城鎮居民可支配收入范文

導語：如何才能寫好一篇城鎮居民可支配收入，這就需要搜集整理更多的資料和文獻，歡迎閱讀由公務員之家整理的十篇范文，供你借鑒。

篇1

關鍵詞：消費性支出;可支配收入;擬合優度

中圖分類號：F062.5 文獻標識碼：A

文章編號：1005-913X（2015）10-0096-01

一、引言

近年來黑龍江省經濟取得了重大的進步，伴隨著居民可支配收入的逐年增加，消費性支出也隨之增加。眾所周知，消費既是社會再生產的起點，同時也是終點，其對經濟的發展和產業結構的調整具有重要的引導作用。線性回歸分析理論的研究結果表明，可支配收入是影響居民消費支出最直接、最具決定性的因素。

根據2004年至2013年黑龍江省城鎮居民人均可支配收入和人均消費性支出的統計數據，運用線性回歸分析方法研究城鎮居民消費性支出與可支配收入之間數量關系的規律，并通過得到的回歸方程用2013年的實際人均可支配收入估計出2013年的城鎮居民人均消費性支出，與2013年實際的消費性支出相比偏差很小，證明了方程的高度擬合，揭示了近年來城鎮居民消費性支出與收入的特點和變化趨勢，有助于有關部門和經營者制定切實可行的經濟政策并進行有效的宏觀調控，這對保持經濟持續、健康發展具有重要意義。

取2004年至2013年黑龍江省城鎮居民人均可支配收入和人均消費性支出作為回歸分析的研究對象。數據來源于《黑龍江省統計年鑒2014》，如表1所示。

二、實證分析

依據表1的數據，我們可以繪制出人均年可支配收入和人均年消費性支出這兩個變量的散點圖（如圖1所示），我們可以看出，二者之間存在明顯的線性關系。

就此，我們利用表1所提供的數據，運用Eviews統計分析軟件進行分析，輸出結果如圖2所示。從而得到回歸方程：

Y=165.7214+0.732gX

（0.558035） （32.54560）

R2=0.993，F=1059.216，DgWg=0.854860

（一）相關性檢驗

由圖2可知，相關系數R=0.996，給定顯著水平α=0.05，在自由度n-2=8下查相關系數表知Rα=0.632.由R>Rα知，顯然消費性支出與可支配收入線性關系顯著，城鎮居民消費與收入高度正相關。

（二）擬合優度檢驗

<E：＼無PDF＼北方經貿201510＼劉根梅3.tif>

可決系數高度接近于1，說明回歸方程與樣本觀察值擬合優度非常好，充分反映了因變量的波動中能用自變量解釋的比例是非常大的。

（三）變量的顯著性檢驗

為了檢驗解釋變量是否是被解釋變量的一個顯著性的影響因素，我們對估計量進行t檢驗。如果t大于或等于2，就說明解釋變量對被解釋變量的影響是顯著的。在本回歸分析中t=32.54560>2，說明，城鎮居民人均可支配收入對人均消費性支出的線性影響顯著?？梢?，城鎮居民人均可支配收入是決定人均消費性支出水平的主要因素。

（四）經濟意義檢驗

由于<E：＼無PDF＼北方經貿201510＼劉根梅4.tif>=0.732，從估計量的符號與大小分析，符合經濟意義，即居民消費支出按小于1的正比例隨居民可支配收入同步增長。表明黑龍江省城鎮居民年人均可支配收入每增加1元，居民年人均生活費支出平均增加0.732元。

（五）利用模型進行預測

1.點預測：將2013年的實際人均居民可支配收入19597元代入上述回歸方程可預測得到2013年消費性支出的估計值：

Y2013=165.7214+0.732×19597=14510.73

2013年實際的人均居民消費性支出為14161.7元，可見相對誤差僅為2.4%，模型擬合的非常好，以消費性支出建立線性回歸預測模型是比較成功的。

三、結論

通過實證分析我們發現，城鎮居民的人均可支配收入與消費性支出之間存在形如Y=165.7214+0.732gX的簡單線性回歸關系。居民收入每增加100元，消費性支出將相應增加大約73.2元?？梢姡绊懢用裣M性支出最直接、最具決定性的因素為可支配收入。通過增加居民收入來刺激消費，增加消費性支出是必要且可行的。同時該方程的擬合優度很高，可用于預測。

參考文獻：

[1] 張宇輝，蔡穎琦.城鎮居民消費支出與收入的典型相關分析[J].經濟論壇，2005（10）：37-38.

[2] 張恩英.黑龍江省城鎮居民消費與收入關系的定量分析[J].商業研究，2006.

[3] 李子奈，潘文卿.計量經濟學（第二版）[M].北京：高等教育出版社，2005.

篇2

關鍵詞：可支配收入 余期望系數 基尼系數 塞爾指標

中圖分類號：C812文獻標識碼：A文章編號：1006-5954（2009）06-058-03

四川省城鎮居民可支配收入的不公平，不論是在五大區域之間還是在區域內部，都比較明顯，2007年該省五大經濟區城鎮居民平均可支配收入從高到低依次是：成都經濟區11281.4元、攀西經濟區10913.3元、川西北經濟區10452元、川南經濟區10000.4元、川東北經濟區8842元。以成都經濟區和川東北經濟區為例，2007年成都經濟區城鎮居民平均可支配收入比川東北經濟區高出27.6%。再看區域內部，同屬成都經濟區內的成都市城鎮居民可支配收入比眉山高出35.5%，比德陽高17.5%。四川是我國西部開發的重要省份，對該省城鎮居民可支配收入狀況進行分析，可為實現社會公平，構建和諧四川提供有用的信息。同時，對西部其它省份乃至全國也有一定的借鑒意義。

一、收入差異程度測量指標的選擇

適合我國收入差異分析應滿足以下兩點：

1.該指標能精確計量。依據它所做的靜態與動態對比分析，具有穩定性和可比性，其結果符合實際情況。

2.由于我國收入差異的區域特征較為明顯，即收入差異除表現在各區域內部外，還較顯著地存在于區域之間，就是說收入總的差異不僅由各區域內部收入差異引起，而且還由區域之間收入差異所致。從2007年相關數據可以看出，四川城鎮居民可支配收入在五個區域內部和區域之間均較顯著。因此研究收入差異程度，不僅期望測量收入總的差異程度，而且期望了解各區域內部和區域之間收入差異程度，以便進行因素對比分析，從中找出影響總收入差異的關鍵因素。這就要求收入差異程度測量指標具有可分性或可組合性，能科學地反映三種差異程度之間的數量關系。

從文獻來看，衡量收入差異的指標有很多，例如平均分享系數、舒爾茨系數、基尼系數、阿特金森尺度、塞爾指標和余期望系數等。由于篇幅原因，在此不一一介紹各個指標的概念及優缺點。

就目前而言，反映收入差異程度最常用的指標是基尼系數。但是，該指標計算繁雜且精度不高，導致不確定性和不可比性。究其原因，除了其基礎數據采集常常來自抽樣調查，精度受樣本代表性影響外，還有三個不可逾越的原因：一是精確的洛倫茨曲線難以得到，即一組數據對應的洛倫茨曲線不唯一；二是基尼系數數值等于一個由洛倫茨曲線圍成的不規則圖形的面積，因此只能采用近似的方法計算；三是基尼系數計算過程中要將各收入單位進行人為分組，所得出的基尼系數值與分組狀況直接相關。

另一方面，基尼系數不具有可分性或可組合性。若分別計算出總的收入差異基尼系數、單位之間收入差異基尼系數和單位內部收入差異基尼系數，由于基尼系數精度不高且這三類基尼系數相互獨立而缺乏數量聯系，將它們進行對比分析，就可能由于精度誤差導致不符合實際的結論。塞爾指標具有可分性或可組合性，即總的收入差異塞爾指標可分解為單位之間收入差異與單位內部收入差異塞爾指標兩部分，而后者又等于各個單位內部收入差異塞爾指標的加權和。但塞爾指標與對數運算中底的取值有關，如果對數的底選取不同，不同時間空間的指標值就不能直接進行對比分析。另外，利用經濟變量具體測算塞爾指標時，暗含了各單位規模（如行業或地域的人口規模、GDP規模等）相等這一前提 ，而實際中滿足這一前提的情況極少，從而導致塞爾指標精度受單位規模均衡程度的制約。

因此，學者尚衛平（2004年）設計了一個反映收入差異程度的新指標，它能較好地克服基尼系數和塞爾指標的不足，同時滿足我國研究收入分配狀況的需要，即可進行收入差異的分解。該指標主要是基于期望信息量的角度來設計這個指標――余期望系數。設p是事件A發生的概率P（A）=p，因為知道越不容易發生的事，需要的信息量就越大，從而已知事件A發生所需的信息量一般假定為p的減函數log（1/p）。如有n個事件，發生的概率分p1，p2，⋯⋯pn，則相應的期望信息量為：

概率p1，p2，⋯⋯pn，值越接近，期望信息量E就越大。如果p1=p2=⋯=pn=1/n，則E達到最大值logn。于是可定義余期望系數：

如果把pi視為第i個單位所占的收入份額即（wi為第i個單位的收入，i=1，2，⋯n），則余期望系數可以測量收入分配的差異性。該系數愈靠近0，表明單位之間收入差異愈??；愈靠近1，表明單位之間收入差異愈大。

為了較深入地分析四川省城鎮居民可支配收入在區域內部和區域之間的差異程度，本文應用余期望系數來測量收入的差異程度。與基尼系數相比，余期望系數數學含義及表達式簡單明了，不涉及不規則圖形面積的計算，也不需要在計算過程中對各收入單位進行人為的分組，因此其計算精度能得到保證，根據余期望系數做出的分析判斷應該具有較高的可信度。與塞爾指標相比，余期望系數除了與塞爾指標一樣具有可分性或可組合性外，由于余期望系數只涉及各單位收入一個經濟變量，因此計算不復雜，具體計算過程中不暗含任何假定前提。余期望系數盡管也涉及對數運算，但其值與對數底的選取無關，不同時間空間的系數值可以直接對比，這也是塞爾指標不能比擬的?？傊?，余期望系數能較好地克服基尼系數和塞爾指標的不足，適合研究收入分配差異狀況的需要。

二、四川省五大經濟區城鎮居民可支配收入差異分析

為了獲得分析數據資料，根據四川省“十一五”規劃對經濟區的劃分標準，這里成都經濟區包括成都、德陽、綿陽、眉山、資陽；川南經濟區包括內江、瀘州、宜賓、自貢、樂山；攀西經濟區包括攀枝花、涼山、雅安；川東北經濟區包括南充、遂寧、達州、廣安、廣元、巴中；川西北經濟區包括阿壩州、甘孜州。本文利用余期望系數對2003-2007年共5年四川五大經濟區城鎮居民可支配收入的差異狀況進行了實證分析。總收入差異系數為單位之間收入差異系數和單位內部收入差異系數之和，而單位內部收入差異等于各個單位內部收入差異的加權和， 以區域內各城市居民人口所占份額為權數，即：

（見表1）。

由于統計口徑的不一致及資料的不完整，本文主要是對除川西北以外的其它四個經濟區進行計算與分析。在表1中，計算的2007年川西北內部差異程度僅為0.05，說明了川西北的兩個州城鎮居民可支配收入是公平的。從絕對量來看，2007年阿壩州、甘孜州的城鎮居民可支配收入分別是10726、10178元，這也反映了兩州地區的可支配收入差異較小。

再從表1來看，成都、川南、攀西、川東北四個區域內部城市居民可支配收入差異呈現如下兩個特點：

1.成都、川南、攀西、川東北內部收入差異隨時間有縮小的趨勢，川南從2003年到2007年一直都呈遞減的趨勢，四個經濟區內部收入差異在2007年都急速縮小，2004年成都經濟區、2005年攀西和川東北經濟區都有所反彈。

2.四個區域內部相比較而言，城鎮居民可支配收入差異成都經濟區明顯大于其它三個經濟區，攀西經濟區的差異程度是最小的。

為了構建和諧四川，全省大力倡導關注民生。各地的城鎮困難戶、低收入戶在生活上普遍得到當地政府的更多關心和物質幫助，四川構建和諧社會初顯成效。黨的政策、政府的關心是四川省城鎮居民可支配收入差異呈縮小趨勢的堅強后盾和有力保障。成都經濟區的差異程度顯著大于其它三個經濟區，這主要是由于成都經濟區的內部結構決定的。在成都經濟區內部，成都是一個較發達的城市（居民收入較高），而其它城市相對來說屬于欠發達城市（居民收入較低）。在此，以2007年相關數據，來說明成都經濟區內部結構對其收入差異的影響（見表2）。

從表2可以看出，成都經濟區內部成都市人均GDP遠大于其它地區，與人均GDP排名第二名的德陽相比，成都人均GDP是德陽的1.5倍，與最小人均GDP的資陽相比，成都是資陽的3倍。從城鎮年平均工資來看，成都是眉山的1.55倍，差異也較大。而一個地區的GDP和城鎮居民工資水平，在很大程度上反映了城鎮居民的可支配收入。由統計學相關知識可知，在一個組內，若存在一個極端值，則這個組的平均水平就不能得到很好的解釋，亦即該組離散程度較大。因此，在成都經濟區內存在一個經濟總量幾倍于其它城市的成都市，城鎮居民可支配收入差異比其它經濟區大是理所當然的。另外，由于攀西經濟區城市較少，各城市經濟水平差距相對較小，因此，攀西經濟區得到的余期望系數偏小。

下面考察四個經濟區城鎮居民可支配收入差異總的余期望系數、四個經濟區之間余期望系數和四個經濟區內部余期望系數的關系。表1顯示，三者幾乎呈同步縮小態勢，某些年份有所反彈?，F利用公式:/+ /+/=1，分離出四個區域之間和四個區

域內部城鎮居民可支配收入差異對城鎮居民可支配收入總差異的貢獻率， 及成都經濟區、川南經濟區、攀西經濟區、川東北經濟區內部城鎮居民可支配收入差異對城鎮居民可支配收入總差異的貢獻率， ，，

（見表3）。

表3數據顯示：

1.四個經濟區之間城鎮居民可支配收入差異貢獻率有擴大趨勢，從2003年的76.38%擴大到2007年的85.10%，而四個經濟區內部城鎮居民可支配收入差異貢獻率呈下降趨勢，且四個經濟區域之間城鎮居民可支配收入差異一直是可支配收入總差異的主要貢獻因素，歷年貢獻率都在75%以上。這正好說明，以控制經濟區之間城鎮居民可支配收入差異來縮小四川省城鎮居民可支配收入總差異的方法顯得越來越重要。

2.川南經濟區內部城鎮居民可支配收入差異對城鎮居民可支配收入總差異的貢獻率呈逐年遞減趨勢，反映了川南地區在控制居民可支配收入差距，實現社會公平方面取得了一定的成效。另外，成都經濟區內部城鎮居民可支配收入差異對城鎮居民可支配收入總差異的貢獻率相對于其它三個經濟區占有絕對的優勢。以2007年為例，成都經濟區內部城鎮居民可支配收入差異對城鎮居民可支配收入總差異的貢獻率為10.62%，遠大于其它三個經濟區對城鎮居民可支配收入總差異的貢獻。

三、對策和建議

從上面的分析不難看出，遏制四川五個經濟區城鎮居民可支配收入差異擴大，其關鍵是：

1.協調好四川五個經濟區的發展，使經濟區之間的城鎮居民可支配收入差異控制在合理限度內。從本文相關數據來看，2003-2007年成都經濟區城鎮居民平均可支配收入都高于其它經濟區，因此要注重大力發展其它經濟區，提高其可支配收入?！笆晃濉逼陂g，四川將努力打造特色突出、優勢互補的成都、川南、攀西、川東北、川西北生態5大經濟區。要正視差異的存在，努力發展各自經濟區的特色優勢，使收入差異控制在一個適度的區間內。適度的差異會產生勢能，加速要素在不同經濟區間流動的速度，以實現最優的配置。

2.努力控制成都經濟區城鎮居民可支配收入差異，主要是控制成都市和成都經濟區其它城市城鎮居民可支配收入差異。隨著市場經濟體制的不斷完善，成都經濟取得了前所未有的發展，但是，要取得更大的成績，成都還必須帶動該經濟區內其它城市的發展。努力縮小成都經濟區的收入差異，對該區域將來的發展意義深遠。

3.繼續加大財政轉移支付和扶貧解困的力度。最近幾年，為緩解經濟區之間發展不平衡的矛盾，四川省在支持重點地區和中心城市加快發展的同時，根據廣大市區、少數民族地區發展滯后的現實，通過財政轉移支付、扶貧解困等措施，促進了落后地區的發展，收入差距趨勢有所緩和。尤其在財政轉移支付方面，四川省走出了“理順財政體制”、“完善轉移支付制度”、“構建激勵約束機制”和“強化目標管理”四步棋，并在轉移支付分配上重點向丘陵大縣、農業大縣、民族地區和革命老區傾斜。從2007年計算的余期望系數看出，通過省委、省政府的共同努力，控制四川省城鎮居民可支配收入差異效果明顯，構建和諧四川成績突出。

4.繼續加大對偏遠山區職工工資補貼的力度，同時還要對收入較低的區域和城市職工工資進行補貼。城鎮居民收入主要來自工資性收入，對貧困地區或區域實行工資補貼，可以有效遏制地區或區域收入差異的擴大。據統計，2007年四川省職工平均工資為21312元，成都經濟區職工平均工資為21419.4元，川南經濟區為17913.4元，攀西經濟區為22173.33元，川東北經濟區為16495.17元，川西北經濟區為24643.5元。以上數據表明：川南經濟區、川東北經濟區職工平均工資低于全省平均水平，而經濟發展水平落后的川西北經濟區職工工資平均水平位居五大經濟區第一。這主要是因為：對于在偏遠山區上班的職工，國家都進行了一定的工資補貼。因此，加大對川南、川東北經濟區職工工資的補貼力度，可以有效縮小五大經濟區的收入差異。同時，在區域內部城鎮職工平均工資差異也較大，2007年成都市職工平均工資為26231元，同屬一個區域的眉山，為16870元，絕對差額達到9361元。在全省21個市州，職工平均工資最低的是巴中，為14651元。因此，要繼續加大對偏遠山區和收入較低的區域和城市職工工資進行補貼，以縮小收入分配的差距。

■ 參考文獻

1.高鴻楨：論收入不平等性指標[J]。《廈門大學學報》（哲社版），1993年4期。

2.尚衛平：一種反映收入差異程度的新指標――余期望系數[J]?！督y計研究》， 2004年1期。

3.劉洋：四川省區域經濟差異的定量化研究[J]?！敦斀浛茖W》，2006年12期。

4.劉慧：區域差異測度方法與評價[J]?！兜乩硌芯俊?，2006年7期。

篇3

關鍵詞：保險需求；保費收入；人均收入；人口撫養比

一、影響城鎮居民保險需求的相關因素假設

（一）城鎮居民家庭人均可支配收入

我國保險購買者以城鎮居民為主，而城鎮居民家庭人均可支配收入是影響保險需求的重要因素。城鎮居民家庭人均可支配收入的絕對量，從1982年的535.3元增加到2009年的18858.09元。

經濟理論和保險業實踐已達成共識：個人收入與保險需求呈正相關關系，人均可支配收入越高，保險需求也就越高。當人均可支配收入較高時，居民在滿足日?；鞠M開支后還有結余，保險產品就成為較高收入人群的消費選擇。

（二）人口總撫養比

人口總撫養比是指總體人口中非勞動年齡人口數與勞動年齡人口數之比，即0~14歲和65歲及以上人口占15~65歲人口的比重。通常用百分比表示，即每100名勞動年齡人口大致要負擔多少名非勞動年齡人口。

據經驗表明：人口總撫養比與居民對保險的需求呈負相關關系。人口總撫養比越高，表明勞動年齡人口需要負擔越多的非勞動年齡人口，勞動者的負擔越重，用于消費保險產品的支出越少。

二、城鎮居民保險需求計量模型的構建

（一）數據的收集

本文收集了從1982~2009年間的年度經濟數據作為研究數據。保費收入、城鎮居民家庭人均可支配收入、人口總撫養比等數據均來自中經專網和《中國統計年鑒2009》。

（二）時間序列數據的平穩性檢驗

時間序列數據的分析和回歸檢驗是建立在序列的平穩性、正態性等假定前提下的。本文研究選取的是1982~2009年的時間序列數據，所以應當首先對選取的數據作單位根檢驗以及協整檢驗，以免出現偽回歸問題。

1.單位根檢驗

使用ADF檢驗分別對各個變量進行單位根檢驗。判斷原理是：若t統計量值小于ADF檢驗臨界值，則拒絕原假設，說明序列不存在單位根，是平穩序列；若t統計量值大于或等于ADF檢驗臨界值，則接受原假設，說明是非平穩序列。使用OLS估計得出結果如下：

（1）被解釋變量y（保費收入）序列是三階單整的，y~I(3)。

（2）解釋變量x1（城鎮居民家庭人均可支配收入）序列是三階單整的，x1~I(3)。

（3）對解釋變量x2（人口總撫養比）序列是三階單整的，x2~I(3)。

2.協整檢驗

本文采用EG兩步法檢驗保費收入與城鎮居民家庭人均可支配收入、人口總撫養比的協整關系。判斷原理是：首先對原模型做OLS回歸，然后檢驗回歸殘差的平穩性，平穩則存在協整關系，不平穩則沒有協整關系。從檢驗結果看，保費收入與城鎮居民家庭人均可支配收入、人口總撫養比之間存在協整關系和長期均衡關系，可以設定合理的模型進行檢驗。

（三）模型的建立

本文運用多元線性回歸方法建立模型，樣本區間為1982~2009年，被解釋變量為保險需求，用保費收入y代表。城鎮居民家庭人均可支配收入x1、人口總撫養比x2。作OLS估計結果所示：

Y=-3402.924+0.370772x1+68.24330x2t=-1.8602303.051844 2.152668

R^2=0.983881 DW=0.976616 F=268.5654

（四）模型的相關檢驗

通過對模型的t值、F值及擬合優度檢驗、多重共線性檢驗、異方差的檢驗、序列相關性檢驗。對模型進行還原，本文模型估計的最終結果為：

LNY=―4.0554701+6.4815531LNX1―1.4796646LNX2

三、基于模型的結論分析

（一）城鎮居民家庭人均可支配收入

當城鎮居民家庭人均可支配收入每增加1元，總的保險保費收入平均增加6.48155%億元。模型回歸估計的結果與實際經濟意義相吻合，城鎮居民家庭人均可支配收入與保險需求呈正相關關系。

這是由于城鎮居民家庭人均可支配收入的增長，不僅提高了城鎮居民的購買能力，而且促進了人們消費觀念和消費結構的變化，增強了人們的風險意識。當購買能力和購買欲望二者均具備時，自然而然提高了保險需求，保費收入增加。

（二）人口總撫養比

當人口總撫養比每增加1%時，總的保險保費收入平均減少1.4796646%億元。模型回歸估計的結果與實際經濟意義相吻合，人口總撫養比與保險需求呈負相關關系。

這是由于人口總撫養比的增加，表明每100名勞動年齡人口要負擔的非勞動年齡人口的數量增加，勞動者的負擔加重，用于消費保險產品的支出減少，保險需求降低，保險保費收入減少。

參考文獻：

篇4

關鍵字：電子商務交易額；可支配收入；互聯網用戶數；回歸函數

一、緒言

我國計算機應用已有40多年的歷史，但電子商務僅有10多年[1]。從2007年至今，我國電子商務發展進入了縱身發展階段[2]。2012年1月16日，中國互聯網絡信息中心（CNNIC）在 京了《第29次中國互聯網絡發展狀況統計報告》?！秷蟾妗凤@示，截至2011年12月底，中國網民規模達到5.13億，較2008年底的2.98億增加了72.15%；網絡普及率達38.3%，較2008年的22.6%提升16個百分點，超出世界互聯網平均普及率30.2%八個百分點。從這些數據可以看出中國互聯網正在飛速發展，互聯網的規模價值正日益放大。

二、變量的確定和模型的建立

（一）變量的確定以及數據收集

1、城鎮居民家庭人均可支配收入（Y）

在每年國家統計局的眾多數據中，城鎮居民家庭人均可支配收入是我們最關注的統計數字之一[3]。當然，很多因素都會引起人們可支配收入的增長，比如工資的提高、物價的下降、社會福利的增加等等。圖1顯示了1997年到2011年我國城鎮居民家庭人均可支配收入。設我國城鎮居民家庭人均可支配收入為Yi，其中i=1，2……15。 自1997年以來，我國城鎮居民家庭人均可支配收入不斷增長，截止到2011年底，我國城鎮居民家庭人均可支配收入達到21810元，較1997年的5160元，增長了3余倍，說明我國人們的生活水平在不斷改善和提高。

2、互聯網用戶數（P）

基礎設施的不斷完善，以及互聯網的廣泛普及都會影響到人們的可支配收入。而根據中國互聯網信息中心每年一月和七月的《中國互聯網發展發展狀況統計報告》中數據顯示，我國互聯網用戶數還是逐年上升的。設我國互聯網用戶數為Pi，其中i=1，2……15。

用EViews 軟件工具對互聯網人數與城鎮居民家庭人均可支配收入進行相關性檢驗，圖1 即為兩者相關性的散點圖。由圖可見，互聯網用戶數與人均可支配收入基本呈線性關系，而且它們之間呈現正相關關系。

3、電子商務交易總額（T）

文章的目的是討論電子商務對人們可支配收入的增加的影響，所以考慮把"電子商務交易額"作為另一個自變量。設我國電子商務交易總額為Ti，其中i=1，2……15。與前者一樣，還是用EViews 軟件工具對電子商務交易總額與城鎮居民家庭人均可支配收入進行相關性檢驗。同理可得，它們之間也基本上呈現正線性相關關系。

（二）模型的建立

根據上文，選擇的兩個自變量已經確定。并且，上文中兩個自變量和因變量間已確定正相關關系，因此，把城鎮居民家庭人均可支配收入的回歸函數設定為：Yi=C+aPi+bTi+e ，其中，C為常數，a、b分別為Pi和Ti的系數，e為隨機變量。

三、回歸模型的檢驗和確定

（一）半對數模型的檢驗

（三）廣義差分法

利用廣義差分法，模型確定為：

（四）回歸模型的統計檢驗

1、模型的擬合優度檢驗

因此，R2=0.992799，修正的R2 =0.990639，說明模型整體擬合得很好。

2、模型的顯著性檢驗-F檢驗

計算得F=459.5972，n=14，k=2。給定顯著性水平Z=0.05，查F 分布表得到臨界值F0.05 （2，11）=3.98，顯然F >Fa，所以拒絕原假設，認為模型的線性關系在概率為95%的水平下顯著成立。即可以認為互聯網用戶數、電子商務交易總額與城鎮居民家庭人均可支配收入之間顯著存在線性關系。

3、解釋變量的顯著性檢驗-t檢驗

由軟件計算出所有的t 統計量值，分別為t0=95.28617，t1=4.659385，t2=4.930859，t3=2.374295 。在給定的顯著性水平Z=0.05，查t分布表中自由度為11、Z=0.05 的臨界值，得到t0.05=2.201，顯然t0 t1 t2 t3>t0.05。所以，拒絕原假設，可以認為兩個解釋變量對于被解釋變量的因果關系顯著。

4、自相關檢驗-DW檢驗

經過一介差分后，DW=2.09099，當a=0.05，n=14，k=2時，查表可知，（dl，du）為（0.9051，1.551）?？芍猟u

四、模型的經濟意義

由上文分析可知，根據中國1997年到2011年互聯網用戶數、電子商務交易總額以及城鎮居民家庭人均可支配收入的統計數據建立二元統計回歸計量模型，在回歸方程模型確定為：

上式意味著電子商務交易總額不變時，互聯網用戶數每增加1 百萬，城鎮居民家庭人均可支配收入增加0.001225%（即互聯網用戶數每增加1 人，城鎮居民家庭人均可支配收入增加12.3 元）；而當互聯網用戶數不變時，電子商務交易總額每增加1%，城鎮居民家庭人均可支配收入增加0.121017% ，即體現的是彈性關系。綜上所述，電子商務的飛速發展增加了居民人均可支配收入，提高了人們的生活水平。

在如今這個信息高速公路高度發達的時代，電子商務交易顯然是促進人民生活水平的提高不斷上漲的一個重要因素。作為一種現代流通方式，電子商務具有效率高、成本低、范圍廣的特點，這無疑為人們提供了更多的選擇空間，也改變著傳統的生產、經營和服務消費模式，給國際經濟貿易帶來深刻的影響和變革[4]。特別是在國際金融危機的影響持續蔓延，并出現全球性貿易萎縮、消費收緊的今天，電子商務服務業在中國卻逆市擴張。雖然外貿主導型B2B 受到的影響比較大，但一些中小城市的電子商務并未感受到國際金融危機的沖擊，反而發展提速。所以，電子商務是國內中小企業實現產業結構調整、走出困境的出路之一[5]。同時，很多大學生畢業后在網上開店自主創業，當然在淘寶網這種典型的C2C 網站上開店的在職白領也不在少數。人們通過這種方式增加自己的收入，更增添了生活情趣，提高了生活的質量。

篇5

關鍵詞：消費；收入；協整；誤差修正模型

中圖分類號：F127 文獻標志碼：A 文章編號：1673－291X（2008）02－0152－02

收入和消費問題一直以來都是我國重要的理論和實踐問題。隨著我國改革的深入，吉林省城鎮居民的實際收入和生活水平都有很大程度的提高。在收入增加的同時，城鎮居民的消費水平也不斷提高。本文主要建立計量模型對吉林省城鎮居民人均消費和人均可支配收入之間的關系進行量化分析，以期促進消費結構的更加合理。

一、城鎮居民人均消費支出與人均可支配收入協整分析

（一）變量選取和數據來源

本文選取吉林省1984―2005年的人均可支配收入（Y）、人均消費支出（C）兩個時間序列為基本時間序列變量，數據均來自2006年《吉林統計年鑒》。

根據誤差修正模型，被解釋變量的波動可分為短期波動和長期均衡兩部分，短期波動由差分項來反應，長期均衡由誤差修正項反應。吉林省消費和收入存在密切關系。短期內，收入的變動引起消費的變動，本期收入增加1個單位，使得本期消費增加0．862個單位；從長期來看，上一期的非均衡誤差以116．1％的比率對本期的消費作出修正，這種修正力度很大，一旦短期波動偏離了長期均衡的軌道，誤差修正機制能夠糾正這種偏離，最終使消費與收入之間的關系回到長期均衡關系的軌道。

二、結論和建議

（一）結論

1． 20年來，吉林省城鎮居民消費支出和人均可支配收入保持快速增長，城鎮居民消費支出受人均可支配收入影響顯著，吉林省城鎮居民人均消費支出對人均可支配收入的彈性為0．956。

2．吉林省城鎮居民消費支出和人均可支配收入序列均為非平穩，但兩者之間具有長期均衡關系。短期內，居民消費支出和人均可支配收入存在動態調整機制，由于誤差修整項的存在，可以自動實現兩者的長期均衡關系。

（二）建議

1．進一步提高居民的實際可支付能力。隨著東北老工業基地的振興，吉林省城鎮居民的消費市場會更加旺盛，要進一步提高消費對經濟的促進作用，就要提高居民的支付能力，尤其是提高低收入戶的支付能力。一方面要增加居民的收入，實際收入增加了，相應的各項消費支出會得以增加（即收入的消費效應）。另一方面，繼續完善消費信貸制度，提高居民當前的支付能力，以促進消費的增長。目前，吉林省城鎮居民的基本消費已得到相對較好的滿足，這樣就要推動城鎮居民較高層次的消費，如汽車、住房等，而這部分消費的實現很大程度上依賴于個人消費信貸。

2．提高居民的消費傾向。首先，強化收入分配調節，縮小居民收入差距，提高吉林省城鎮居民的平均消費傾向，擴大消費需求。其次，在推行就業、住房、醫療、教育制度改革時，要充分考慮到居民預期的變化和由此可能帶來的后果，同時采取相應的配套措施，化解其產生的不利影響，穩定市區居民的收支預期。另外，要充分考慮中低收入戶的物質承受能力，利用財政支出對中低收入戶支付的改革費用進行適當的貨幣化補償，以減少其支出預期和收入預期的不確定性，從而減弱消費傾向的下降趨勢。

3．要利用財政稅收杠桿對社會財富進行再分配，兼顧社會公平。調整財政支出結構，加大轉移支付力度，增加對失業、貧困、教育、醫療等公共服務的投入，運用稅收政策，加強對高收入群體的稅收征管，以調節社會各階層的收入水平。

總之，擴大消費需求是我國現階段進行宏觀調控的一個重點。這些目標在短期內是難以實現的，解決消費需求不足問題是一個長期而艱巨的任務。

參考文獻：

[1] 何永貴，白潔，黃仁輝，劉文龍．關于居民收入與消費趨勢的宏觀經濟量化分析[J]．經濟縱橫，2005，（10）

[2] 吳紹中．關于消費結構的幾個問題[J]．商業評論，2001，（7）．

[3] 劉方械，張少龍．支撐經濟增長――中國消費．儲蓄．投資研究[M]．北京：華文出版社，2001．

[4] 范劍平．中國城鄉居民消費結構的變化趨勢[M]．北京：人民出版社，2001．

篇6

[關鍵詞] 灰色關聯分析GM(1,1)模型城鎮居民收入

提高居民收入是改善民生的根本保障,居民收入水平和結構變化對國民經濟的發展和收入分配制度的調整將產生直接影響。本文運用灰色關聯分析方法對陜西省城鎮居民收入結構和水平進行實證分析,進一步挖掘陜西省城鎮居民人均可支配收入與其他各類不同來源的收入的動態發展態勢,為改善城鎮居民收入結構和提高收入水平提供決策指導和科學依據。

一、灰色關聯分析的方法與步驟

灰色關聯分析的基本思想是根據序列曲線幾何形狀的相似程度來確定系統中因素間的關聯程度,設為反映系統行為特征的參考序列,為影響系統行為的比較序列,灰色關聯分析主要步驟如下:

1.原始數據初始化

對原始數據序列進行無量綱化處理,得到新序列

,其中

2.計算關聯系數

3.計算比較序列對參考序列的關聯度

4.關聯度排序,即根據灰色關聯度(i=1,2…m)的大小,作為比較序列和參考序列的相關程度的依據,關聯度越大,二者之間聯系越緊密,比較序列對參考序列的影響越重要。

二、陜西城鎮居民收入的灰色關聯分析

陜西省在1998年～2007年10年間的城鎮居民收入的歷史數據如表1所示。以人均可支配收入作為參考序列,以工薪收入、經營性收入、財產性收入和轉移性收入作為參考序列,對1998年～2002年和2003年～2007年兩個階段分別計算灰色關聯度并進行排序,結果見表2。

對兩個不同階段的灰色關聯度和灰色關聯序的變化進行分析比較可以發現以下特點:首先,在兩個階段中,工薪收入對可支配收入的關聯度均為最大,這說明工薪收入一直是居民收入最主要的收入來源和首要的影響因素,第二階段工薪收入與可支配收入的關聯度還要略高于第一階段,這表明,隨著國家和地區不斷對勞動報酬政策加強引導和調控,逐漸提高勞動者報酬在初次分配中的比例,居民工薪收入不斷提高。其次,轉移性收入與居民人均可支配收入的關聯度排序保持不變并位于前列,表明轉移性收入是影響城鎮居民收入的第二大因素,后一階段關聯度有所增大,這是由于最低工資標準和社會保障制度的不斷完善,城鎮居民轉移性收入大幅增長。第三,財產性收入和經營性收入雖然也是居民收入的一個方面,但是二者對居民收入的影響較小,且對居民收入的影響作用有下滑趨勢。

三、結論

在1998年～2007年不同的兩個歷史階段陜西城鎮居民可支配收入的不同收入來源中,工薪收入都是收入的主體和主要的影響因素,轉移性收入的影響程度次之,二者對居民收入的影響重要程度占絕對地位,經營性收入和財產性收入的影響較小,城鎮居民收入過多地依賴于工薪收入,收入結構有向兩極化的不平衡發展,是影響居民總收入水平的瓶頸和亟待解決的問題。

參考文獻:

篇7

關鍵詞：商品住宅價格；居民收入；關聯性

中圖分類號：F127 文獻標識碼：A 文章編號：1001-828X（2014）06-0-01

六盤水，位于貴州省西部的烏蒙山區，因夏季月平均氣溫僅19.7℃，有“中國涼都”之稱。隨著消夏避暑文化、“三線建設”文化和民族民間文化宣傳力度的加大，本市房地產業迅速發展。近年來，高房價與低收入的話題逐漸成為人們關注的焦點。

一、商品住宅的相關概念

商品房特指經政府有關部門批準，由房地產開發經營公司開發的，建成后用于市場出售出租的房屋，包括住宅、辦公等商業用房及其配套建筑物 [1]。

商品住宅價格由土地使用權取得費、住宅開發成本、住宅開發期間費用、利潤、稅金和住宅差價構成，其形成受地方政府、購買者、開發商、商業銀行和中央銀行等多因素影響。

2013年，六盤水市共有房開企業197家，共銷售商品住宅6626套，銷售面積76.82萬平方米，住宅均價3724.72元/m2，房地產開發投資81.72億元[2]。

二、居民收入的相關概念

從收入的來源來看，居民收入可以分為勞動性收入和非勞動性收入。勞動性收入是指勞動者以其自身的勞動為交換而獲得的收入，其中工資是最重要的形式。非勞動收入則指居民依靠其擁有的資本獲得的財產性收入，主要包括租金、利息、紅利等方面。

居民收入的衡量指標有城鎮居民家庭可支配收入、農村居民家庭純收入等。由于商品住宅消費群體主要以本地城鎮居民為主，占購房總人數的78%，所以通常用城鎮居民的可支配收入來衡量居民收入水平。

2013年，六盤水市財政總收入178.31億元，城鎮居民人均可支配收入19625元[3]。

三、商品住宅價格與居民收入的關聯性研究

從表1和表2可看出，六盤水市商品住宅銷售價格成穩步上升趨勢，城鎮居民人均可支配收入也逐年遞增，但與房價的增長由于基數不同，并無明顯關聯性，需用房價收入比來衡量房價是否超出了居民的實際購買能力。

表1 2007-2013年六盤水市商品住宅價格及相關影響因素數據

表2 2007-2013年六盤水市商品住宅價格及相關影響因素增長率

有關房價收入比的計算：

房價收入比=商品住宅平均單套銷售價格÷城鎮居民平均家庭年收入=（商品住宅平均銷售價格×城鎮人均住宅建筑面積）÷城鎮居民平均每人全年收入

本文參考其它相關文章將人均可支配收入的2倍作為人均年收入，計算出各年的房價收入比Ⅰ見表3，考慮到有可能與選用的人均年收入值有關導致結果相對偏小，另假設人均可支配收入等于人均年收入，計算出各年的房價收入比Ⅱ見表3。

表3 2007-2013年六盤水市商品住宅房價收入比

用Excel線性回歸分析房價與收入的關系：

當人均可支配收入作為自變量時：相關系數R2為0.9957時，y=0.1742x-249.71，人均可支配收入（x）與商品住宅價格（y）是呈高度正相關的關系。由于系數的T檢驗也都通過，因而將回歸方程模擬為線性方程是可行的。從方程的系數可知，城鎮居民人均可支配收入每提高2000元，商品住宅價格每平方米就上升98.69元。

當商品住宅價格作為自變量時：相關系數R2為0.9957時，y=5.716x+1491.7，商品住宅價格（x）與人均可支配收入（y）是呈高度正相關的關系。由于系數的T檢驗也都通過，因而將回歸方程模擬為線性方程是可行的。從方程的系數可知，商品住宅價格每平方米上升1元，城鎮居民人均可支配收入就提高1497.42元。

四、結論和對策建議

通過2007-2013年六盤水市商品住宅市場的相關研究可得出以下結論：第一，從表3可看出，六盤水市房價收入比截止2013年年末未達到6：1，目前的房價仍然在六盤水市城鎮居民可承受的購買能力范圍內。第二，通過人均可支配收入與商品住宅價格的相互回歸實證結果得出商品住宅價格與居民收入之間成“正相關”的關系。第三，居民收入增加，對商品住宅的消費需求和投資、投機需求就會上升，受供求規律和價值規律的作用，商品住宅價格會上升、租金等收入會上漲，最終使得居民收入又增加。

居民間收入差距的擴大，會使得低收入者的消費需求減少、高收入者的投機需求增加，導致商品住宅市場上的投機行為增多，商品住宅價格被抬高。最終，低收入者更買不起房而高收入者賺取更多收入，即“富者更富，窮者更窮”，加劇了居民間的收入差距，造成貧富兩極分化。

為了促進居民收入平等和商品住宅價格改善，提出如下對策建議：

1.調整供給結構，構建合理的供應體系 政府應發揮主體作用，根據本市的實際情況，合理確定高檔別墅、普通住宅、中低檔次商品住宅以及大戶型、中戶型、小戶型各自所占的比例。政府給予適當的優惠條件和政策支持，擴大中低檔次商品住宅和經濟適用房的供給量，滿足不同收入層次居民的住房需求。

2.多渠道、多方法控制商品住宅價格 政府可通過對地價的調控使房價趨于合理，也可通過控制開發成本來降低房價，同時需加大對房價的檢查和監管力度。對中低收入家庭購買的經濟適用房，要嚴格實行政府指導價，限價銷售；對中層收入者購買的普通商品房，由政府定期制定公布指導性價格和浮動幅度，適當放開管理；對高收入家庭購買的高檔商品房實行市場調節價，由企業根據開發經營成本和市場供求狀況自行決定銷售價格。

3.提高城鎮居民的整體收入水平 政府要把重點放在促進經濟發展上，將經濟增量部分的分配傾斜于居民的收入，切實提高居民的實際收入；積極拓寬就業渠道，開展定期的就業指導和職業技能培訓，努力促進就業；同時健全價格監管法規、加強價格監督檢查和反價格壟斷執法力度、建立健全價格信息制度等來維持物價的穩定，規范價格體系。

參考文獻：

[1]曲麗.陜西商品房市場與居民收入之間關系的研究[J].西安電子科技大學，2012：1.

篇8

關鍵詞：消費函數；消費傾向；居民消費；居民收入；京滬粵浙等省市

中圖分類號：F290 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2014）30-0070-03

我們知道，收入增加，消費就會增加，但是消費的增加不及收入的增加多。凱恩斯消費函數理論理論假定，在影響消費的各種因素中，收入是消費的唯一的決定因素，收入的變化決定消費的變化。如果消費和收入之間存在線性關系，則消費函數可以表示為：C=C0+bY，式中，C為消費，Y為收入，C0為自發消費部分，b為邊際消費傾向是一個常數，b和Y的乘積表示收入引致的消費。整個公式的經濟含義是：消費等于自發消費與引致消費之和。（1）邊際消費傾向是消費曲線上任一點的斜率；（2）0

一、京滬粵浙等省市消費函數

從表1看到，2012年城鎮居民人均全年可支配收入排行：上海、北京、浙江、廣東、江蘇、全國、青海、甘肅。在全國31個省市自治區中，甘肅城鎮居民人均全年可支配收入最低，上海城鎮居民人均全年可支配收入最高。

從下頁表2看到，2012年城鎮居民平均每人全年消費性支出排行：上海、北京、廣東、浙江、江蘇、全國、甘肅、青海。在全國31個省市自治區中，上海城鎮居民平均每人全年消費性支出最高，青海城鎮居民平均每人全年消費性支出最低。

選取2007―2012年甘肅城鎮居民的人均可支配收入（見表1）和人均消費性支出（見下頁表2），將表1、下頁表2中兩組數據輸入幾何畫板軟件，可繪制出以下散點圖（見下頁圖1），下頁圖1中，X軸是甘肅城鎮居民人均可支配收入，Y軸是人均消費性支出。從下頁圖1中可直觀地看出兩者具有較好的線性關系，在這些點之間可以畫出一條直線，使這些點均勻地分布在直線的兩側。通過幾何畫板軟件，可以找出這條直線的斜率以及直線和Y軸的交點。得出方程：

Y=0.70X+910.34

這就是甘肅城鎮居民的消費函數，其中X表示收入，Y表示消費，邊際消費傾向為0.70。甘肅城鎮居民的消費函數表明可支配收入每增加1元，消費增加0.70元，自發消費（收入為零時的消費）等于910.34 大于零，邊際消費傾向等于0.70 在0～1之間，符合凱恩斯消費函數理論。

同樣的方法，可以得出青海、廣東、全國、江蘇、北京、上海、浙江居民的消費函數（見圖2）。

需要說明的是，2008年全國和京滬粵浙等7省市城鎮居民平均每人全年消費性支出數據均在代表消費函數的直線的下方，偏離直線較多，這應該和2008年的國際金融危機有關，該年人均消費支出較前后二年明顯偏小。

二、京滬粵浙等省市消費傾向比較

從上頁圖2可以看出，全國和京滬粵浙等7省市的消費傾向排行為：甘肅、青海、廣東、全國、江蘇、北京、上海、浙江。按照凱恩斯消費函數理論，隨收入增加，消費傾向遞減。從P70表1可知，全國和京滬粵浙等7省市的城鎮居民人均收入排行為：上海、北京、浙江、廣東、江蘇、全國、青海、甘肅。如果按照凱恩斯消費函數理論得出的全國和京滬粵浙等7省市的消費傾向排行為：甘肅、青海、全國、江蘇、廣東、浙江、北京、上海。這個排行和上頁圖2的實際排行相比，除廣東和浙江外，其他省市和和凱恩斯（J.M.keynes）消費函數理論（收入增加，消費傾向遞減）完全一致。這說明現階段中國的一些消費現象還是可以通過凱恩斯消費函數理論得到解釋，寫這篇文章的主要目的，就是想通過收入的變化來找出消費傾向變化的規律。從上頁圖2看到，全國和京滬粵浙等7省市的消費傾向變化規律基本符合凱恩斯消費函數理論，即收入增加，消費傾向遞減。

上頁圖2 顯示，在全國31個省市自治區中，甘肅城鎮居民人均全年可支配收入最低，消費傾向最高為0.70；上海城鎮居民人均全年可支配收入最高，消費傾向次低為0.54，僅高于浙江的0.53。

和上海、北京相比，江蘇、浙江和廣東城鎮居民人均全年可支配收入約3萬元左右，低于上海和北京，屬第二方陣。其中收入低于浙江的廣東，人均消費支出卻高于浙江，廣東消費傾向為0.64，浙江為0.53，這可能和廣東人、浙江人的性格特點有關系，廣東人可能熱衷消費，浙江人可能更熱衷于儲蓄或投資等方面。

凱恩斯消費函數中，收入為零時的消費稱為自發消費，自發消費可以理解為生存所需的消費。由上頁圖2可知，上海的自發消費最高為4 423.14元，百思不得其解的是江蘇的自發消費最低為727.36元，筆者以為做圖有誤，重做了三四次，還是這個結果。上頁圖2得出的自發消費和選取數據的時間段有關，如果起始時間提前，自發消費會變小，起始時間延后，自發消費會變大。

三、影響消費的因素

從P70表1、上頁表2看到，在全國31個省市自治區中，甘肅城鎮居民人均全年可支配收入最低，但人均全年消費支出最低是青海。收入低于浙江的廣東，人均消費支出卻高于浙江。2012年廣東人均收入30 226.71元，而浙江人均收入34 550.30元，廣東人均消費22 396.35元，浙江只有21 545.18元。決定消費水平的因素很多，如收入、財產、利率、收入分布等，還有人做過性別、年齡、教育、婚姻狀況對消費影響的統計分析[1]，其中收入是最根本的因素。從地區范圍來看，地區間存在明顯的差異，經濟發展水平、社會保障水平、消費觀念存在著較大差距，這些都是影響區域消費差異的重要因素。

杜森貝利（J.S.Duesenberry）在其提出的相對收入假說[2]中指出，消費者的消費支出不僅受其自身收入的影響，同時，一方面受周圍人群的消費行為、收入水平、消費水平的影響。弗里德曼（M.Friedman）的持久收入假說認為人們在消費時不是依據短期的實際收入，而是依據長期、持久收入，既包括前期收入，也包括以后各期期望收入。莫迪利安尼（F.Modigliani）的生命周期假說認為消費者是理性的，他使用一生的收入，安排一生的消費，受一生中總消費等于總收入的預算約束，追求消費效用的最大化。因此，消費者現期消費不僅與現期收入有關，而且與消費者以后各期收入的期望值、開始時的資產和個人年齡大小有關。

社會保障對消費的影響。有研究證明社會保障支出每增加 1 個百分點會帶動 0.1 個百分點的居民消費，社會保障支出對居民消費的拉動作用不容忽視。因此，完善社會保障體系將有利于改善中國目前內需不足的困境，同時可以減少居民生活不確定性因素（醫療、教育、失業等）等對消費的擠壓。

篇9

[關鍵詞]回歸模型 長沙 旅游業 影響因素

一、引言

研究的國家地區不同或者使用的方法不同，研究結果也各不相同。但總體而言，收入是一個相關性很強的變量，大多數國際旅游顯示出很強的收入彈性。即收入增加，游客到達總量就增加。但是，不是所有外生變量都可以納入到模型中來，因為在選擇這些變量的時候必須考慮到平穩性、自由度、多重共線性、序列相關性以及數據的可靠性等。當前關于旅游經濟影響因素的研究主要是從我國整體的宏觀層面進行研究。大多選取可能的影響因素的時間序列作定量分析，然后得出主要影響因素和潛在影響因素。但是由于個人在建立定量分析模型和選取指標時存在缺陷，所以得出的結果不盡相同。

二、回歸模型建立與影響因素指標選取

公式6中，Δlog（y）表示旅游收入的短期彈性波動，Δlog（x7）表示城鎮居民可支配收入的短期彈性波動，Δd2表示黃金周是否實施的波動，ecm表示滯后一期偏離長期均衡關系的程度?？梢钥闯?，除了ecm，其他變量均未通過t檢驗，說明旅游收入的短期波動主要是來自短期內偏離長期均衡關系的程度導致的。

四、長沙旅游業發展影響因素分析結論

（1）城鎮居民收入和黃金周對長沙旅游經濟發展有長期均衡促進作用

通過公式2可以看出人均可支配收入每提升1%將提升1.66%的旅游收入，這說明隨著城鎮人口收入的不斷增加，城鎮居民對出門旅游的需求越來越大。從這也可以看出旅游收入對于城鎮居民的收入彈性非常大，超過1。對此的合理解釋應該是居民隨著收入的增加和對于預期收入和社會福利有較高的信心，以致城鎮居民原來拿出來旅游的收入超過增加的收入。從D2前的系數0.26可以看出，黃金周的實施，提升了長沙旅游收入的26%，極大的推動的長沙旅游經濟的發展 。

（2）短期內偏離長期均衡關系的程度是旅游收入短期波動的主要因素

長沙旅游收入、國內城鎮居民可支配收入都是非平穩序列，存在短期的波動。通過公式6可以看出長沙旅游收入的短期波動主要是旅游收入、國內城鎮居民可支配收入、黃金周三者之間偏離長期均衡關系的程度決定的。且由于長期均衡誤差項系數為負，導致具有回拉效應，即上一期如果是旅游收入向上偏離長期均衡關系，則下一期就會向下拉回到長期均衡的關系上；如果上一期是旅游收入向下偏離長期均衡關系，則下一期向上拉回到長期均衡關系。從而使得長沙旅游收入與國內城鎮居民可支配收入可以存在長期均衡關系。

參考文獻：

[1]龐浩. 計量經濟學[M].北京.科學出版社.2006

[2]賀德紅，周志宏. 國內旅游影響因素分析研究[J].特區經濟.2009.10.

篇10

【關鍵詞】 城鎮住房改革；預防性儲蓄

一、引言

1978年改革開放后，中國就開始了城鎮居民住房制度改革，其中1998年的福利分房制度改革具有里程碑意義，它標志著在我國已實行了幾十年的住房實物福利分配這一體制的終結，徹底完成了住房分配的貨幣化和商品化轉變。住房改革改善了城鎮居民的居住條件，同時也引致了商品住宅價格的過快上漲。在1997年，全國商品住宅銷售均價只有1790元/平方米，到2001年上漲到2017元/平方米，年均上漲幅度為2.5%。在2002年之前，全國商品住宅平均銷售價格持續上漲，但漲幅較小。2002之后，全國商品住宅平均銷售價格進入快速上漲階段，短短6年就從2002年的2092元/平方米漲到2008年的3576元/平方米，年均漲幅是11.8%，遠遠高于2002年之前的上漲速度。商品住宅價格的的快速上漲使得城鎮居民的購房能力下降，為了購房人們不得不增加儲蓄的數量。分析和研究住房改革，伴隨而來的高房價對城鎮居民消費行為的影響及如何解釋這種影響，無疑具有較強的理論和現實意義。

二、理論分析和實證檢驗

預防性儲蓄理論認為，預防未來收入和支出的不確定性是居民儲蓄的重要原因。在此基礎上，很多國外學者從理論和實證角度對預防性儲蓄理論進行了分析和研究。在理論方面，主要是分析預防性儲蓄的原因。Leland（1968）最早對預防動機的儲蓄模型進行分析，他認為儲蓄主要是為了防范未來不確定的勞動收入所帶來的沖擊。Deaton（1991）及Carroll（1992）結合預防性儲蓄與流動性約束假說提出了“緩沖存儲”模型。更多學者則試圖從實證角度對預防性儲蓄做了大量研究。Carro（1993，1994）使用美國收入時間序列分組數據和消費支出調差數據，用各收入組間的方差代表風險，其研究結論也證明了預防性儲蓄假說。Engen、Gruber（1997）和Lusardi（1997）發現了顯著的預防性儲蓄的證據。結合預防性儲蓄理論建立相應的模型，采用經過處理的31個省市的橫截面數據來驗證該模型。建立的計量模型如下：

S=?茁0+?茁1Sy+?茁2SH+?茁3PH+?著（3-2）

式中，S―城鎮居民人均儲蓄額；Sy―城鎮居民人均可支配收入的標準差；SH―城鎮居民人均居住支出的標準差；PH―城鎮商品住宅的人均價格；?著―隨機誤差項?；貧w結果如下：

S=3018.639-1.058Sy+6.930Sh+5.810Ph（3-3）

（1.108） （-0.282）（0.260）（8.067）

R2=0.857，Adjusted R2=0.841，F=54.089，D.W.=1.216

從回歸結果可看出，截距項不顯著，經檢驗，選定變量Sy和Ph。再進行回歸，得到以下結果：

S=6.004Sy+5.159Ph（3-7）

（3.220） （7.523）

通過該模型，可發現城鎮居民人均可支配收入的標準差和城鎮商品住宅平均價格對城鎮居民人均儲蓄有顯著影響，說明中國城鎮居民存在預防性儲蓄動機，城鎮住房改革形成的高房價預期使得城鎮居民更多的儲蓄。

三、結論

在經驗觀察的基礎上，結合預防性儲蓄模型，利用經過處理后的31個省的橫截面數據對預防性儲蓄模型進行定量分析和研究，得出以下結論：（1）1998年的城鎮住房改革產生兩個直接后果：城鎮居民居住消費支出大幅增加，高房價及持續上漲的預期。通過計量模型的實證分析和檢驗，發現城鎮居民居住支出的增加對城鎮居民的預防性儲蓄影響不顯著，城鎮居民可支配收入標準差和城鎮商品住宅平均價格對于城鎮居民的預防性儲蓄有正的顯著影響。因此，在城鎮住房改革影響城鎮居民儲蓄的兩條途徑中，主要是通過對居民形成持續高房價預期來實現。（2）通過31個省市的橫截面數據，發現城鎮居民可支配收入的不確定性會使居民進行更多儲蓄；同時在中國的背景下，城鎮居民還面臨著持續過高的房價，房價的這種持續上漲的態勢使得城鎮居民的預防性儲蓄動機進一步增強。因此，城鎮居民可支配收入的不確定性及持續的高房價的共同作用增強了城鎮居民的預防性動機。

參考文獻

[1]宋錚．《中國居民儲蓄行為研究》．《金融研究》．1999（6）