我國城鎮居民個人可支配收入的計量經濟分析

姚童

摘 要：自從改革開放以來，我國城鎮居民的生活水平發生了翻天覆地的變化，這與我國對各項基礎事業的大力建設密不可分，同時也與經濟總量在各方面的增長有著十分密切的關系。那么，具體而言，究竟是哪些因素讓我國城鎮居民的腰包鼓了起來;在這其中，又是哪些因素起到了至關重要的作用呢，在這里我們就將建立起計量經濟模型，來對這一系列問題進行探究。

關鍵詞：可支配收入;多因素分析;重要影響因素

引言：我們希望能夠從多個角度去研究城鎮居民可支配收入受哪些因素重點影響，而不是籠統地從宏觀經濟增長的某個變量（如國內GDP或是人均GDP）的角度去研究，因為這可能會產生較為完全的多重共線性以及一些其他問題，同時，由于許多變量都或多或少地與GDP有聯系，那么籠統地研究將可能會引入一些本身與城鎮居民個人可支配收入關系并不大的變量，使得一些檢驗在經濟意義上失效，因此，我們將選擇相對更加具體，更加有效的變量做為模型的解釋變量。

一、數據收集與模型建立

（一）變量選擇

被解釋變量：城鎮居民個人可支配收入;解釋變量：在金融業方面，我們選擇流通中現金供應量作為解釋變量（x1），因為居民的收入水平最直接的體現就是其收入的貨幣數量上;在物價水平上，我們選擇消費物價指數中的定基指數（1978年為基期100）（x2）;進出口水平上，我們選擇進出口總額（x3）;資本與資產流動方面，選擇固定資產投資（x4）;基礎設施建設及社會保障方面，選擇政府衛生支出（x5）

（二）數據來源：中國國家統計局

（三）模型的建立：Y=β0 +β1X1 +β2X2 +β3X3 +β4X4 +β5X5 +U

二、模型的估計與檢驗

首先，對原始數據進行最小二乘估計，下面據此進行檢驗

1、經濟意義檢驗：從估計的結果可以發現，政府衛生指出（x5）一項系數為負，但是根據常識，政府衛生支出越高，即對城鎮居民的衛生福利越高，居民在“醫療與衛生”方面的支出就相對越小，則其可自由支配的收入越多，故其系數應當為正，與估計結果相悖，因此在之后的檢驗中，這一項將被重點監控。

2、統計檢驗：擬合優度檢驗：R2=0.999012，修正的可決系數為0.998830，擬合優度非常好，該項檢驗通過;F檢驗：在給定的顯著性水平α=0.05下，根據F分布表查出Fa=2.57 ，而表中F值為5462.694，顯然F>Fa，所以驗證通過，即解釋變量聯合起來對被解釋變量有顯著性影響;t檢驗：在給定的顯著性水平α=0.05下，根據t分布表查出ta/2=2.052，而表中的t值除x5以外均大于分位值，因此，聯系經濟意義檢驗可以得出結論，將x5剔除掉以后，剩余的解釋變量對被解釋變量都有顯著性影響。

3、計量經濟學檢驗：首先剔除x5之后進行最小二乘估計

（1）多重共線性檢驗：計算各解釋變量的相關系數。經檢驗，各解釋變量之間相關系數較高，確實存在一定的多重共線性。為了修正多重共線性，我們對各變量進行對數變換，再對以下模型進行估計

lnY=β0 +β1lnX1 +β2lnX2 +β3lnX3 +β4lnX4 +U

經實際分析，對數變換效果并不好，接下來，再使用逐步回歸法進行修正，發現剔除部分變量之后不完全的多重共線性依舊存在。事實上，對我們所有的解釋變量進行考查，可發現，在我國近20余年以來經濟高速發展的情況下，它們普遍都呈現較穩定增長的趨勢，在這種情況下，樣本多重共線性是無法避免的，而我們為了防止模型出現設定誤差，又不希望過分剔除解釋變量或者是改變解釋變量的結構，同時，我們發現在之前的估計中，t值相當顯著，各解釋變量系數符號也正常，可見樣本多重共線性并不顯著，因此可以不做過分修正。

（2）異方差性檢驗：首先，通過嚴格的white檢驗方法進行檢驗得出nR2=29.06687>23.6848，因此存在異方差性，我們進行加權最小二乘（權重w1為1/x1）后，再次對其進行white檢驗得到（權重w1為1/x1），nR2=16.97564，此時nR2的值已經顯著下降，可見，經過加權最小二乘的修正，模型的異方差性已經得到了改善。

（3）自相關性檢驗：采用DW檢驗法得出其DW值為1.029443，此時其對應的dl=1.193 ?du=1.730，故存在自相關。下面進行修正，使用科克倫-奧克特迭代法得到：ρ=0.530164，進而進行廣義差分后不難發現，此時其DW值相較于修正之前的1.029已經有了很大改觀，可見其自相關性已經得到了很大程度上的修復。

接下來我們將使用求出的自回歸系數來求解原方程，結果為

Y= -476.8415 +0.198211X1 +6.220428X2 +0.015600X3 +0.017785X4

以上就是我們得出的最終計量經濟學模型。

在研究的過程中，我發現，被解釋變量城鎮居民家庭人均可支配收入的增速隨著時間的推移呈現出越來越快的趨勢，這引起了我的好奇，因此，在基本模型估計完畢之后，我決定引入虛擬變量以X1為例再單獨研究X1在不同歷史時期對Y的貢獻程度。

首先考慮個人可支配收入Y、貨幣供應量X1隨時間的變化情況，對比二者的變化規律，

我們難以得到足夠的信息。因此改變思路，選取個人可支配收入的增量YY做時序分析，不難發現其在1990、1994、1998、2007、2009、2012年有較為明顯的轉折點，接下來我們將以這六個轉折點為依據，分別引入虛擬變量D1、D2、D3、D4、D5、D6。這六個年度對應的X1（單位：億元）分別為2644.4、 7288.6、 11204.2、 30375.23、 38245.97、 54659.81。

據此我們引入如下模型

YY=β1+ β2X1 +β3（X1-2644.4）D1 +β4（X1-7288.6）D2 +β5（X1-11204.2）D3 +

β6（X1-30375.23）D4 +β7（X1-38245.97）D5 +β8（X1-54659.81）D6 +U

其中D分別表示對應年份以前為0，以后為1。下面對上式進行回歸分析，得出回歸表達式為：

YY=50.58868+0.035964X1+0.114644（X1-2644.4）D1-0.322702（X1-7288.6）D2+0.257170（X1-11204.2）D3-0.119774（X1-30375.23）D4+0.114768（X1-38245.97）D5-0.195805（X1-54659.81）D6 +U

除x1一項以外，其余項t值均達標，p值均較小，模型整體F檢驗合格，可決系數較高，因此可以得出結論，我國城鎮居民家庭個人可支配收入的增加額在不同年份有增有減，也符合我國近30 年來的經濟發展規律。

四、模型的經濟意義結論與建議

對于回歸模型的分析與建議：

金融業分析：近年來我國金融業發展迅猛，流通中現金供應量大大增加是為了能夠適應我國極大豐富的商品生產，而經過模型檢驗，金融業對于我過城鎮居民人均可支配收入的影響確實很明顯。因此，在未來，我國政府應當進一步促進金融業的發展，在金融產品創新上多下功夫，對股票、期貨等傳統金融產品的發展也不能放松。

物價水平分析：物價水平的影響也十分明顯，居民收入應當與物價水平相適應，否則將可能造成通貨膨脹、通貨緊縮甚至更加嚴重的社會問題。我國政府應當重點控制物價水平，從而使其保持在一個正常的、與居民收入狀況相適應的水平上。

進出口分析：自從改革開放以來，我國進出口水平呈現大幅度增長的態勢，這一有益的增長也促進了我國國內商品生產水平的提高以及第三產業的發展，進而這也增加了我國城鎮居民的人均可支配收入。建議：大力發展進出口，同時通過進出口引進國外先進的科學技術與管理技術，變“中國制造”為“中國創造”，進一步提高我國經濟發展水平。

固定資產投資：銀行等金融中介機構通過自身渠道優勢與政策優勢，客觀上促進了民間投資的發展，從模型中“固定資產投資”一項就可以管中窺豹。同時，因為資產的快速流動，金融業等各項需要大規模融資的行業也快速發展起來，這也就增加了我國城鎮居民的個人可支配收入。政府應當在加強投資監管的情況下，規范投資渠道，引導民間投資，促進民間投資規模的擴大，使其更好地為我國經濟發展做出貢獻。

五、總結

研究城鎮居民個人可支配收入不是最終目的，我希望能夠同過這一點反映近年來城鎮居民的生活水平的變化主要與哪些因素有關，進而向政府提出建議，從哪些方面著手發展，進而進一步提高人民生活水平。經過模型的估計，雖然由于個人掌握知識有限，技術不太成熟，導致模型的估計并不是很完美，但是我確實從中得出了有效的結論。總之，希望政府通過有效的手段大力發展金融業、進出口、引導投資、穩定物價，是我國經濟發展能夠跨上一個新臺階。