產(chǎn)業(yè)對城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的影響

1、產(chǎn)業(yè)對城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的影響 2000基地 鄒佩伶 李炎諦 張琴 模型的概況 模型的數(shù)據(jù) 模型的具體形式和檢驗(yàn) 模型的經(jīng)濟(jì)解釋一、 模型的概況1.  模型的有關(guān)背景及目的隨著改革開放的深入和市場經(jīng)濟(jì)的發(fā)展,人民的生活水平得到了大大地提高.作為衡量經(jīng)濟(jì)增長的指標(biāo)之一,人均收入自從78年以來翻了好幾番.然而作為一個正在興起的發(fā)展中國家,其目的是發(fā)展而不是純粹的增長.那么怎樣考察我們的經(jīng)濟(jì)是否是在健康的發(fā)展呢?我們整個國民經(jīng)濟(jì)由三個產(chǎn)業(yè)構(gòu)成,三大產(chǎn)業(yè)也在隨著時間而發(fā)生著結(jié)構(gòu)性的變化.各產(chǎn)業(yè)的狀況可以作為我們考察經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一個指標(biāo),產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的增長又可間接地反映到收入上.因此,由各產(chǎn)業(yè)決

2、定的收入水平成為我們考察經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一個重要因素.2.  模型的特點(diǎn) 這是一個靜態(tài)的宏觀計量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型。我們最終選取了城鎮(zhèn)居民的人均可支配收入作為研究對象，是因?yàn)檗r(nóng)村居民的收入不能確切考察，農(nóng)村有一大部分的非貨幣收入并非是統(tǒng)計數(shù)據(jù)所能夠體現(xiàn)的。況且，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整的最直接被影響者是城鎮(zhèn)居民，他們的收入幾乎全來自第二，三產(chǎn)業(yè)。因此這里建立的回歸模型的應(yīng)變量是城鎮(zhèn)居民人均可支配收入，而自變量是第二，三產(chǎn)業(yè)的年凈產(chǎn)值。由于一個是人均量的，一個是總體量，我們采用了對數(shù)形式將各個解釋變量的偏回歸系數(shù)轉(zhuǎn)化為彈性的含義，即當(dāng)其中一個解釋變量每變化1%會影響被解釋變量變化的百分比。當(dāng)然城鎮(zhèn)居民的人均收

3、入不光取決于產(chǎn)值，它還來自于政府的補(bǔ)貼，國外凈要素收入等等，但這些影響比起兩大產(chǎn)業(yè)來說，都是可以忽略的。收入的滯后效應(yīng)也不像消費(fèi)一般具有決定性的作用。同時要指出的是，94年的經(jīng)濟(jì)軟著陸并沒有作為一個虛擬變量放入模型中，因?yàn)檎麄€模型中的變量都是以現(xiàn)價為基礎(chǔ)的。后面的檢驗(yàn)也證明以上這些影響是非顯著的。 二.、模型的數(shù)據(jù) 我們選擇了時間序列數(shù)據(jù)而沒有采用橫截面數(shù)據(jù)是為了避免各個不同地區(qū)發(fā)展水平的差異。每個地區(qū)的地理位置和自然資源都是決定產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的重要因素，且非人力和經(jīng)濟(jì)發(fā)展所能解決的，這就決定了各個地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展軌跡和成形都不相同。我們從各期中國統(tǒng)計年鑒收集到的全部城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的數(shù)據(jù)就只有

4、1985年到2001年的，共17個。作為小樣本，給檢驗(yàn)和解釋都提供了難度，因此我們加倍小心。三.、模型的具體形式和檢驗(yàn) lnY=1+2lnv2+3lnv3+uy=城鎮(zhèn)居民人均可支配收入（元）v2=第二產(chǎn)業(yè)增加值（億元） v3=第三產(chǎn)業(yè)增加值（億元） obsV2V3Y1985 3866.600 2556.200 739.10001986 4492.700 2945.600 899.60001987 5251.600 3506.600 1002.2001988 6587.200 4510.100 1181.4001989 7278.000 5403.200 1375.7001990 7717.40

5、0 5813.500 1510.2001991 9102.200 7227.000 1700.6001992 11699.50 9138.600 2026.6001993 16428.50 11323.80 2577.4001994 22372.20 14930.00 3496.2001995 28537.90 17947.20 4283.0001996 33612.90 20427.50 4838.9001997 37222.70 23028.70 5160.3001998 38619.30 25173.50 5425.1001999 40417.90 27035.80 5854.00020

6、00 44935.30 29878.70 6280.0002001 49069.10 32254.30 6859.600Dependent Variable: LOGYMethod: Least SquaresDate: 12/17/02 Time: 18:14Sample: 1985 2001Included observations: 17VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-0.3407790.071571-4.7614330.0003LOGV20.5484430.0925675.9247900.0000LOGV30.312038

7、0.0960153.2498790.0058R-squared0.998940Mean dependent var7.838419AdjustedR-squad0.998788S.D. dependent var0.761698S.E. of regression0.026516Akaike info criterion-4.263341Sumsquaredresid0.009843Schwarz criterion-4.116304Log likelihood39.23840F-statistic6594.390Durbin-Watsonst1.878254Prob(F-statistic)

8、0.000000由此得出回歸模型: lnY=-0.340779+0.548443lnv2+0.312038lnv3+u為保證t檢驗(yàn)和F檢驗(yàn)的有效性,我們首先進(jìn)行樣本殘差的正態(tài)性檢驗(yàn)JB test.其結(jié)果為從equation發(fā)現(xiàn)R²很大,各系數(shù)的t值顯著,F值顯著.檢驗(yàn)多重共線性系數(shù)相關(guān)矩陣V2V3V2 1.000000 0.997423V3 0.997423 1.000000可以發(fā)現(xiàn)相關(guān)系數(shù)非常大.因此做逐步回歸考察修正的R²:1.對lnv2回歸,得修正的R²為0.998016,對lnv3回歸,得修正的R²為0.9960332.取lnv2,再對lnv2,

9、lnv3回歸,得修正的R²為0.998788,因此無多重共線性ARCH Test:F-statistic 1.082055 Probability0.369787Obs*R-squared 2.291824 Probability0.317934Test Equation:Dependent Variable: RESID2Method: Least SquaresDate: 12/19/02 Time: 08:09Sample(adjusted): 1987 2001Included observations: 15 after adjusting endpointsVariabl

10、e Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 0.000487 0.000313 1.555987 0.1457RESID2(-1) -0.242344 0.264943 -0.914704 0.3784RESID2(-2) 0.22463 0.268047 0.838046 0.4184R-squared 0.152788 Mean dependent var 0.000492Adjusted R-squared 0.011586 S.D. dependent var 0.000665S.E. of regression 0.000661 Akai

11、ke info criterion -11.62854Sum squared resid 5.24E-06 Schwarz criterion -11.48693Log likelihood 90.21405 F-statistic 1.082055Durbin-Watson stat 1.963396 Prob(F-statistic) 0.369787 White Heteroskedasticity Test:F-statistic1.138000 Probability0.384806Obs*R-squared4.675207 Probability0.322275Test Equat

12、ion:Dependent Variable: RESID2Method: Least SquaresDate: 09/29/99 Time: 00:06Sample: 1985 2001Included observations: 17VariableCoefficintStd. Errort-StatisticProb. C-0.035070.047823-0.7322280.4781LOG(V2)0.0346680.0570530.6076510.5547(LOG(V2)2-0.001770.002975-0.6039570.5571LOG(V3)-0.028090.051752-0.5

13、412200.5983(LOG(V3)20.0014930.0028300.5275910.6074R-squared0.275012 Meandependentvar0.000579AdjustedR-squard0.033350 S.D. dependent var0.000672S.E. of regression0.000661 Akaike infocriterion-11.56717Sumsquared resid5.24E-06 Schwarz criterion-11.32211Log likelihood103.3209 F-statistic1.138000Durbin-W

14、atsonstt3.143061 Prob(F-statistic)0.384806 ARCH和WHITE檢驗(yàn)表明,不存在異方差 由equation得DW=1.87825,查表得dl=0.772,du=1.255,因此,不存在自相關(guān)且沒有缺失變量,即不存在欠擬合,因此前面提到的滯后應(yīng)變量和以94年為界的定性變量對模型的影響很小,不作為解釋變量. 所以,我們確定的模型最終形式是:lnY=-0.340779+0.548443lnV2+0.312038lnV3+u 四、模型的經(jīng)濟(jì)解釋1模型中兩產(chǎn)業(yè)凈產(chǎn)值的系數(shù)之和小于1。這是符合實(shí)際經(jīng)濟(jì)含義的。就如同GDP不可能全部轉(zhuǎn)化為個人收入一樣，這兩個產(chǎn)業(yè)的增

15、加值不可能完全轉(zhuǎn)化為城鎮(zhèn)居民收入，因?yàn)檫€存在大量的政府稅收，而且從統(tǒng)計數(shù)據(jù)表明，它都大于對個人的補(bǔ)貼。除此之外，還有兩個重要原因：1）有大量的農(nóng)村勞動力流入到城市參與了這兩個產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。他們是非城市戶口，其收入不計入城鎮(zhèn)居民收入之列。2）我國現(xiàn)階段城市人口仍處于正增長狀態(tài)，這樣的人均收入不可能達(dá)到和產(chǎn)值同樣的增長水平。2.  第三產(chǎn)業(yè)增加值對城鎮(zhèn)人均可支配收入的偏回歸系數(shù)只有0.312，比起第二產(chǎn)業(yè)增加值的0.548小許多。其原因在于三個方面。首先，根據(jù)有關(guān)研究，我國第三產(chǎn)業(yè)的增加值被明顯低估，這主要是由于：第一，統(tǒng)計口徑的區(qū)別。國際上大多數(shù)是以人口從事的經(jīng)濟(jì)活動的性質(zhì)分類，而我國基

16、本以職業(yè)分類，會大大低估服務(wù)業(yè)的就業(yè)比重。第二，我國企業(yè)的職工服務(wù)和福利活動內(nèi)部化，使部分第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值計入到第二產(chǎn)業(yè)。第三，我國服務(wù)業(yè)的價格普遍偏低。國家統(tǒng)計局1994年提出我國服務(wù)業(yè)被低估5個百分點(diǎn)，最近有學(xué)者認(rèn)為，被低估的程度大約在10個百分點(diǎn)以上。 其次，存在結(jié)構(gòu)性滯后。1998年，我國第三產(chǎn)業(yè)的增加值中，交通運(yùn)輸，倉儲，郵電，批零貿(mào)易及餐飲占到44.3%，其余的55.7%中，常規(guī)行政管理，初等和中等教育，修理業(yè)，洗理業(yè)等傳統(tǒng)低層次服務(wù)業(yè)亦占相當(dāng)比重，而包括金融保險，信息業(yè)，咨詢業(yè)，科技研究開發(fā)與服務(wù)，高等教育，旅游，新聞出版，廣播電視等在內(nèi)的直接促進(jìn)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的新興第三產(chǎn)業(yè)占第三產(chǎn)業(yè)的總

17、增加值不到30%。尤其值得注意的是，我國1998年制造業(yè)總額是金融保險和服務(wù)業(yè)增加值總額的2倍多，而美國1994年的GDP總額中，僅金融保險不動產(chǎn)就達(dá)11928億美元，服務(wù)業(yè)12496億美元，均超過制造業(yè)的11680億美元。即使是作為中等發(fā)達(dá)國家的制造業(yè)大國韓國，其金融保險不動產(chǎn)及服務(wù)業(yè)總增加值達(dá)1265300億韓元，亦超過制造業(yè)的1080915億韓元。美國的新興服務(wù)業(yè)中，高等教育、科學(xué)技術(shù)研究和開發(fā)、科技服務(wù)、經(jīng)濟(jì)中介組織，尤其是近年來信息網(wǎng)絡(luò)業(yè)的迅猛發(fā)展，對產(chǎn)業(yè)升級和“新經(jīng)濟(jì)”的形成產(chǎn)生了決定性的作用。由比較可見，我國第三產(chǎn)業(yè)的滯后的實(shí)質(zhì)是結(jié)構(gòu)性滯后。最后，增長速度滯后。改革以來，我國經(jīng)濟(jì)尤其在市縣范圍內(nèi)的區(qū)域經(jīng)濟(jì)主要是依靠工業(yè)經(jīng)濟(jì)的增長而增長，而第三產(chǎn)業(yè)的增長速度不但明顯低于工業(yè)增加值總量的增長速度，而且低于GDP總額的增長速度。數(shù)據(jù)顯示，19851998年，第三產(chǎn)業(yè)增加值增長率比第二產(chǎn)業(yè)低32個百分點(diǎn)，比全部國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率也低0.3個百分點(diǎn)。1992年，中共中央作出關(guān)于加快第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的決定，國家規(guī)劃此后十年中，第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展速度要高于第二產(chǎn)業(yè)。但實(shí)際上，1991至1998年間，第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)年增長率分別為202和150，后者比前者低五個多百分點(diǎn)。從1985年至1998年，我國第三產(chǎn)業(yè)的比重有較大的提高，從285上