我国城镇居民个人可支配收入的计量经济分析

姚童

摘 要：自从改革开放以来，我国城镇居民的生活水平发生了翻天覆地的变化，这与我国对各项基础事业的大力建设密不可分，同时也与经济总量在各方面的增长有着十分密切的关系。那么，具体而言，究竟是哪些因素让我国城镇居民的腰包鼓了起来;在这其中，又是哪些因素起到了至关重要的作用呢，在这里我们就将建立起计量经济模型，来对这一系列问题进行探究。

关键词：可支配收入;多因素分析;重要影响因素

引言：我们希望能够从多个角度去研究城镇居民可支配收入受哪些因素重点影响，而不是笼统地从宏观经济增长的某个变量（如国内GDP或是人均GDP）的角度去研究，因为这可能会产生较为完全的多重共线性以及一些其他问题，同时，由于许多变量都或多或少地与GDP有联系，那么笼统地研究将可能会引入一些本身与城镇居民个人可支配收入关系并不大的变量，使得一些检验在经济意义上失效，因此，我们将选择相对更加具体，更加有效的变量做为模型的解释变量。

一、数据收集与模型建立

（一）变量选择

被解释变量：城镇居民个人可支配收入;解释变量：在金融业方面，我们选择流通中现金供应量作为解释变量（x1），因为居民的收入水平最直接的体现就是其收入的货币数量上;在物价水平上，我们选择消费物价指数中的定基指数（1978年为基期100）（x2）;进出口水平上，我们选择进出口总额（x3）;资本与资产流动方面，选择固定资产投资（x4）;基础设施建设及社会保障方面，选择政府卫生支出（x5）

（二）数据来源：中国国家统计局

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

二、模型的估計与检验

首先，对原始数据进行最小二乘估计，下面据此进行检验

1、经济意义检验：从估计的结果可以发现，政府卫生指出（x5）一项系数为负，但是根据常识，政府卫生支出越高，即对城镇居民的卫生福利越高，居民在“医疗与卫生”方面的支出就相对越小，则其可自由支配的收入越多，故其系数应当为正，与估计结果相悖，因此在之后的检验中，这一项将被重点监控。

2、统计检验：拟合优度检验：R2=0.999012，修正的可决系数为0.998830，拟合优度非常好，该项检验通过;F检验：在给定的显著性水平α=0.05下，根据F分布表查出Fa=2.57 ，而表中F值为5462.694，显然F>Fa，所以验证通过，即解释变量联合起来对被解释变量有显著性影响;t检验：在给定的显著性水平α=0.05下，根据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，联系经济意义检验可以得出结论，将x5剔除掉以后，剩余的解释变量对被解释变量都有显著性影响。

3、计量经济学检验：首先剔除x5之后进行最小二乘估计

（1）多重共线性检验：计算各解释变量的相关系数。经检验，各解释变量之间相关系数较高，确实存在一定的多重共线性。为了修正多重共线性，我们对各变量进行对数变换，再对以下模型进行估计

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

经实际分析，对数变换效果并不好，接下来，再使用逐步回归法进行修正，发现剔除部分变量之后不完全的多重共线性依旧存在。事实上，对我们所有的解释变量进行考查，可发现，在我国近20余年以来经济高速发展的情况下，它们普遍都呈现较稳定增长的趋势，在这种情况下，样本多重共线性是无法避免的，而我们为了防止模型出现设定误差，又不希望过分剔除解释变量或者是改变解释变量的结构，同时，我们发现在之前的估计中，t值相当显著，各解释变量系数符号也正常，可见样本多重共线性并不显著，因此可以不做过分修正。

（2）异方差性检验：首先，通过严格的white检验方法进行检验得出nR2=29.06687>23.6848，因此存在异方差性，我们进行加权最小二乘（权重w1为1/x1）后，再次对其进行white检验得到（权重w1为1/x1），nR2=16.97564，此时nR2的值已经显著下降，可见，经过加权最小二乘的修正，模型的异方差性已经得到了改善。

（3）自相关性检验：采用DW检验法得出其DW值为1.029443，此时其对应的dl=1.193  du=1.730，故存在自相关。下面进行修正，使用科克伦-奥克特迭代法得到：ρ=0.530164，进而进行广义差分后不难发现，此时其DW值相较于修正之前的1.029已经有了很大改观，可见其自相关性已经得到了很大程度上的修复。

接下来我们将使用求出的自回归系数来求解原方程，结果为

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

以上就是我们得出的最终计量经济学模型。

在研究的过程中，我发现，被解释变量城镇居民家庭人均可支配收入的增速随着时间的推移呈现出越来越快的趋势，这引起了我的好奇，因此，在基本模型估计完毕之后，我决定引入虚拟变量以X1为例再单独研究X1在不同历史时期对Y的贡献程度。

首先考虑个人可支配收入Y、货币供应量X1随时间的变化情况，对比二者的变化规律，

我们难以得到足够的信息。因此改变思路，选取个人可支配收入的增量YY做时序分析，不难发现其在1990、1994、1998、2007、2009、2012年有较为明显的转折点，接下来我们将以这六个转折点为依据，分别引入虚拟变量D1、D2、D3、D4、D5、D6。这六个年度对应的X1（单位：亿元）分别为2644.4、 7288.6、 11204.2、 30375.23、 38245.97、 54659.81。

据此我们引入如下模型

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分别表示对应年份以前为0，以后为1。下面对上式进行回归分析，得出回归表达式为：

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x1一项以外，其余項t值均达标，p值均较小，模型整体F检验合格，可决系数较高，因此可以得出结论，我国城镇居民家庭个人可支配收入的增加额在不同年份有增有减，也符合我国近30 年来的经济发展规律。

四、模型的经济意义结论与建议

对于回归模型的分析与建议：

金融业分析：近年来我国金融业发展迅猛，流通中现金供应量大大增加是为了能够适应我国极大丰富的商品生产，而经过模型检验，金融业对于我过城镇居民人均可支配收入的影响确实很明显。因此，在未来，我国政府应当进一步促进金融业的发展，在金融产品创新上多下功夫，对股票、期货等传统金融产品的发展也不能放松。

物价水平分析：物价水平的影响也十分明显，居民收入应当与物价水平相适应，否则将可能造成通货膨胀、通货紧缩甚至更加严重的社会问题。我国政府应当重点控制物价水平，从而使其保持在一个正常的、与居民收入状况相适应的水平上。

进出口分析：自从改革开放以来，我国进出口水平呈现大幅度增长的态势，这一有益的增长也促进了我国国内商品生产水平的提高以及第三产业的发展，进而这也增加了我国城镇居民的人均可支配收入。建议：大力发展进出口，同时通过进出口引进国外先进的科学技术与管理技术，变“中国制造”为“中国创造”，进一步提高我国经济发展水平。

固定资产投资：银行等金融中介机构通过自身渠道优势与政策优势，客观上促进了民间投资的发展，从模型中“固定资产投资”一项就可以管中窥豹。同时，因为资产的快速流动，金融业等各项需要大规模融资的行业也快速发展起来，这也就增加了我国城镇居民的个人可支配收入。政府应当在加强投资监管的情况下，规范投资渠道，引导民间投资，促进民间投资规模的扩大，使其更好地为我国经济发展做出贡献。

五、总结

研究城镇居民个人可支配收入不是最终目的，我希望能够同过这一点反映近年来城镇居民的生活水平的变化主要与哪些因素有关，进而向政府提出建议，从哪些方面着手发展，进而进一步提高人民生活水平。经过模型的估计，虽然由于个人掌握知识有限，技术不太成熟，导致模型的估计并不是很完美，但是我确实从中得出了有效的结论。总之，希望政府通过有效的手段大力发展金融业、进出口、引导投资、稳定物价，是我国经济发展能够跨上一个新台阶。