1、 aCHVW四川理工學院計量經濟學課程論文題目：全國城鎮(zhèn)居民人均可支配收入影響因素分析小組成員：段娟、毛紅萍、費小利、王源媛、彭碧珍、易楊專業(yè)班級：2012級統(tǒng)計學2班指導老師：林旭東四川理工學院理學院二O四年十二月引言近年來，我國宏觀經濟形勢發(fā)生了重大的變化，經濟發(fā)展速度加快，居民收入穩(wěn)定增加，在國家連續(xù)出臺住房、教育、醫(yī)療等各項改革措施和實施“刺激消費、擴大內需、拉動經濟增長”經濟政策的影響下，全國城鎮(zhèn)居民人均可支配收入也強勁增長?！霸诒姸嗟慕y(tǒng)計指標中，居民人居可支配收入貼近民情，反應民生，不僅成為各地交通事故或工傷賠償、低收入家庭保障補貼等法規(guī)或政策執(zhí)行的參照標準；而且國家“十二五”規(guī)劃

2、綱要明確提出，要保持居民收入與經濟增長同步，推動各級地方政府將其作為民生改善測評的重要指標?！背擎?zhèn)居民可支配收入是居民人均可支配收入的重要組成成分，通過預測城鎮(zhèn)居民的可支配收入水平，為更好地提高促進城市的發(fā)展做貢獻。摘要人均可支配收入是衡量一個地區(qū)消費品市場容量、購買力水平，以及經濟發(fā)展水平、經濟發(fā)達程度的重要指標。了解全國城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的狀況及其影響因素的分析對我們國家的經濟發(fā)展有重要意義。本小組對統(tǒng)計數(shù)據進行整理分析，深入探討全國城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的影響因素，提出提高全國城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的有效措施，以利于全國實現(xiàn)經濟長遠發(fā)展。關鍵詞：城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、影響因素分析目

3、錄TOC o 1-5 h z HYPERLINK l bookmark12 o Current Document 、文獻綜述5 HYPERLINK l bookmark14 o Current Document 二、問題的提出5 HYPERLINK l bookmark16 o Current Document 三、收集數(shù)據6 HYPERLINK l bookmark18 o Current Document 3.1數(shù)據綜述6 HYPERLINK l bookmark20 o Current Document 3.2數(shù)據的收集6 HYPERLINK l bookmark22 o Current

4、 Document 四、建立模型8 HYPERLINK l bookmark24 o Current Document 4.1模型設定8 HYPERLINK l bookmark34 o Current Document 4.2模型估計8 HYPERLINK l bookmark42 o Current Document 五、多重共線性的檢驗9 HYPERLINK l bookmark58 o Current Document 六、模型的修正10 HYPERLINK l bookmark60 o Current Document 6.1多重共線性的修正10 HYPERLINK l bookma

5、rk62 o Current Document 6.2自相關性的檢驗11 HYPERLINK l bookmark74 o Current Document 6.3異方差檢驗12 HYPERLINK l bookmark76 o Current Document 6.4模型的解釋12 HYPERLINK l bookmark78 o Current Document 七、參考文獻13附錄：14，、文獻綜述（一）模型的經濟理論闡述通過研究經濟學家對影響因素的選取并且根據西方經濟學理論，我們決定研究城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與其總收入等的關系。這里的城鎮(zhèn)人均總收入是指城鎮(zhèn)居民的勞動收入以及其他的非勞動

6、收入，但其中不包括政府的補貼。城鎮(zhèn)居民人均可支配收入是指城鎮(zhèn)居民家庭可以用來自由支配的收入，即可用于最終消費支出和其它非義務性支出以及儲蓄的總和。通常由工薪收入、經營凈收入、財產性收入、轉移性收入四部份組成。可支配收入是全面反映城鎮(zhèn)居民收入水平與結構變化的重要指標。一般來說，收入增長與經濟增長之間存在著良性互動關系，經濟增長快，提供的就業(yè)機會就會增多，為收入增長提供了更大的空間，居民手中可支配用于投資和消費的收入增加，需求的增加又可促進經濟的增長。（二）影響因素分析一般認為家庭人口總數(shù)、平均每戶人口數(shù)與人均可支配收入成反比。家庭人口數(shù)越多，在同等收入的情況下，人均可支配收入越少；而就業(yè)人口數(shù)、

7、平均每戶就業(yè)人口數(shù)、人均總收入與人均可支配收入是成正比關系的。就業(yè)人口數(shù)、總收入越多，在同樣的家庭人口數(shù)情況下，人均可支配收入越多?？梢粤碜骷僬f為，平均每戶就業(yè)人口數(shù)越多，則人均可支配收入越高，工作的人口數(shù)多則總收入越多，因此人均能分配到的收入就越多；而如果沒有收入，認為人均可支配收入依然是有的。二、問題的提出改革開放以來，國家在黨的正確領導下，利用自身資源及對外的機會，逐漸擺脫貧困走上富強的道路。隨著市場經濟的穩(wěn)健繁榮，我國人均生活水平有了大幅度的提高，其主要表現(xiàn)在城鎮(zhèn)人均可支配收入的增長。當下的人民生活質量大大提高，但是與世界先進發(fā)達國家還有一定的差距，這說明我國還有很大的發(fā)展空間，能夠讓

8、人民的幸福指數(shù)增加。通過對1990-2012年的數(shù)據分析，我們試圖找到有益于國家、人民的可能性方式來提高城鎮(zhèn)居民人均可支配收入。三、收集數(shù)據3.1數(shù)據綜述我們的數(shù)據取自國家統(tǒng)計局數(shù)據庫，是時間序列數(shù)據。人均可支配收入指個人收入扣除向政府繳納的個人所得稅、遺產稅和贈予稅、不動產稅、人頭稅、汽車使用稅以及交給政府的非商業(yè)性費用等以后的余額。3.2數(shù)據的收集下圖為1990年-2013年的人均可支配收入及其影響因素數(shù)據:年份城鎮(zhèn)居民人均總收入城鎮(zhèn)平均每戶就業(yè)人口城鎮(zhèn)平均每戶家庭人口平均每一就業(yè)者負擔人數(shù)201329547.101.52.91.9201226,959.001.52.91.9201123,

9、979.201.52.91.9201021,033.401.52.91.920091&858.101.52.91.9200817,067.801.52.92200714,908.601.52.91.9200612,719.201.531.9200511,320.801.532200410,128.501.631.920039,061.201.631.92002&177.401.631.920016,907.101.73.11.920006,295.901.73.11.919995,888.801.83.11.819985,458.301.83.21.819975,188.501.83.21.7

10、19964,844.801.93.21.719954,288.101.93.21.719943,502.301.93.31.719932,583.201.93.31.719922,031.5023.41.719911,713.1023.41.819901,516.2023.51.8城鎮(zhèn)居民人均可支配收入24,564.70社會消費品零售總額（億元）210,307.00GDP（億元）519,470.10出口總額（億元）129,359.25進出口差額（億元）14,558.2921,809.80183,918.60473,104.05123,240.6010,079.2019,109.40156,99

11、8.40401,512.80107,022.8412,323.5417,174.70132,678.40340,902.8182,029.6913,411.3215,780.80114,830.10314,045.43100,394.9420,868.4113,785.8093,571.60265,810.3193,563.6020,263.5011,759.5079,145.20216,314.4377,597.2014,220.3010,493.0068,352.60184,937.3762,648.10&374.409,421.6059,501.00159,878.3449,103.30

12、2,667.50&472.2052,516.30135,822.7636,287.902,092.307,702.8048,135.90120,332.6926,947.902,517.606,859.6043,055.40109,655.1722,024.401,865.206,280.0039,105.7099,214.5520,634.401,995.605,854.0035,647.9089,677.0516,159.802,423.405,425.1033,378.1084,402.2815,223.603,597.505,160.3031,252.9078,973.0315,160

13、.703,354.204,838.9028,360.2071,176.5912,576.401,019.004,283.0023,613.8060,793.7312,451.801,403.703,496.2018,622.9048,197.8610,421.80461.72,577.4014,270.4035,333.925,284.80-701.42,026.6010,993.7026,923.484,676.302331,700.609,415.6021,781.503,827.10428.41,510.20&300.1018,667.822,985.80411.5四、建立模型4.1模型

14、設定X表示出口總3X平均每戶就7YP+01中(U+fU+0人+05+P6%6+P7+P8人+卩其中X表示社會消費品零售總額，X表示國內生產總值（GDP）,12額，X進出口差額，X人均總收入，X每一就業(yè)者負擔人數(shù),456業(yè)人口,X平均每戶人口數(shù),8Y為城鎮(zhèn)居民人均可支配收入，0為截距項,0為隨即擾動項。其中預期0、00、0、0、0、0均大于0其余參數(shù)小于0。124574.2模型估計利用EViews軟件，生成Y、XI、X2、X3、X4、X5、X6、X7、X8等數(shù)據，采用OLS方法估計模型參數(shù)，得到的回歸結果如圖所示：DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDat

15、e:12/19/14Time:15:50Sample:19902013Includedobservations:24VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C7368.5322399.7603.2783830.0051X10.0364290.0146932.4785470.0256X2-0.0035400.005660-0.6253790.5411X3-0.0001690.006033-0.0280400.9730X40.0209260.0096232.1734400.0462X50.622350011744&5.2989270.0001X673

16、.343274-36.54000.1620490.8734X7-77.83650773.5044-0.1006830.9211從圖中我們可以看出，R2=0.999869，R它三0.999799可決系數(shù)很高，F(xiàn)檢驗值為:14282.99,明顯顯著。旦是當a=0.05時,(n-k)f249)二2.131，AdjustedR-squared0.999799S.D.dependentvara7456.22與圖中的:值比較知X2、X3、X6、X7.的系數(shù)不顯著2,且多個參數(shù)與預期不一致,這表明可能存在嚴重的多重共線O-?-1.:T2F-statistic14232.99Durbin-Watsonstat

17、1.929432Prob(F-statistic)0.000000五、多重共線性的檢驗計算各解釋變量的相關系數(shù)，選擇XI、X2、X3、X4、X5、X6、X7、X8數(shù)據，用EViews得相關系數(shù)矩陣:X1X1X2X3X4X5X6X7X81.0000000.9976670.9627120.7534730.9942210.571878-0.776745-0.781698X20.9976671.0000000.9773650.7878950.9979350.599281-0.803940-0.805970X30.9627120.9773651.0000000.8747760.9801920.67159

18、0-0.859327-0.838718X40.7534730.7878950.8747761.0000000.7976290.654657-0.800371-0.767088X50.9942210.9979350.9801920.7976291.0000000.628606-0.835019-0.836425X60.5718780.5992810.6715900.6546570.6286061.000000-0.849416-0.760675X7-0.776745-0.803940-0.859327-0.800371-0.835019-0.8494161.0000000.964042X8-0.

19、781698-0.805970-0.838718-0.767088-0.836425-0.76067509640421.000000從相關系數(shù)矩陣可以看出大部分解釋變量相互之間的相關系數(shù)都較高,證明存在一定的多重共線性。為了進一步了解多重共線性的性質，我們做輔助回歸，即將每個X變量分別作為被解釋變量都對其余的X變量進行回歸:被解釋變量可決系數(shù)方差擴大因子XI0.9994921968.503937X20.9994521824.817518X30.993547154.9666822|X40.8848078.681083052X50.9994901960.784314由于輔助回歸的可決系數(shù)很高（X6

20、例外）經驗表明3方差擴大因子VIF10時通常說明該解釋變量與其余解釋變量之間有嚴重的多重共線性，這里XI、X5、X7、x8的方差擴大因子遠大于0，表明存在嚴重的多重共線性問題。六、模型的修正6.1多重共線性的修正采用逐步回歸法以解決多重共線性問題，最終結果如下:ependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:12/19/UTime:18:04Sample:19902013Includedobservations:24VariableCoefficientStdErrort-StatisticProb.C8251.3001519.5795.4299890.00

21、00X50.5990100.0700023.5472250.0000X8-2273.162436.46S7-5.2080760.0001X10.0306960.0074624.1137320.0006X40.0168780.0072392.3156770.0319R-squared0.999361Meandependentvar9876.721AdjustedR-squared0.999332S.D.diependentvar7456.232S.E.ofregression96.69023Akaikeinfocriterion12.16395Sumsquaredresid177631.2Sch

22、warzcriterion12.40938Loglikelihood-1409675Hannan-Quinncriter.12.22907F-statistic3418S.56urbin-Watsonstat1.752790Prob(F-statistic)0.000000第一步：用被解釋變量對每一個所考慮的解釋變量做簡單的線性回歸，得出對被解釋變量貢獻最大的是X5。Eviews中對每一個所考慮的解釋變量做簡單的線性回歸的結果見附錄(圖1-1至圖1-8)。第二步：以第一步得出的解釋變量所對應的回歸方程為基礎，逐個引入其余變量作OLS參數(shù)估計，得到附錄中的圖2-1至4-5。經比較檢驗結果，得出X

23、5和X8的線性擬合度是最好的，并且X5和X8的t檢驗均顯著。重復此步驟直至第4次，此時經比較得出含x1,x4,x5,x8的回歸方程的擬合優(yōu)度最好，且t統(tǒng)計量均顯著。第三步：在第四次OLS參數(shù)估計得出回歸方程的基礎上，逐個引入剩余變量，此時新引入的變量的t檢驗均不再顯著，逐步回歸過程不再進行。所得結果見附錄(圖5-1至5-4)最終得到的模型估計式如下：Y=8251.3+0.030696X1+0.016878X4+0.59901X5-2273.163X8(1519.579)(0.007462)(0.0072897)(0.70082)(436.4687)t=(5.429989)(4.113782)(

24、2.315677)(8.547225)(-5.208076)R2=0.999861r2=0.999832F=34188.566.2自相關性的檢驗在樣本量為24,解釋變量的個數(shù)為4的模型，5%的顯著水平下，查DW統(tǒng)計表可知，d二1.013,d二1.715。在修正過多重共線性的模型中DW=1.752790,易lu知dDW5%(選取95%置信區(qū)間)，表明了異方差性不存在?？梢哉f明剔除的解釋變量都是不顯著的，最終保留在模型中的解釋變量之間多重共線性不明顯而且對被解釋變量有較好的解釋貢獻，并且該模型具有統(tǒng)計意義。6.4模型的解釋該模型R2=0.999861,r2=0.999832，可決系數(shù)很高，F(xiàn)檢驗值

25、為34188.56，明顯顯著。當a=0.05時，t(n-k)=t(24-9)=2.131,所有系數(shù)a0.0252估計值高度顯著。在其余變量保持不變的情況下，如果社會消費品零售總額每增加1億元，則人均可支配收入平均增加0.030696元；如果每增加1億元，則人均可支配收入平均增加0.016878元；如果人均總收入每增加1元，則人均可支配收入增加0.59901元；如平均每戶人口數(shù)增加1人，則人均可支配收入平均減少2273.163丿元。所有解釋變量的符號與先驗預期相一致，即社會消費品零售總額、進出口差額、人均總收入與人均可支配收入正相關，平均每戶人口數(shù)與人均可支配收入負相關。七、參考文獻龐浩主編計量

26、經濟學（第三版）M北京:科學出版社,2014.張文彤、董偉主編.SPSS統(tǒng)計分析高級教程（第二版）M.北京:高等教育出版社,2013.參考網址： HYPERLINK /p-0714362230469.html /p-0714362230469.htmlF6inftntV5JiaMe;Yl.Ellicd._HstSquar?sDaW：12MMMTime:17.07Sa缺儷踴附錄:D?剛細岡nalilE：YUstioflL糊1詡ar曲Me.1219i14Dnp.18.55Sample-19952013induedobser.aLMs.74CoefloBnt$wEirortsuuuProb.c瀕SS

27、U9S27.118215o(xmX1(1卄伽0.002556捫朋啊O.COH1R-squaid0U9S7S13lhandfjMMwam酬AuslEiR-squaredU07D6OS.Di(Hwndwitw7iK.232SEoirestateMQ51CWJkeinrocn-Enofi164N50SumsqdrEsid15839343Sdlwiznfltricn1迥367LogMeffliwdWWHsnin-Quinrcnler1543054F-縊敝17E4.DSOuitKalfMSM1150431ftcWF-statelKa(xm圖1-1COefidenASli&TW圈眥IkProb.C1593

28、397懈.卿9JJ7072MWf2D.M46B70100068265.4317omRquandD.M4335Me3iCfp6nJn1;ir9BT6.721.usLedR-squared“咖S.D.depBfldert?rMS6iSZSEM唧障彈on&U.TO61曲嘉ifcoitsricr15E18MSun5刑耳邑in血話驗SdiciTienon1=.61520L：；li：?*0Wi-1842163Hanian-QuiMffiier15.5U07F面sfic畑”站Dur血嘰詆hi曲0289951Probir-slahsbcj(k咖血圖12伽IM北川“3：倡YusiudLeastSaesMe2WT

29、mdKflBWe：19902013III曲匪認貼州創(chuàng)聞F?伽械Cn瀟n制SdEnwPrab.C2W1.3K463.F2O24.450J52&.W02X3HMMR-squartCD.常幽ItaafldepefHkriw&3?&.721.u&iecR-squarBG&.S5?&5S.Ddepemfeitw7232S曲曙刪冋1550.W7瞇*“nbME&iii?mSunsquaredn?sJ52S55WSdiwacaiheriyi1770773-209147Hs國科l們jrt?r供珈F血Mbc5102296Durbinsison比tOWI193DlWWQ圖1-3則eWKfl恤啪:YIMlwdLeaS

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31、66M.333168.13J179Q.00MOOW5M252&742OiWOOR-sewitj0999696UBanFerdentdr9S7&.7210.999640$D.卿的制斜7.232S甬哪cssion血W1teaikeinfootaioa12晦SumsquafttldM0471?SdtwiiEtrilsrion1232025Mli辿iiiwcd151661HanraiiOuinncnler12J84814F-ilafcte63B44.25DuiMalscnstadQ4275RMXHta圖11-5砸強CMffiQHtStd.Eirflrt-SiaiicPrah.C2336218知比救0.

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