试从宏观经济数据看居民收入的增长

试从宏观经济数据看居民收入的增长（精选5篇）

试从宏观经济数据看居民收入的增长 篇1

试从宏观经济数据看居民收入的增长

【摘要】笔者从宏观数据看宏观经济的运行以河南省为例，就城乡居民收入方面进行分析。并依据分析得出存在的问题提出了相应的解决办法，我认为可以通过统筹城乡发展，改变二次型结构;强化收入分配功能，提高居民收入在国民收入分配中的比重;积极拓宽增收渠道，促进居民收入的多元化;大力发展现代农业，提升农村居民增收速度。

【关键词】居民收入，经济结构，收入分配，农业

一、城乡居民收入现状分析

进入21世纪以来，河南省经济社会发展迅速，城乡居民收入增长水平进一步提高。随着全省经济的快速稳步发展，各级政府在扩大就业，加大收入分配调节力度，健全社会保障体系，加大扶贫力度，切实落实各项增收措施等方面尽职尽责，为确保实现城乡居民收入的较快增长，生活质量的显著改善做出了很大贡献。

(一)城乡居民收入水平

根据笔者收集出到河南省城乡居民收入水平统计表可以看出河南省20至20城乡居民收入都有显著提高，其中，城镇居民人居可支配收入从年的4766.26元到年的20442.62元，增长幅度达到76.68%，农村居民人居纯收入从2000年的1985.82元到2012年的7524.94元，增长幅度达到73.61%。城乡居民收入持续平稳增长，但城乡收入差距依然较 图

(二)城乡居民收入构成特点(以最近5年数据为例分析)

河南省城镇居民人均可支配收入与农村居民人均纯收入构成表

从表格中可以看出城乡居民收入中，工资性、经营性、财产性和转移性收入呈稳定增长态势。其主要特点是：

1、城镇居民工资性收入依然占据主体地位，农村工资性收入所占比重较低。从笔者收集出到2012年河南省城乡居民工资性收入可以发现：城市中工资收入从20的9044元到2012年的13666元，所占比例从53.77%到60.22%;农村居民人居纯收入中工资性收入从年的1500元，到2012年的2989元，所占比例从25.02%到30.41%，工资性收入依然不是农村居民收入的主要来源。

2、财产性收入成为增收新渠道，但所占比重仍较小。城乡居民积累的财富不断增加，理财手段日益多样化，加之房租上涨，特别是自以后农村土地使用权流转日趋活跃，土地征占用补偿水平提高，带动城乡居民财产性收入的提高，但提高幅度较小。

从笔者收集出2008年到2012年河南省城乡居民财产性收入占总收入比重情况反映出：2012年城镇居民人均财产性收入334元，较2008年增长178元;农村居民人均财产性收入135，较2008年增长82元。城镇居民财产收入所占比重从2008年的1.12%到2012年的1.53%;农村居民财产性收入从2008年的0.88%到2012年的1.37%。增速明显较慢。

二、存在问题

根据笔者收集、汇总2000-2012年河南省城乡居民人均收入与全国人均GDP水平分布情况，可以看出：从2000年至2012年人均GDP从5450元到2012年的31499元，增幅近83%，然而城乡居民的收入占GDP的比重却在逐年减少，尤其是农村居民收入水平比人均GDP水平低的相当多，而且呈现出逐年增加趋势，说明国家在初次分配中对个人的重视程度不够，尤其是农村居民，这将会在很大程度上制约居民收入的增加，从而限制消费，反过来又制约了经济的发展，甚至不利于社会的稳定发展。

三、提高居民收入水平的对策建议

2000年以来，河南省委省政府，在保持全省经济平稳较快发展的同时，使城乡居民收入也实现了较快的增长，广大人民群众分享了社会经济发展的成果，生活质量得到了显著改善。为进一步提高城乡居民收入水平，实现“十二五”期末即，城镇居民人均可支配收入24460元，农村居民人均纯收入8640元的`目标，针对河南的经济增长方式，结合上述有关宏观数据，整理得出以下措施：

(一)统筹城乡发展，改变城乡二元经济结构。把过去集中到城市的非农产业不断扩散到农村中去，进一步加大对农村的政策性倾斜，提高农村居民收入水平，缩小城乡居民收入差距，走国特色城镇化道路促进大小城市和小城镇发展发展手段解决城乡差距问题。

(二)强化收入分配功能，提高居民收入在国民收入分配中的比重。在指导思想上应该按照发展社会主义市场经济的要求，坚持以人为本，正确处理好国家、企业和个人三者利益的分配关系，解决好经济发展、企业效益，财政增收与个人增收的关系。把提高居民收入，改善居民生活作为经济社会发展的出发点和落脚点，采取有力措施适当扩大居民在国民收入分配中的比重，使居民充分享受到经济快速发展的成果。

参考文献：

[1]付红研.国民经济统计学(第二版)[M].北京：首都经济贸易大学出版社，-1

[2]国家统计局.中国统计年鉴[OL].北京：中国统计出版社.[-8-5].​

试从宏观经济数据看居民收入的增长 篇2

消费, 它是指利用社会产品来满足人们各种需要的过程。本文所说的消费是指人们把生产出来的物质资料和精神产品用于满足个人生活需要的行为和过程, 是“生产过程以外执行生活职能”。它是恢复人们劳动力和劳动力再生产必不可少的条件。影响消费的因素主要有:家庭可支配收入的高低、消费品的价格、消费品对居民家庭的重要程度、相互可以替代的替代品的价格、互补的消费品的价格等因素。家庭可支配收入是影响居民家庭消费水平的决定性因素, 它与家庭消费水平成正向相关关系, 即家庭可支配收入高, 则家庭消费水平相应就会较高, 反之亦然;消费品的价格与其消费量呈反向相关关系, 即消费品价格越高, 其消费量越少;消费品对居民家庭的重要程度与家庭状态、与阶段密切相关, 如果居民家庭处于组建初期或上升初期, 即居民家庭有处于上学阶段的子女, 则在一定的时期内, 子女教育费用相对会较高;以老年人为主要家庭成员的家庭中, 医疗的费用会相对较高;相互可以替代的替代品的价格对居民家庭的影响方向为:如果替代品价格低, 则替代品的消费量就会增大, 替代品的消费量增大, 会在一定程度上抑制被替代的消费品价格的上涨。例如, 近年来国家为解决城镇居民住房困难而大力推行的保障房制度, 通过国家保障的方式解决了部分城镇居民的住房困难问题, 这在一定程度上减少了城镇居民对商品住房或市场租赁租房的需求数量, 抑制了商品住房价格的过度上涨, 同时也对市场租赁住房的租金上涨有一定的抑制作用。互补的消费品对家庭消费的影响属于正相关。

国家经济增长通常是指在一个较长的时间跨度上 (一般以一年为一个计算期间) , 一个国家人均产出 (或人均收入) 水平的持续增加。经济增长率的高低体现了一个国家或地区在一定时期内经济总量的增长速度, 决定经济增长的直接因素:投资量的多少、劳动量的多少与劳动量提供的质量水平高低、生产水平的高低与消费水平的高低。投资量与国家经济增长呈正相关关系, 投资量越大, 则国家经济发展的资金量就会越足, 越有利于国家经济的发展。投资量一方面来源于国家, 一方面来源于居民家庭收入。来源于国家的投资主要由以前年度的经济增长的积累支持, 来源于居民家庭收入的投资量主要由居民的家庭收入与家庭消费数量决定。居民家庭收入高, 则投资的潜力就会增大, 对国家经济的增长就越有利;居民家庭消费高, 则投资的潜力就会被相应地减弱。居民能提供的劳动量的多少与劳动量的水平对国家经济增长的速度也有影响。居民能提供的劳动量多, 国家经济增长的动力就足;另外, 居民能提供的劳动量的质量高低, 对国家经济增长的影响也不同。居民能提供的劳动量质量高, 对国家经济增长的贡献相对就会较大, 反之亦然。生产水平对国家经济增长的影响也是正相关关系。生产水平越高, 国家经济增长速度也就越快;生产水平低, 则国家经济增长速度就会比较慢。例如, 以汽车行业为例, 对于同等功能的汽车来说, 生产水平低的国家耗用的成本就高, 而生产水平较高的国家耗用的成本就低, 结果就导致同等功能同等价格的车, 其实现的利润是不同的:生产成本越高, 利润相对就会越少, 生产成本低的, 其利润相对就多。同等条件下, 利润高的企业对国家经济增长的贡献就比利润低的企业要大。居民消费水平的高低对国家经济增长的影响主要表现在两个方面:一方面, 居民消费水平高, 则会促进整个社会经济利益的实现, 提高经济增长的速度;另一方面, 如果居民消费水平过高, 消费品供不应求, 则会导致经济过热, 引起物价上涨, 物价过高又会影响国家经济增长, 减缓经济增长的速度。

试从宏观经济数据看居民收入的增长 篇3

根据凯恩斯经典的消费理论, 消费者消费量取决于他的边际消费倾向和收入水平, 由于消费者收入在一定时期内不会大增大减, 因此他们的边际消费倾向也不会出现急剧的变化, 所以消费量的变化主要受消费者收入变化的影响。我国当前正处于经济发展方式转型时期, 政府和学界对于依靠拉动内需来促进经济发展已经取得共识, 而内需的关键是居民消费, 居民消费的提高又必须以收入的提高为基础。根据消费边际效用递减原理, 通过构造一条社会的消费效用曲线 (如图1[1]所示) , 则所有的消费品都转换为一个抽象的商品Q, 那么富人的消费数量将大于穷人的消费数量, 这样, 在社会的消费效用曲线上, 穷人的消费处于较低的位置, 而富人的消费则处于较高的位置。从图1可以看出, 穷人收入增加的边际效用大于富人;一般说来, 低收入者对增加收入的消费弹性最大, 几乎每增加一元的收入都会用于消费。通过城乡居民与富人、穷人的类比可以看出, 研究城乡居民收入变迁对经济增长的影响将有利于收入初次分配和再分配政策的制定。

当下学界对城乡居民收入与经济增长之间关系的研究较多, 一些研究者侧重于研究城乡居民收入差距与经济增长的关系, 吕炜等 (2011) [2]认为缩小城乡居民收入差距尽管在中部与西部地区能够有效促进经济增长, 特别是在西部地区, 但在东部地区反而阻滞经济增长;司志宾等 (2007) 、李楠等 (2008) [3,4]对农村居民收入与经济增长之间关系进行了分析, 认为在确保农村居民整体收入水平提高的基础上, 适当拉开农村居民收入差距对经济增长有促进作用;胡兵等 (2005) [5]仅研究了农村居民内部收入差距与经济增长之间的关系, 得出农村居民收入差距拉大会抵消经济增长的减贫成效;喻平 (2003) [6]研究了城乡居民收入与经济发展的关系, 得出农民收入的增长对经济发展与扩大内需的作用明显强于城镇居民收入的结论, 但却未对城乡居民收入与经济增长之间的相互因果关系进行分析, 也未对短期城乡居民收入与经济增长之间的关系进行论证;张效莉等 (2006) [7]研究了新疆城乡居民收入与经济增长之间的关系, 认为初始阶段农村居民收入对经济增长的影响强于城镇居民, 后期则是城镇居民收入对经济增长影响更大;而杨冬梅 (2006) [8]对城乡居民收入与经济增长之间关系的研究结果表明, 经济增长仅与城镇居民收入之间存在长期动态关系并且是其原因, 但经济增长与农村居民收入之间不存在长期关系, 这是由于她分别对城乡居民收入分别与经济增长进行协整分析而并未对三者进行综合协整分析。基于以上研究, 本文拟用协整、格兰杰因果检验和误差修正模型等方法来实证分析我国城乡居民收入变迁对经济增长的影响。

二、变量的选取及相关关系

(一) 变量的选取

为了反映经济发展实际水平, 文章选取人均GDP (用Rjgdp表示) 作为经济发展变量, 考虑到数据可得性以及城乡居民实际收入水平, 城镇居民收入水平变量选择城镇居民人均可支配收入 (用city表示) , (1) 而农村居民收入水平变量则选择农村居民家庭人均纯收入 (用farm表示) ; (2) 为了剔除价格因素对人均GDP、城市居民人均可支配收入、农村居民人均纯收入的影响, 文章分别选取居民消费价格指数、城镇居民消费价格指数以及农村居民消费价格指数对三个变量进行平减处理, 所有三个变量均以1985年为基期 (1985=100) 。本文以1985~2010年这26年作为样本, 之所以选取1985年为起点, 主要是考虑到数据的可获得性和改革开放初期市场机制尚未形成、经济生活中不确定因素较多。所有原始数据都来自于各期《中国统计年鉴》。研究中的数据计量分析采用eviews6.0软件运算处理获得。

由表1数据可知, 除1989年外, 农村居民实际人均收入与人均GDP在其他年份均呈增长趋势, 城镇居民实际人均收入除1988、1989年外也呈增长趋势。经计算, 城乡居民实际人均收入的年均增长率为8.09%、5.59%, 而实际人均国内生产总值的年增长率为9.35%。这说明, 在26年间, 我国城乡居民收入增长率均未“跑赢”GDP的增长率, 城乡居民收入与经济发展并未实现同步增长, 因此需要进一步分析它们之间的长期相关关系。

(二) 变量的相关关系

相关性分析是进行实证分析的基础, 只有相关程度显著, 以下的分析才有意义。相关系数反映了变量之间联系的密切程度, 系数越高表明两者之间的关系越紧密, 相关性越高。分别使用Farm、City和Rjgdp表示农村居民实际纯收入、城市居民实际可支配收入和人均实际国内生产总值, 表2和表3分别表示我国1985~2010年的Farm和Rjgdp、City和Rjgdp的相关分析结果。

从相关系数来看, Farm和Rjgdp的相关系数为0.992, City和Rjgdp的相关系数为0.998, 可见城乡居民收入与经济增长之间均存在强相关关系, 并且城镇居民比农村居民的相关系数稍高。但具体到长期和短期, 二者对经济增长的具体影响还有待进一步论证。

三、实证分析

(一) 协整分析

为了避免数据的波动以及消除异方差的影响, 分别对三个变量取自然对数形式, 这种变换不会影响变量的长期稳定关系。取对数后三个变量的形式表现为:人均GDP的对数形式 (In Rjgdp) 、城镇居民人均可支配收入的对数形式 (In City) 、农村居民人均纯收入的对数形式 (In Farm) 。

由图2可以看出, In Rjgdp、In City、In Farm序列具有相同的随时间上升的趋势, 可以直观地认为这三个序列是非平稳的。为此, 我们对其做一阶差分变换, 得到如图3所示的数据趋势图。可以看出, 经过一阶差分的三个序列不再具有完全一致的变化趋势, 表现出平稳的特征。为了验证这一判断, 下面对时间序列In Rjgdp、In City、In Farm进行单位根检验。

由于三个变量均为时间序列变量, 为避免出现伪回归的问题, 本文采用Dicky和Fuller于1976年提出的ADF检验方法对每个变量的时间序列的水平和一阶差分形式进行平稳性检验, 检验的结果见表4。由表4可见, In Rjgdp、In City和In Farm水平序列的ADF检验值均大于5%的显著性水平下的临界值, 表明上述三个变量都是非平稳序列。经过一阶差分后的序列D (In Rjgdp) 、D (In City) 和D (In Farm) 含常数项和时间趋势项的ADF值在5%的显著性水平下均小于所对应的临界值。这表明在5%的显著性水平下, 三个变量的一阶差分都是平稳序列, 即变量In Rjgdp、In City和In Farm都是I (1) , 对一阶单整的时间序列可以进行进一步的变量间的协整分析。

注:*表示在5%的显著性水平下平稳, **表示在1%的显著性水平下平稳;c、t、k分别表示常数项、趋势项和滞后阶数;D表示一阶差分。

(二) 城乡居民收入与经济增长的长期均衡关系分析

通过ADF平稳性检验得知, In Rjgdp、In City和In Farm都是一阶单整序列, 由此可进一步对三者进行协整检验, 此处采用Johanson和Juselius (1990) 提出的基于VAR模型的Johansen协整检验方法构建VAR模型, 根据AIC和SC最小化准则, 确定最理想的滞后期为3, 分析结果见表5。

在VAR模型基础上, 采用Johansen极大似然估计法, 判断In Rjgdp、In City、In Farm的长期均衡关系, 检验结果如表6和表7所示, 无论是迹检验还是最大特征值检验, 在5%的显著水平下, 拒绝了不存在协整关系 (r=0) 的零假设, 接受了至少存在一个协整关系 (r≤1) 的零假设, 这充分表明In Rjgdp、InCity和In Farm三个序列之间存在而且仅存在1个协整关系。

根据表8, 我们得出三者的长期协整方程in R-jgdp=0.591*in City+0.724*in Farm+0.609, 从长期来看, 城市居民可支配收入和农村居民纯收入与人均GDP呈同向变动, 即城乡居民收入都影响经济增长。

(三) 城乡居民收入与经济增长的短期波动关系分析

协整分析表明, 城乡居民收入变迁与经济增长之间存在长期的均衡关系, 但若要明确各变量之间的短期动态均衡关系, 探讨各变量偏离其共同随机趋势的调整度, 必须建立误差修正模型。由此建立如下误差修正模型:

以上模型结果说明了城乡居民收入对经济增长的短期影响以及两者偏离长期均衡的影响。ECM为均衡误差修正项, 反映了城乡居民收入施加的短期影响结束后, 从非均衡状态调整到均衡状态的调整力度。该模型的误差修正项ECM的系数为正数, 说明这种修正具有正向的调节作用。ECM的系数的估计值为0.788, 说明长期均衡趋势误差修正项对经济增长的调整幅度约为78.8%, 即在1985~2010年当短期内城乡居民收入变迁与经济增长的波动偏离长期均衡时, 将以0.788的调整力度将非均衡状态拉回均衡状态。需要指出的是, 虽然前面的分析表明, 从长期来看, 城乡居民收入对经济增长的作用均为正向的, 但是误差修正模型表明, 滞后一期的农村居民收入对经济增长的作用为负向, 城市居民收入对经济增长的作用为正向, 不过农村居民收入的负向影响作用小于城市居民收入的正向作用;而在滞后二期时城乡居民收入对经济增长均具有正向作用, 而且农村居民收入的正向作用大于城市居民收入的正向作用, 这是很好理解的, 即短期内增加农村居民收入对经济增长经历了先阻碍后促进的过程, 这说明只有促进农村居民收入的可持续增长才能促进经济增长的不断增长;而尽管城镇居民的收入增长在一期和二期均促进了经济增长, 但促进作用有递减的趋势 (0.342<0.919) , 因此我们在关注增加农村居民收入增长的过程中也不可忽略城镇居民收入的增长, 这一点也与长期城乡居民收入在促进经济增长作用的稳定关系相吻合。

注:*表示在5%的置信水平下拒绝原假设。

注:*表示在5%的置信水平下拒绝原假设。

(四) Granger因果检验

协整检验表明各变量之间存在长期稳定的均衡关系, 但由于时间序列经常出现伪回归问题, 使得在实际上几乎没有联系的序列得到较大的相关系数, 所以必须对相应变量进行因果关系检验, 以保证模型设定的合理性。利用eviews6.0统计软件, 根据赤池信息值 (AIC) 准则, 并参照施瓦茨值 (SC) 准则确定各变量的滞后期为3期, 检验结果如表9所示。

根据表9的Granger检验结果, 从长期来看, 在5%的显著性水平下, 农村居民收入增长是经济增长的原因, 经济增长也是农村居民收入增长的原因, 但城镇居民收入增长与经济增长之间却是单向因果关系;另一方面, 农村居民收入增长不是城市居民收入增长的原因, 但城市居民收入增长是农村居民收入增长的原因。这说明格兰杰因果检验结果与长期协整分析结果一致, 也从另一方面证明了选取农村居民纯收入 (In Farm) 与城市居民人均可支配收入 (In City) 作为解释变量、人均国内生产总值 (In Rjgdp) 作为被解释变量来建立模型是合理的。

四、结论及建议

第一, 我国城乡居民收入与经济增长之间具有长期的协整关系, 对经济增长均具有促进作用。1985~2010年间, 农村居民纯收入每增长1个单位可以促进人均GDP增长0.724个单位, 而城镇居民可支配收入每增长1个单位仅可以促进人均GDP增长0.591个单位。这说明就消费拉动内需而言, 从长期来看, 农村居民比城镇居民收入提高后带动消费拉动经济增长的作用更强。

第二, 从短期来看, 农村居民人均纯收入增长经历了先阻碍后促进经济增长的过程, 而城镇居民人均可支配收入尽管持续促进经济增长, 但是促进作用开始下降;两者对经济增长的影响都存在一定的时滞效应。

第三, 从因果关系来看, 首先农村居民收入与经济增长之间存在双向的因果关系, 即农村居民收入增长是经济增长的原因, 经济增长亦是农村居民收入增长的原因。其次城镇居民收入与经济增长之间仅存在单向的因果关系, 即城镇居民收入变化是经济增长变化的原因, 而经济增长却不是城镇居民收入变化的原因, 这跟以上短期内城镇居民收入促进经济增长趋势开始下降比较符合。再次城镇居民收入增长是农村居民收入增长的原因, 而农村居民收入增长不是城市居民收入增长的原因, 这说明城乡居民由于相关的社会保障措施以及收入来源不同而导致了他们之间的收入差距, 进而产生了对彼此商品需求程度的不同。

第四, 应该持续增加农村居民的收入从而间接增加其消费水平, 最终达到长期拉动经济增长的目的。我国城镇居民的消费倾向比较低, 一般在0.75以下, 农村居民的消费倾向比较高, 一般在0.8以上;[9]按照凯恩斯经典消费理论, 我国应该不断提高农村居民的收入。通过对比1994年至2010年农村居民纯收入来源的贡献率 (见图4) , 可以看到工资性收入和家庭经营收入对农村居民纯收入的贡献大部分时间高于财产性收入和转移性收入, 但工资性收入和家庭经营性收入的贡献率并不稳定。

因此, 在我国经济增长过程中, 政府应创造条件稳定提高农村居民的工资性收入和家庭经营收入并应在逐渐提高对农村居民转移支付力度的同时增加农村居民的财产性收入, 如现阶段社会普遍关注的提高农村居民在集体土地增值收益中的分配比例等。

第五, 在增加农村居民收入增长的同时需要稳定城镇居民收入的增长。由格兰杰因果关系检验可知, 当前我国经济增长惠及了农村居民, 是其收入增长的原因, 但却不是城镇居民收入增长的原因, 这与我国近年来各项政策不断向农村倾斜有关。因此, 今后在增加农村居民收入增长的同时需要稳定城镇居民收入的增长。

摘要：本文根据19852010年的经济数据, 利用协整理论、误差修正模型和Granger因果检验等方法对城乡居民收入与经济增长之间的互动关系进行了实证分析。研究表明, 从长期来看, 农村居民收入与经济增长之间存在长期稳定的双向因果关系, 而城镇居民收入与经济增长之间只存在单向的因果关系, 而且农村居民收入增长对经济增长的促进作用强于城市居民收入增长带来的作用;短期内农村居民收入增长对经济增长经历了先阻碍后促进的过程, 而城市居民收入增长虽不断促进经济增长, 但是促进的作用逐渐下降。因此, 在持续增加农村居民收入的同时, 也要兼顾城市居民收入的增长。

关键词：城乡居民收入,经济增长,互动机制,协整理论

参考文献

[1]李绍光.深化社会保障改革的经济学分析[M].北京:中国人民大学出版社, 2006.22.

[2]吕炜, 储德银.城乡居民收入差距与经济增长研究[J].经济学动态, 2011, (12) :30.

[3]司志宾, 张东辉.地区收入差距与经济增长[J].东岳论丛, 2007, (5) :65.

[4]李楠, 胡建兰.改革开放30年农村居民收入差距变动及经济影响[J].求索, 2008, (12) :1.

[5]胡兵, 胡宝娣, 赖景生.经济增长、收入分配对农村贫困变动的影响[J].财经研究, 2005, (8) :89.

[6]喻平.农民收入增长与经济发展之间关系的实证研究[J].中国软科学, 2003, (8) :53.

[7]张效莉, 赵箭.新疆城、乡居民收入与经济增长的互动关系[J].统计与决策, 2006, (8) :83.

[8]杨冬梅.经济增长与城乡居民收入[J].价值工程, 2006, (8) :1.

试从宏观经济数据看居民收入的增长 篇4

一、福建农村居民收入与经济增长状况分析

(一) 农民收入与经济增长年度分析

农村居民收入增长与经济增长具有高度的相关关系, 农民收入直接影响社会稳定和国民经济发展的大局, 经济发展状况影响农民收入增长的速度。改革开放以来, 随着福建省经济持续发展, 农民收入稳定增长, 但农民收入与经济增长的同步性还有一定差距。30年来, 福建省的整体经济实力不断提升, 地区生产总值以年均12.8%的速度增长, 而同期农民人均纯收入实际年均增长7.4%, 比地区生产总值年均增速低5.4个百分点。1978年以来, 农民人均纯收入实际增长仅在1981、1982、1983、1990、1996年5个年份超过经济增长的速度, 其余年份的增速均低于经济增速, 增长的同步性远远不足。

(二) 农民收入与经济增长时期分析

从农民人均纯收入与经济增长的不同规划时期看, “六五”时期以来, 福建省地区生产总值年均增长率除了“七五”时期低于10%外, 其他时期年均增长均高于10%。农民人均纯收入名义年均增长在“九五”和“十五”时期低于10%, 而实际年均增长仅在“六五时期”高于10% (见表1) 。6个规划时期中, 农民收入与经济增长均存在同步性不足的情况, 二者之间的差距在1.6~9.5个百分点。

“六五”时期, 福建省地区生产总值年均增长13.2%, 比农民收入实际年均增长14.8%低1.6个百分点。这一时期是农民人均纯收入增长快于经济增长的唯一时期, 也是农民收入实际增长与经济增长最接近同步的时期。

“八五”时期, 福建省经济社会发展迅速, 地区生产总值和农民人均纯收入的年均增速是6个规划时期的最高值。由于农村居民消费价格指数连续3年上涨超过14%, 农民收入实际年均增长8.9%, 与经济增长的差距达9.5个百分点, 是6个五年规划时期中二者同步性最差的时期。

“十五”时期, 福建省生产总值和农民收入增长进一步回落, 二者的差距再次扩大。农民人均纯收入实际年均增长5.1%, 比经济年均增速低5.6个百分点, 比“九五”时期二者的差距扩大2.2个百分点。

“十一五”时期, 经济增长进入稳步回升阶段。农民收入实际年均增长8.3%, 比经济年均增速低5.5个百分点, 与“十五”时期相比二者的差距缩小0.1个百分点。

单位:%

数据来源:根据《福建统计年鉴》计算得出。

(三) 农民收入与经济增长同步系数分析

农民收入与经济增长的同步系数是指农民人均纯收入实际增长速度除以生产总值增长速度得出的值。从同步系数来分析, 1979—2011年, 除了2011年同步系数等于1之外, 其他年份的同步系数均说明农民实际收入与经济增长不够同步。33年来, 同步系数小于或等于0.5的有12个年份, 占36.4%, 其中1989年由于农民实际收入出现负增长, 同步系数为负值;大于0.5且小于等于0.8的有12个年份, 占36.4%;大于0.8且小于等于1.2的有5个, 占15.2%, 其中2011年农民收入与经济增长完全同步;大于1.2的有4个, 占12.1%, 其中1981年高达2.09。

从1992—2011年的全国同步系数来看, 变化幅度比较大, 2002年后同步系数逐渐增大, 逐渐接近1, 表明农民人均纯收入实际增长与国内生产总值增长的同步性日益转好。福建省的同步系数与全国平均水平相比, 2002年之前除了1994年和1996年, 其余年份高于平均水平。1992、1993年, 福建省同步系数分别为0.55、0.34, 均高于全国平均水平。1994年, 福建省同步系数下降, 仅为0.19, 低于全国平均水平。1995-2001年, 福建省的农民收入与经济增长同步性均好于全国。从2002年开始, 同步性唯一好于全国的年份是2011年, 福建省的同步系数为1, 比全国平均水平低0.25, 实现了农民收入与经济同步增长。

二、农村居民收入与经济同步增长实证研究

改革开放以来, 农村居民收入与经济增长之间长期存在着明显差距。为进一步研究二者的差距状况, 通过选取指标, 采集东部地区10个省市的相关数据, 运用Eviews软件进行实证分析, 比较福建省与北京市、天津市、河北省、上海市、江苏省、浙江省、山东省、广东省、海南省的农民收入与经济增长同步性。

单位:元

数据来源:《中国统计年鉴》 (2011年) 、《新中国60年》及各省市统计年鉴。

(一) 选取指标和数据来源

本文主要研究农村居民收入与经济增长的关系, 于是选取农村居民人均纯收入反映农村居民收入水平, 而以人均地区生产总值衡量经济增长。根据数据的可取得性, 采集1990—2011年北京市、天津市、河北省、上海市、江苏省、浙江省、山东省、广东省、海南省和福建省的农民人均纯收入和人均地区生产总值 (见表2、表3) 。

单位:元

数据来源:《中国统计年鉴》 (2011) 年、《新中国60年》及各省市统计年鉴。

(二) 模型分析

通过Eviews软件对10个省市的农民收入和经济增长关系进行固定影响变系数模型分析, 结果表明, 福建省农民收入与经济增长的同步性不如北京市、天津市、上海市、河北省, 但好于山东省、浙江省、江苏省、海南省、广东省。1990年以来, 福建省人均GDP增长1%, 农民人均纯收入增长0.745%, 分别比北京市、天津市、上海市、河北省农民人均纯收入增长0.824%、0.781%、0.778%、0.773%低0.079、0.036、0.033、0.028个百分点, 比山东省、浙江省、江苏省、海南省、广东省农民人均纯收入增长0.743%、0.738%、0.732%、0.720%、0.669%高0.002、0.007、0.013、0.025、0.076个百分点。

与东部地区其他省市相比, 从模型结果可以看出, 福建省农民收入与经济增长的同步性居中等位次。由于数据的可得性, 部分省市的同步系数无法计算, 因此仅将福建省与北京市、江苏省、山东省、广东省、海南省5省市进行对比。为更好比较福建省与5个省市的农民收入与经济增长同步性, 采用同步系数减1的绝对值来表示各省市同步系数与完全同步的差距, 进而衡量省市间的差别 (见表4) 。如果同步系数与完全同步的差距越小, 则说明农民实际收入与经济增长越趋于同步;反之, 则说明农民实际收入与经济增长的同步性越差。

从6省市同步性差距看, 福建省农民收入与经济增长的同步性不如北京市, 好于江苏省、山东省、海南省和广东省, 进一步验证了模型结果。综上分析, 福建省农民收入与经济增长的同步性与北京市等发达地区相比, 还有一定的差距, 要实现收入与经济同步增长的目标还比较困难。

数据来源:根据各年《中国统计年鉴》及各省市统计年鉴计算得出。

三、影响福建农村居民收入与经济增长同步性的因素分析

福建省农民收入与经济增长一直存在着不够同步情况, 与北京市等发达地区相比还有差距, 收入增长滞后于经济发展的原因主要是投资主导型经济增长方式、收入分配政策、居民收入差距和收入来源存在一定短板等。

(一) 投资主导型经济增长方式影响收入与经济增长同步性

在拉动福建省经济增长的“三驾马车”中, 投资的决定性作用越来越明显。2011年福建省投资对经济增长的贡献率74.2%, 比2001年提升42.9个百分点。这种投资拉动型增长方式, 对经济增长拉动作用明显, 但受投资边际产出效益递减及资本替代劳动引发的就业弹性下降等影响, 难以有效拉动居民收入同步增长。从投资边际产出看, “十一五”时期边际产出为1.4, 低于“十五”时期的2.2;从投资效果系数看, 每单位固定资产投资额所增加的地区生产总值由2000年的0.32降至2011年的0.28。改革开放初期, 福建省经济每增长1个百分点能带动约0.4%的就业增长, 而目前这一弹性系数已降至0.2%。就业弹性下降, 造成高增长与低就业并存局面, 使劳动者获得稳定收入的机会减少, 影响了居民收入的同步增长。

(二) 收入分配政策影响收入与经济增长同步性

国民收入经过初次分配和再分配形成政府、企业、居民的初次分配收入和可支配收入。由于收入分配制度改革相对滞后, 居民在国民收入分配关系中处于相对弱势地位。具体表现为:一是初次分配结构不合理。20世纪90年代以前福建省劳动者报酬占GDP的比重一直保持在60%以上, 90年代起出现明显走低趋势, 1993年首次低于60%, 2000年又降至50%以下, 2007年跌至43.2%的最低点。“十一五”时期, 受政策对中低收入阶层倾斜等影响, 情况有所好转, 但到2010年也仅回升至50.2%的水平。可见, 在初次分配中居民所占份额不断下降, 分配向政府和企业倾斜趋势明显。二是再分配调节机制不够健全。社会保障体系还处于“全覆盖, 低标准”发展阶段, 各级财政用于社会保障以及转移支付的支出比例还不够高。2011年福建省社会保障和就业支出184.91亿元, 仅占财政一般预算支出的8.4%, 比2007年降低1.5个百分点;一般公共服务支出247.47亿元, 仅占11.3%, 比2007年降低6.5个百分点。三是第三次分配体系尚处起步阶段。从目前福建省情况看, 三次分配规模小, 社会救助、民间捐赠的管理机制、监督机制等还不健全, 对分配的调节功能有限。

(三) 居民收入差距扩大影响收入与经济增长同步性

城乡之间、居民内部之间、行业之间收入分配差距扩大影响居民收入增长质量, 不利于农村居民整体收入水平的有效提升。具体表现为:一是城乡居民收入差距拉大。2001-2011年, 福建省城镇居民人均可支配收入年均增长11.6%, 比同期农民人均纯收入增速快1.6个百分点, 城乡居民收入比也相应由2001年的2.46扩大至2011年的2.84。至2011年, 城乡居民收入绝对数差距已扩大至16128元。二是农村居民内部收入差距拉大。据农村住户抽样调查数据显示, 农村居民内部贫富差距加大, 不同收入层居民收入增长极不均衡。2011年收入最高的20%和最低的20%家庭农民人均纯收入分别为18273元和3310元, 高低收入层的收入比达5.52。

(四) 收入来源存在一定的增收短板影响收入与经济增长同步性

农民人均纯收入由工资性、经营性、财产性和转移性4部分收入构成, 其中工资性、经营性收入是目前福建省农村居民收入的主要来源, 2011年两项收入占农民人均纯收入的90.1%。然而, 两项收入来源均存在着一定不利于与经济同步增长的增收短板。突出表现在:一是农民整体文化素质偏低。受文化水平条件制约, 农民工在就业市场上劣势明显, 导致农民收入中的工资性收入偏低, 增速缓慢。同时, 极大影响了新技术、新成果、新装备向农业的推广和应用, 导致农民家庭农业经营性收入增速减缓。二是农资价格上涨挤压农业经营收益空间问题突出。在农产品价格稍有上涨或惠农政策出台时, 农资价格大幅上涨;在农产品价格明显下滑时, 农资价格变化不大甚至不降反升情况绝非偶然, 使得支农惠农政策或农产品价格上涨在很多时候都因农资价格问题受到大幅侵蚀。如, 2011年福建省粮食收购价有了较大提高, 但因种粮成本高, 比较收益偏低, 不少适宜早、晚稻连作的水田, 农民也只种一季稻谷。

四、实现农村居民收入与经济同步增长的对策建议

(一) 制定完善农民增收规划和政策

实现农民收入与经济同步增长, 政府必须制定相关政策和措施, 完善相关政策和规划, 构建农民收入与经济增长的同步关联机制。以“十二五”规划纲要中实现居民收入与经济同步增长为目标, 坚持把保障和改善民生作为经济社会发展的出发点和落脚点, 把农民富裕放在更加突出的位置, 制定积极的就业政策、社会保障政策、收入分配制度, 让农民共享经济发展成果。

(二) 落实农民增收各项政策

要加大对中央、省委出台的强农惠农政策措施的宣传, 使广大农村基层干部和农民了解、掌握各项政策, 使各项政策在执行中不打折不走样, 真正惠及广大农民。特别是要指导和帮助农村基层策划一批好项目, 使各级政府扶持“三农”的发展资金落实到位, 通过农业产业化项目引领农民实现增收。

(三) 拓宽农民增收渠道

要通过调整优化农业产业结构, 发展特色农业和高效农业, 并促进农产品深加工, 延长农业产业链, 促进农民增收。在农业生产方式上, 要大力推进规模化经营, 发展农业专业合作社和家庭农场, 提高农业组织化和规模化程度。在大力发展种养殖业和加工业的同时, 大力推进农村第三产业发展, 充分利用海峡西岸资源和生态优势, 发展休闲和观光农业, 提升非农产业收入比重。

(四) 完善农村社会保障体系

以GDP和城乡居民收入增长速度为参照, 建立健全社会保障长效补贴联动机制, 切实提高农村居民转移性收入, 保证中低层收入群体能够分享到更多经济增长成果。建立健全覆盖城乡居民的社会养老保险体系。加大财政补助力度, 不断提高保障标准和补助水平, 实行农村最低生活保障标准与经济发展水平挂钩、农村低保与城市低保提标挂钩。

摘要：本文在分析改革开放以来福建省农民收入与经济增长状况的基础上, 通过运用Eviews软件对1990年以来的东部地区10省市农民收入与经济增长关系进行实证分析, 并针对福建省农民收入与经济增长存在不够同步的问题及与其他省市的差距, 深入分析影响农民收入与经济增长同步性因素, 最后提出实现同步增长的政策建议。

关键词：农村居民收入,经济增长,同步,影响因素

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试从宏观经济数据看居民收入的增长 篇5

繁荣经济是提高人民生活水平的首要任务。对西藏来说, 长期以来由于地理位置、交通条件等诸多因素的限制, 西藏的经济实力和增长水平与我国其它省份相比还有一定差距, 经济增长比较缓慢。因此, 寻找出制约西藏经济增长的关键因素, 增加人民收入是一项重要的工作。在新时期促进西藏经济增长, 是深化改革、完善与市场经济体制相适应的经济体制的关键, 是推进小康建设的必经之路。为了实现全面建设小康社会的目标, 必须促进西藏经济增长。本文以1986~2014年的时间序列数据为依据, 利用定量研究方法, 从国民收入核算的角度, 对西藏经济增长的基本情况进行分析与评价, 力图在这些数据中找出西藏经济增长的主要影响因素, 并提出相应的促进西藏经济增长的政策建议。

二、指标的选择与数据的描述

宏观经济学大师凯恩斯在简化的三部门模型里面, 将GDP的来源分为三个部分:消费、投资和出口, 仅将这三个部分内生化, 而将其它影响因素归为外生因素。因此, 本文下面将从国民收入核算的角度, 讨论以上三个因素对经济增长的影响程度, 为此, 我们用西藏人均消费CS代表消费、固定资产投资I代表投资、净出口总额NX代表出口, 以这三个变量为解释变量, 以GDP为被解释变量来建立相应的计量经济模型, 以说明各个因素的发展对经济增长的综合贡献程度。所用到的有关数据均来源于《西藏统计年鉴》, 数据范围为1986年至2014年,

三、模型理论形式的构建

为了说明各影响因素对西藏经济增长的具体影响程度, 哪些因素为关键因素, 借助计量经济学的手段来进行分析。由于数据的自然对数变换, 一方面不改变原来变量之间的协整关系, 并能使其趋势线性化, 消除时间序列中存在的异方差现象, 另一方面, 通过所建立的对数模型, 可以很方便地找出各影响因素对GDP增长的影响程度。因此, 可以考虑将各变量取对数, 以研究各变量对数之间的线性关系。为了验证以上思路的可行性, 通过R统计软件描述各影响因素对数数值与GDP对数值之间的散点图, 如图1:

从上面的散点图可以看出, 影响因素的对数值与各影响因素的对数值之间均大致呈线性关系, 因此建立GDP与各因素之间的对数线性模型的思路是可行的。所以要对所建立的计量模型的理论形式可以设为:

其中, u为随机误差项。回归系数为模型中被解释变量对相应的解释变量的弹性。该方程与柯布—道格拉斯 (C-D) 生产函数的对数形式是一致的。该模型的一个优点是模型中的回归系数为被解释变量对相应的解释变量的弹性。因此, 若知道上述模型中的回归系数, 便可以知道各产业发展对经济增长的推动程度。

四、模型的求解及检验

(一) 模型的普通最小二乘估计与检验

为了得到以上理论模型的具体形式, 需对相应的回归系数进行估计。以表3-1给出的数据为样本, 利用R统计软件这一工具对样本数据进行OLS估计, 得到以下回归方程:

从估计的结果看, 净出口额的对数值的回归系数为负 (t检验也没通过) , 与其经济意义不相符, 这可能是由于人均消费、固定资产投资及净出口总额之间存在着相互制约的关系, 即模型存在着严重的多重共线性所导致的, 因此, 有必要对模型的多重共线性进行检验。

(二) 多重共线性的检验

模型之所以多重共线性, 其主要原因是各经济变量之间存在着相互制约的关系, 变量之间的相关性越强, 模型的多重共线性越严重。因此, 为检验模型是否存在严重的多重共线性, 可以考察以上经济变量之间的相关系数, 见表2。

通过表2可以发现, 模型中选择的解释变量之间的相关系数均比较高, 均在0.9以上, 存在着高度相关, 这证实了上面的模型确实存在严重的多重共线性。为此, 必须对模型的多重共线性进行修正, 才能对模型进行估计。

(三) 模型的主成分回归

对于上面的模型, 利用R统计软件得消费对数值ln CS 、投资的对数值ln I 、净出口对数值ln NX的各主成分的标准差和贡献率如表3:

从表3可以看出, 第一主成分的贡献率已达到96%以上, 已包含原始变量的绝大部分信息, 因此作被解释变量关于第一主成分的回归, 得到:

将 (3) 式转换为被解释变量关于原始变量之间的回归如下:

(四) 对模型结果的分析

通过模型 (4) , 可以得出:

(1) 西藏GDP中消费对GDP总发展的影响力最大、促进作用最强, 其弹性系数为0.477, 这意味着, 消费每提高一个百分点, GDP总产值将会提高0.477个百分点以上。因此, 西藏居民消费水平的提高将会很好地发挥增进GDP的效果。

(2) 西藏GDP与固定资产投资之间显著的线性相关, 相应的弹性系数0.334, 这说明固定资产投资对GDP的刺激作用虽然不如消费因素那么强, 但也很明显。这一结论意味着加大财政力度, 增大固定资产投资也会取得GDP更高的增长程度, 对于各级政府而言如何动员包括国家投资在内的各种固定资产投资对于促进西藏发展是至关重要的。

(3) 西藏GDP与净出口总额之间的弹性系数为0.233, 在三个因素中虽然最小, 对西藏GDP的促进作用不是很强。这可能是西藏出口商品主要是技术含量不高, 附加值比较低的商品, 并且主要集中在初级产品上的原因。

四、结论与启示

本文从国民经济核算的角度分析了影响西藏经济增长的因素, 综合上面的分析可以得出如下结论与启示:

(1) 西藏GDP中消费对GDP总发展的影响力最大、促进作用最强, 为此近期要做好:制定合理的消费政策, 优化消费结构;加速全区城市化进程, 为西藏提供基础性保障;提高人口素质, 培养良好的消费习惯。

(2) 固定资产投资对GDP的刺激作用虽然不如消费因素那么强, 但也很明显。这意味着加大财政力度, 增大固定资产投资也会取得GDP更高的增长程度, 对于各级政府而言如何动员包括国家投资在内的各种固定资产投资对于促进西藏发展是至关重要的。而制订优惠的有利于动员和引导固定资产投资增加的政策应该是GDP促进政策的关键。

各级政府应该不遗余力的加大投入。同时政府应该采取降低税费、增加补贴的办法积极引导民间投资, 尤其是利润相对比较丰厚、投资额较低。就投资的领域分工来看, 各级政府投资应集中于基础设施、投资期长、见效慢的领域;民间投资应该集中于见效快、投资期短、投资额低的领域。近期应该做好:加大的投资力度;合理调整投资结构, 提高投资效益;加强投资环境建设, 改善基础设施, 带动西藏经济大发展;加强投资管理, 完善投资项目管理体制等工作, 而伴随国家第五次西藏工作会议的召开, 这种趋势会更具现实意义。

(3) 净出口总额对西藏GDP促进作用在国民经济核算的三个因素中最小, 这是由于西藏出口商品技术含量不高, 附加值比较低, 并且主要集中在初级产品上所导致的, 因此, 西藏应优化商品出口的结构, 大力培养新的出口增长点, 提高出口对经济增长的贡献率。

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