孫恩來
(安徽理工大學經濟與管理學院,安徽淮南232000)
淮南市2016年的地區生產總值963.8億元,比上年增長6.6%。淮南市的城鎮居民的人均可支配收入2016年達到28098元,比上年增長6.8%。城鎮居民人均消費支出16872元,比上年增長6.8%。但與沿海先進城市相比,淮南市城鎮居民消費結構和消費水平依然差距不小。本文摘錄了淮南市2008-2016年城鎮居民實際人均收入和人均支出樣本,通過Eviews建立模型進行分析和研究,預測將來幾年淮南市城鎮居民的支出和收入。
根據淮南市多年來國民經濟和社會發展統計的公報,本文摘錄了淮南市2008-2016年城鎮居民人均消費的支出(b)和人均可支配的收入(a)的相關樣本,具體樣本如表1所示。

表1 2008-2016年淮南市城鎮居民人均消費的支出(b)和人均可支配的收入(a)(單位:元)
由表1樣本分析可說明,在2008-2016年,淮南市人均消費的支出及人均可支配的收入均表現出逐年遞增的狀態。
根據表1的數據,我們使用Eviews軟件創建這些數據的散點圖,以確定模型的類別,如圖1所示。
由圖1我們就能夠得到以下模型:

其中α、β為實參數,μ為隨機干擾。
使用最小二乘法作線性回歸分析,且假設隨機干擾μ是正態分布的,因無法直接觀察實際的誤差項μi,所以只能通過μi的近似值即殘差ei確定誤差項μi的正態性。Eviews中的Jarque-Bera(哈爾克·貝拉)檢驗是針對數據是否服從正態分布進行的檢驗,是檢驗一組樣本是否來自正態總體的方法。
已知JB的統計量如下所示:

D是樣本偏離程度,H是樣本峰度,m為樣本大小。樣本偏離程度D是用于表示樣本偏離分布對稱性的程度;峰度H用來描述分布陡度的程度。
由公式(2)得,假如樣本變量屬于正態分布,則JB統計量、樣本偏離程度D和樣本峰度H均為0,假如樣本變量不屬于正態分布,則JB統計量將慢慢變大。根據χ2的分布表可以得出JB統計量的數值。假設顯著性水平a=0.05。我們可以得出,χ2(2)=5.99147,當公式(2)中JB統計量的結果大于臨界值χ2(2)=5.99147,正態分布應該是拒絕。相反,假設接受原始假設,即假設正態分布。
通過對表2的研究,樣本的偏離程度系數(D)是-0.289701,樣本的峰度系數(H)是 1.494721,JB 統計量是0.975589,當假設顯著性水平a=0.05時,χ2(2)=5.99147。從表2得出,JB=0.975589<χ2(2)=5.299147,說明經過計算得到的JB統計量可以忽略。因此,零假設不能被拒絕,表明淮南市城鎮居民消費支出收益的殘差是屬于正態分布的。結果見表3所示。

圖1 樣本a、b的散點圖

表2 樣本數據基本統計特征

表3 一元線性回歸方程

圖2 適合值與實際值對比圖

圖3 模型適合與殘差

表4 模型預測的結果

t為測試回歸參數的顯著性;R2為適合程度的測試,根據回歸線和觀察值的適合程度,若R2接近于1,回歸線就更適合觀測值。F檢驗為檢驗整體回歸線的重要性。
標準誤差是樣本變量實際值b與估計值bi誤差的程度。σ=S.E與回歸線的準確性成反比關系。假如σ=S.E=0,說明解釋變量與被解釋變量是函數關系。在模型里,σ=S.E=907.6842,即為淮南市城鎮居民消費支出估算值與實際值平均的誤差是907.6842元。
在模型里,經過Eviews軟件的分析得出R2=0.919154,即樣本的回歸線解釋力是91.92%,得到城鎮居民人均實際的可支配收入達到91.92%實際人均支出的解釋能力,說明該模型的適合度非常高。
圖2表示實際值與估計值之間的對比。圖3可以得出模型的適合和殘差圖。從圖2和圖3可以看出,偏差比例是0;偏差系數是0.029100,接近于0;方差比例是0.021072,同樣也接近于0;協方差比例是0.978928接近于1,說明該模型具有較高的準確性和較好的預測效果。
根據表4預測的結果,2017年淮南人均消費支出為18287.90元。
通過以上分析,我們得出結論:淮南市城鎮居民人均實際支出隨人均實際可支配收入的增長而穩步增長。通過分配與再分配進一步提高居民的人均收入水平,擴大居民的消費結構和規模,在當前經濟新常態下成為經濟發展的主題。
1.建立健全居民收入增長機制。促進職工收入與經濟發展協同增長,保障職工最低工資,在提高經濟發展的基礎上不斷提高最低工資水平和離退休人員工資待遇。
2.多渠道促進農民增收。通過扶貧政策的落實到位和建設新農村的基本要求,積極發展綠色食品、電商、觀光旅游、承接產業轉移等,促進新農村發展及農民增收。