statistic
Prob.
F-statistic
Adjusted
R-squared
是否通
过T、F
检验
C
771.9522
3.630283
0.0011
833.7512
0.966348
是
X1
0.495509
28.87475
0
C
617.7728
3.024344
0.0053
936.1388
0.96992
是
X2
0.36407
30.59639
0
C
-170402.2
-7.836204
0
64.99481
0.688155
是
X3
1865.146
8.061936
0
C
1305.927
3.789471
0.0007
271.9335
0.903312
是
X4
2.056188
16.49041
0
C
-5878.941
-3.455154
0.0018
44.463
0.599796
是
X5
305.4366
6.668058
0
根据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
2.选取的模型
丫=-41635.76+463.5781X3+1.697613X4+ei
(-2.256640)(2.327771)(8.806731)
DW=0.132706F=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X3保持不变时,X4每增加1个单位,丫平均增加1.697613个单位;
当X4保持不变时,X3每增加1个单位,丫平均增加463.5781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X3,X4,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10.025(27)=2.052,F检
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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G—Q方法进行异方差的检验。
由于N=30,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RSS和RSS:
①按照X4排序子样本1(Sample:
19781989):
Y=7018.569-74.95774X3+2.465217X4+ei
(1.661173)(-1.717953)(3.543926)
R2=0.926223RSS1=111597.1
子样本2(Sample:
19962007):
Y=-54583.14+630.8704X3+1.063098X4+ei
-7.049384)(7.673678)(24.89448)
F=RSS2/RSS1=
计算F统计量:
e22/e12=128154.3/111597.1=1.1483659
在5%勺显著性水平下,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。
②按照X3排序子样本1(Sample:
19781989):
Y=-15033.71+154.4199X3+5.470255X4+ei
(-2.980359)(2.793611)(17.63828)
R2=0.976588RSS1=374174.1
子样本2(Sample:
19962007):
Y=94038.07-954.7824X3+1.974302X4+ei
1.005133)(-0.965384)(4.534787)
R2=0.916413RSS2=15396990
计算F统计量:
F=RSS/RSS=e|/e2=/=15396990/374174.1=41.149267
在5%勺显著性水平下,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。
⑵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+518.2625X3+1.625922X4+ei
(-12.40243)(12.60640)(34.79581)
DependentVariable:
YE
Method:
LeastSquares
Date:
01/02/05Time:
15:
19
Sample:
19782007
Includedobservations:
30
Variable
Coefficient
Std.Errort-Statistic
Prob.
CE
-46607.17
3757.906-12.40243
0.0000
X3E
518.2625
41.1110512.60640
0.0000
X4E
1.625922
0.04672834.79581
0.0000
R-squared
0.998472
Meandependentvar
12.19108
AdjustedR-squared
0.998358
S.D.dependentvar
24.86861
S.E.ofregression
1.007607
Akaikeinfocriterion
2.947672
Sumsquaredresid
27.41
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- 最新 影响 天津人 均可 支配 收入 因素 研究
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