居民人均消费

居民人均消费（精选12篇）

居民人均消费 篇1

1 问题的提出

我国人均消费受到哪些因素的影响?如何把各个因素对人均消费的影响从定性化转化为定量化?就个消费而言, 个人消费主要受到个人收入、商品价格、个人消费偏好的影响。其中个人消费的影响因素个人收入和商品价格是很容易数量化的, 至于个人消费偏好可以考虑前期消费量, 因为前期消费可以反映个人消费偏好。那么, 我国人均消费的主要影响因素可以确定为人均收入、商品价格、前期消费, 上述分析符合相关的经济学理论。基于人均消费受到人均收入、商品价格、前期消费因素的影响。从中国统计年鉴找到了从1989-2004年人均消费以及人均国内生产总值、商品物价指数的官方数据。想借此来分析我国人均消费的影响因素以及它们具体是如何对消费产生影响的。

2 数据的分析

数据涉及四个变量:人均居民消费、人均国内生产总值、前期人均居民消费、居民消费价格指数。人均国内生产总值可以看成是人均收入, 根据宏观经济学理论, 消费和收入之间是存在一定的关系。收入是影响消费的, 另外当年的消费和前期的消费之间也存在一定的关系。因为前期消费反映消费者偏好, 而消费偏好又影响当年的消费。一般说来, 一个国家人均消费去年消费1000元, 那么今年消费不大可能是10000或者100, 多半会在1000左右。当商品价格总体上升时, 消费者为了维持原有水平的消费, 那么支出就会增加。

根据上面的分析今年的消费受到今年收入、去年消费水平和居民消费价格指数的影响。

那么如何数量化三者之间的关系呢?

在数学中, 比较简单和常见的数量的关系是线性关系。设人均消费水平为y, 人均国内生产总值为x1, 前期人均居民消费为x2, 居民消费价格指数为x3。

可以根据样本数据作出 y与x1、y与x2、y与x3 的散点图来看y、x1 、x2之间是否存在线性关系。y与x1 、y与x2 、y与x3 的散点图如下:

从散点图可以看出y与x1、y与x2、y与x3之间存在直接的线性关系。那么就可以在y与x1、x2、x3之间建立线性回归模型了。

3 消费模型的建立与分析

3.1 消费模型的建立

由数据和2.1数据的分析以及线性回归理论, 可以知道y与x1、x2、x3存在线性关系, 可以建立模型

y=β0+β1x1+β2x2+β3x3+μ (3-1)

运用最小二乘法得到的回归结果

= 0.212419 +0.370297 +2.018759 -220.6946 (3-2)

3.2 消费模型的统计检验

对多元线性回归模型进行统计检验。

拟和优度检验:由R2=0.999211知, 可以说这是很好的拟和结果了。

方程显著性检验:由F=6330.419, 给定一个显著性水平a=0.01, 查F分布表, 得到一个临界值, 显然有F=6330.419>F0.01 (3, 12) =3.49 在99%的水平下显著成立, 即模型的线性关系在99%的水平下显著成立。

变量的显著性检验:

对于x1 t=11.44541 对于x2 t=7.131840

对于x3 t =8.298938 对于C t=-4.115839

给定一个显著性水平a=0.01, 查 分布表中自由度为12、a=0.01的临界值, 得到undefined, 可见undefined, 所以包括常数项在内的4个解释变量都在99%的水平下显著成立, 都通过了变量显著性检验。

3.3 消费模型基本假设的检验

先来检验共线性, 检验共线性的方法之一有判定系数检验法, 即使模型中每一个解释变量分别以其余解释变量为解释变量进行回归计算, 并计算相应拟和优度, 也称判定系数法。如果存在xj=a1x1+a2x2+…ajxj中判定系数较大, 则说明 可以用xj, x1, x2, …xj 的线性组合代替, 即xj与x1, x2, …xj 之间存在共线性。分别以模型中x1, x2, x3 为被解释变量, 以x2与x3、x1与x3、x1与x2为解释变量, 利用统计软件可以得到下列表格。

以x1为被解释变量, 以x1与x3为解释变量来线性表示 得到的一些统计数据。

通过该表可以知道:用x2与x3来线性表示x1时, 判决系数R2=0.972480, 且自变量x2对解释变量x1的影响显著。给定显著性水平undefined, 即自变量x2对解释变量 的显著性水平达99%。

以x2为被解释变量, 以x1与x3为解释变量来线性表示得到的一些统计数据。

通过该表可以知道:用x1与x3来线性表示x2时, 判决系数R2 =0.974980, 且自变量x1、x3对解释变量 的影响显著。其中自变量x1对解释变量x2的显著性水平达99%, 自变量x3对解释变量x2的显著性水平达80%。

以x3为被解释变量, 以x1与x2为解释变量来线性表示x3得到的一些统计数据。

通过该表可以知道:用x1与x2来线性表示x3时, 判决系数R2=0.275844, 拟和度很低。

综合上述分析, 当把前期消费和商品价格指数、人均收入一起考虑到影响当年人均消费的模型中, 会产生共线性, 所以把当期消费这个影响因素去掉, 即只考虑人均收入和商品价格指数对当年人均消费的影响。

通过统计软件, 可以得到只考虑人均收入和商品价格指数对当年人均消费的影响的统计数据。

从上面的分析知道, 该模型已经不存在共线性。下面对该模型进行异方差检验和系列相关性检验。

进行异方差检验, 可以进行怀特 ( white) 检验。

在显著水平为0.05时, Obs*R-squared的伴随概率大于0.05, 因而落在接受域, 说明模型不存在异方差。

对于n=16, k=4查D.W.表得到5%的上下届为di=0.86, du=1.73, 而0<0.610583<0.83

说明模型存在严重的一阶自相关, 下面消除自相关。通过统计软件可得下列统计数据。

所以模型的最终形式为:

y =0.320731 + 3.106185 -384.5336 + 1.350156 -0.730421

(7.641607) (2.054917) (-1.105101) (4.437119) (-1.1976200)

R2 =0.998047 DW=2.002097 F=1661.690

3.4 消费模型预测值的置信区间

下面求模型预测值的置信区间。

(X1X) -1

undefined

查询2006年中国统计年鉴, 可以查得2005年的人均GDP=14040, 居民消费价格指数为464, 取X0= (1, 14040, 464) 则Y个值预测的标准差为:

undefined

于是, Y个值的95%预测区间为5559.799±2.160×62.63171 或 (5424.5145, 5695.0835) 。

可以在中国统计年鉴上查得2005年人均消费为5439, 说明预测效果较好。

4 总结

应用线性回归模型, 首先要选择解释变量和被解释变量, 选择变量时, 还要考虑变量数据的可得性和连续性。后判断这些变量之间是否存在线性关系, 实际中可以通过直接置换法、对数对换、级数展开等把非线性关系转化为线性关系。于线性关系的判断, 可以通过统计软件来作散点图, 结合散点图来选取变量关系的模型。确定变量的线性关系或把非线性关系转化为线性关系后, 就可以建立线性回归模型。

通过统计软件求解出线性模型后, 可以先对模型进行统计检验, 包括拟和度检验、方程的显著性检验、变量的显著性检验。后对模型的基本假设检验, 检验自变量之间是否存在共线性、异方差检验、系列相关检验。在模型满足统计检验和假设检验后, 还要比较预测值和实际值之间, 如果相对误差较大, 那么还需要对模型进行修正。

参考文献

[1]李子奈.计量经济学[M].北京:高等教育出版社, 2001.

[2]国家统计局.中国统计年鉴[M].北京:中国统计出版社, 2005.

[3]国家统计局.中国统计年鉴[M].北京:中国统计出版社, 2006.

居民人均消费 篇2

2012年01月21日02:34新京报

本报讯(记者蒋彦鑫沈玮青)近20年来，我国城乡居民收入差距缓步扩大。但去年和前年相比，收入差距小幅降低，从3.23:1降为3.13:1。国家统计局表示，根据对全国31个省份7.4万户农村居民家庭和6.6万户城镇居民家庭的抽样调查，得出相关数据。城镇居民人均近2.4万元

数据显示，去年农村居民收入方面，人均纯收入为6977元，比上年增加1058元，增长17.9%。剔除价格因素影响，实际增长11.4%，增速同比提高0.5%。

同时，去年城镇居民人均总收入23979元，其中人均可支配收入21810元，比上年增加2701元，增长14.1%。剔除价格因素影响，城镇居民人均可支配收入实际增长8.4%，增速同比提高0.6%。

数据对比，去年城镇居民人均可支配收入与农村居民人均纯收入之比为3.13：1，2010年该收入比为3.23:1。城乡居民收入差距缩小了一些。

纵观1978年至2011年的数据，1982-1984年城乡居民收入差距较小，但2003年达到高点，一直到2008年维持较为稳定的局面；2009年开始缓步缩小。

农民收入中位数6194元

前几日，国家统计局局长马建堂在发布去年国民经济运行情况时提到，将在近日发布收入中位数。昨日，这项数据得以发布。

去年，农村居民人均纯收入中位数为6194元，比上年增加995元，增长19.1%。农村居民人均纯收入中位数比人均纯收入低783元，但增速高1.2个百分点。

国家统计局表示，2011年大多数农村居民收入增速较快，但棉花、土豆等部分农产品价格急跌也造成部分农户减收，甚至亏损，拉低了农村居民人均纯收入的增长速度。

城镇居民方面，去年人均可支配收入中位数为19118元，比上年增加2279元，增长13.5%。城镇居民人均可支配收入中位数比人均可支配收入低2692元，增速低0.6个百分点。主要是受最低工资标准、城镇居民基本养老金和离退休金以及最低生活保障标准提高影响，城镇低收入户收入增速较高；同时高收入户也保持了较快的增长速度，所以中等收入户增速相对较慢。

■ 释疑

何为人均收入中位数？

居民人均消费 篇3

关键词：农村人均总收入； 农村人均总支出； 山东省

农民的问题、农村的问题、农业问题一直都是中国发展过程中应该解决的重要问题。这三个问题及时国家和人民都非常关心的问题。三农问题始终是关系农民的至关重要的问题，也是关乎国计民生的大问题，只有解决好了这三个问题，才能从根本上解决农民的问题。才能最终促进经济扥发展，社会的进步。关于“三农问题”的提出可以追溯到很早的时候。在早期就有很多科学家对农民的问题进行了详细的分析。要解决好“三农问题”，首先就要解决农民的生活问题，拉近城市与农村的差距，改善农业的状况，这是有效解决“三农问题”的方法。

一、目前情况

我国是人口大国，农民在在我国所占的比重是非常大的，我国大约80%的人口为农民，农民的数量是非常多的，但是我国的耕地面积是非常有限的，因此在农村存在大量剩余劳动力。在现在的社会就业竞争压力非常大，再之工业化水平较低，农民的收入水平在整个社会中始终处于较低的层次因此很多农民工进城打工，而整个社会所能提供的劳动岗位数量是有限的，无法满足这么多劳动力的需求，劳动力价格因此压得很低。农民的收入非常低以致于有時人均总收入与农村人均总支出不相称。

图1山东省农村人均总收入与人均总支出的折线图

从图1可以看出，山东省农村人均收入与人均总支出之间存在一定的关系。即农村人均收入与人均总支出之间是密切相关的。农村人均收入的多少决定人均总支出的多少，人均收入水平提高了，人民的生活水平改善了，那么人均总支出自然就增多了。

二、影响农民人均收入增长的因素分析

一方面是影响农民农业收入，比如天灾，农产品的生产很多时候依赖于天气，风调雨顺时，农民的收成好，当年的收入就多，生活就比较富裕，当遇上干旱或涝灾时，庄稼的。

另一方面是影响农民非农业收入，农村与城市的人口比重不同。耕地面积增加，荒地的减少增加了农民在农作物方面的收入，在农村的劳动力不变的情况下，耕地面积的增加对提高农民的人均收入是非常重要的；国家对农业设施的补助对农业的生产是非常重要的，农业工具的投入，在很大程度上提高了农民的人均收入。政府对农产品价格的扶持，国家实行的农产品最低价格，也在很大程度上提高了农民的收入，农民的收入增加了，农民的人均支持也就相应的增加了。对农产价格的扶持在很大程度上刺激了农民生产的积极性，使农民觉得进行农业生产是有利可图的。激发了农民生产的兴趣。

三、增加农民收入、提高居民消费水平的几点思考

（一）国家加大对农业的投入力度，真正实现“多予”

农业生产的效益高低不同，农业生产的额自身效益是非常低的，农业的收入在很大程度上依赖于外部环境，二农产品的社会收益是比较高的，每个人都是要生存，生存就离不开食物，因此，农业的生产是非常重要的，但是农业的收入比其他的产业要低很多，且农业的收益是不确定的，存在很大的风险性。农业生产的这种性质就决定了，政府对农业的资金投入是非常重要的。国家对农业的财政补助不仅能帮助农民提高收入，改善农民的生活，促进经济的进步，社会的发展，最重要的是也在很大程度上对国民收入的提高有着至关重要的作用。

（二）倡导教育的重要性

人的能力在就业中是非常重要的，能力的高低与强弱将决定你从事何种职业，从事某种职业的哪个阶段。人的能力是由这个人受教育的程度决定的，受的教育越高，人的能力一般就越高。从事的工作知识含量就越高，人们获得知识越多，人们的见识就越广。人们知识的获得是靠教育，每个人都应该接受教育。教育能够提高劳动者的能力，开拓人们的视野，增加人们的见识。为了跟随时代的步伐，追随国际的发展轨道，中国人们必须注重教育的发展与创新。农民也不例外。有知识有教养的农民，对生产的见解也是独特的，能够对农业的生产方法进行创新。使农业更具现代化，效率化。

（三）把科技的发展作为重中之重

实践已经证明了科学技术就是第一生产力的真理。农业的发展离不开科学技术的推进。对农业的创新和对生产方法的创新都是非常重要的。21世纪，世界农业的生产方式将向着各种各样的形式转变，向着更高的形式发展。因而，我国农业生产应该跟随时代的步伐，创造出中国独有的农工业发展道路，但是中国农业的发展也应该顺应国际农业的发展趋势。使中国的农业发展与世界接轨。

（四）把市场作为重要的纽带

目前，我国农产品市场规模小，在市场上，农产品的交易还是按照最原始的交易方式进行的。农民种出农产品，到市场上卖掉，得到收入，再买种子化肥，准备进行下一轮的生产。农产品由于对外界环境的依赖性很大。因此，在市场流通过程中，会由于各种因素导致农产品的流通中断。因此国家必须对农业进行适当的补贴，让农民有足够的能力和财力对农业的生产进行改革。提高农产品生产效率。另一方面，为了促进农产品的销售，同样必须提高农民的组织能力，使农民能够按照农产品的市场需求进行合理的生产，既不产生供过于求也不产生供不应求等现象。同时，政府应该使市场秩序更加合理化，以确保农产品的流通。（作者单位：南京财经大学）

参考文献：

[1]骆祚炎，支出增长预期对居民消费和储蓄的影响分析，山西财经大学学报，2007年.50-61

[2]李国柱等，中国农村居民消费行为研究，《商场现代化》 2006年4月（上旬刊）.31～40

[3]唐敏.吴本银.农民收入增长模型：一个宏观计量分析.[D]

居民人均消费 篇4

消费、投资、净出口是拉动经济增长的三驾马车,其中消费是GDP 增长的主导因素。当前,由于出口受阻,投资增长趋缓,使得进一步拉动消费扩大内需成为当务之急。随着农民生活水平的提高,农村消费市场有着巨大的发展潜力,如何启动和扩大农村消费市场已成为当前研究的热点。福建省农村居民人均生活消费支出增长较快,由2000年的2 409.69元增加到2008年的4 661.94元,平均年增加281.53元[1]。研究福建省农村居民消费,及时把握农村居民消费的变化情况,对了解福建省消费现状和发展趋势、建立具有福建省特色的消费结构、制定合理的消费战略和政策、优化农村居民消费结构,推动福建经济的发展都具有重要的意义。本文通过对1993—2008年农村居民人均实际消费进行分析的基础上利用灰色预测法对福建省农村居民消费项目未来趋势进行预测。

1 灰色预测法介绍

1982年,华中理工大学邓聚龙教授首先提出了灰色系统的概念,并建立了灰色系统理论,引起了国内外很多学者、科技人员的重视,并广泛应用于预测、决策、聚类分析等方面[2]。

灰色预测(grey forecast)是指关于灰色动态模型(grey dynamic model,简记为GM)的预测,是对既含有已知信息又含有不确定信息的系统进行预测, 就是在一定范围内变化的、与时间有关的灰色过程进行预测。尽管灰色过程中所显示的现象是随机的,但毕竟是有序的,因此这一数据集合具备潜在的规律。灰色预测通过鉴别系统因素之间发展趋势的相异程度,即进行关联分析,并对原始数据进行生成处理来寻找系统变动的规律,声称有较强规律性的数据序列,然后建立相应的微分方程模型,从而预测未来的发展趋势的状况[3]。灰色预测方法需要的原始数据少,只要四五个数据就可以做累加,建立模型进行预测;不但可以做短期预测,也可以用于中长期预测;

在建立灰色预测模型之前,为了弱化原始时间序列的随机性,需先对原始时间序列进行数据处理,使之变为较为有规律的生成数列。灰色系统常用的数据处理方式有累加、累减和映射生成三种。下面以累加生成为例介绍灰色预测建模的步骤。GM(1,1)模型是各类预测中最常用的一种灰色模型,具有要求样本数据少、原理简单、运算方便、短期预测精度高、可检验等优点。

2 GM(1,1)模型的建立

GM(1,1)模型建立的步骤为[4,5]

第一步:建立GM(1,1)模型只需要一个数列X(0)。设时间序列X(0)有n个观察值,记

$X{}^{(0)}=\left\{x{}^{(0)}(1),x{}^{(0)}(2),\cdots ,x{}^{(0)}(i),\cdots .,x{}^{(0)}(n)\right\}$

第二步:对原始数据x(0)(k)做累加生成新数据x(1)(i),构成新序列记

$X{}^{(1)}=\left\{x{}^{(1)}(1),x{}^{(1)}(2),\cdots ,x{}^{(1)}(i),\cdots ,x{}^{(1)}(n)\right\}$

其中,$x{}^{(1)}(i)={\displaystyle \sum _{i=1}^{i}x}{}^{(0)}(i)$

则GM(1,1)模型的白化形式方程为:

$\frac{dX{}^{(1)}}{dt}+aX{}^{(1)}=\mu$

其中:α称为发展灰数;μ称为内生控制灰数。

第三步:令新序列构成矩阵B,记

$B=\left(\begin{array}{cc}-\frac{1}{2}(x{}^{(1)}(1)+x{}^{(1)}(2))& 1\\ -\frac{1}{2}(x{}^{(1)}(2)+x{}^{(1)}(3))& 1\\ ⋮& ⋮\\ -\frac{1}{2}(x{}^{(1)}(i-1)+x{}^{(1)}(i))& 1\\ ⋮& ⋮\\ -\frac{1}{2}(x{}^{(1)}(n-1)+x{}^{(1)}(n))& 1)\end{array}\right)$

令原始序列构成矩阵Y,记

Y=(x(0)(2),…,x(0)(i),…,x(0)(n))T

第四步:设$\widehat{\alpha }$为待估参数向量,$\widehat{\alpha }=(a$

u),可利用最小二乘法求得参数a和u。

$\widehat{\alpha }=(B{}^{{\rm T}}B){}^{-1}B{}^{{\rm T}}Y$

第五步:把参数a和u代入白化形式方程,求解微分方程,即可得预测模型:

$\widehat{X}{}^{(1)}(k+1)=\left[X{}^{(0)}(1)-\frac{u}{a}\right]e{}^{-ak}+\frac{u}{a}$

第六步:求出X(1)的模拟值

$\widehat{X}{}^{(1)}=\{\widehat{x}{}^{(1)}(1),\widehat{x}{}^{(1)}(2),\cdots ,\widehat{x}{}^{(1)}(i),\cdots ,\widehat{x}{}^{(1)}(n),\widehat{x}{}^{(1)}(n+1),\cdots .\widehat{x}{}^{(1)}(n+k)\}$

第七步:还原出X(1)的模拟值

$\widehat{X}{}^{(0)}=\{\widehat{x}{}^{(0)}(1),\widehat{x}{}^{(0)}(2),\cdots ,\widehat{x}{}^{(0)}(i),\cdots ,\widehat{x}{}^{(0)}(n),\widehat{x}{}^{(0)}(n+1),\cdots ,\widehat{x}{}^{(0)}(n+k)\}$

其中,$\widehat{x}{}^{(0)}(i)=\widehat{x}{}^{(1)}(i)-\widehat{x}{}^{(1)}(i-1)$

第八步:模型检验:灰色预测检验一般有残差检验和后验差检验。

残差$\epsilon (i)=x{}^{(0)}(i)-\widehat{x}{}^{(0)}(i)$相对误差绝对值$\ell (i)=\left|\frac{\epsilon (i)}{x{}^{(0)}(i)}\right|$

残差均值$\overline{\epsilon }={\displaystyle \sum _{i=1}^n\epsilon }(i)$原始数据均值$\overline{x}={\displaystyle \sum _{i=1}^{n}x}(i)$

残差标准差$s{}_{\epsilon }=\sqrt{\frac{1}{n}\left[\epsilon (i)-\overline{\epsilon }\right]{}^2}$原始数据标准差$s{}_x=\sqrt{\frac{1}{n}\left[x(i)-\overline{x}\right]{}^2}$

相对误差绝对值的平均值$AARE=\frac{1}{n}{\displaystyle \sum _{i=1}^n\ell }(i)$

第一后验指标:方差比$C=\frac{S{}_{\epsilon }}{S{}_x}$

第二后验指标:小误差概率${\rm P}=p\left\{\left|\epsilon (i)-\overline{\epsilon }\right|<0.6745S{}_x\right\}$

其中,P=m/n(m为符合上述条件的误差个数)

根据经验,一般精度等级的划分,见表1

通过以上检验,如果相对误差绝对值的平均值AARE、方差比C和小误差概率P都在允许范围内时,则可以用模型进行预测,否则应进行残差修正。

3 于灰色预测法的福建农村居民人均总消费预测

3.1 福建农村居民人均实际总消费支出预测

通过对福建省统计年鉴1993—2008年农村居民人均实际消费支出数据的拟合,检验误差,并对第一后验指标及第二后验指标进行检验,以判别模型的准确度[2]。进而对福建农村居民人均实际消费支出进行预测。

原始数据列:

X(0)=(1628.1,1745.6,1901.3,1926.5,1976.2,2187.5,2265.2,2392.6,

2503.1,2588.3,2696.4,2868.0,3046.6,3313.1,3547.8,3900.9)

一次累加生成数据列:

X(1)=(1628.1,3373.7,5275.0,7201.5,9177.6,11365.1,13630.3,16022.9,19526.0,

21114.3,23810.7,26678.7,29725.3,33038.4,36586.2,40487.1)

根据X(1)生成矩阵B,根据x(0)建立数据矩阵Y。求得

$B=\left(\begin{array}{cc}-2500.9& 1\\ -4324.3& 1\\ -6238.2& 1\\ -8189.5& 1\\ -10271.3& 1\\ -12497.7& 1\\ -14826.6& 1\\ -17274.4& 1\\ -19820.1& 1\\ -22462.5& 1\\ -25244.7& 1\\ -28202.0& 1\\ -31381.8& 1\\ -34812.3& 1\\ -38536.6& 1\end{array}\right)Y=\left(\begin{array}{l}1745.6\\ 1901.3\\ 1926.5\\ 1976.2\\ 2187.5\\ 2265.2\\ 2392.6\\ 2503.1\\ 2588.3\\ 2696.4\\ 2868.0\\ 3046.6\\ 3313.1\\ 3547.8\\ 3900.9\end{array}\right)$

解得:

$\widehat{\alpha }=(B{}^{{\rm T}}B){}^{-1}B{}^{{\rm T}}Y=(\alpha u)=(-0.0558261561.240072)$

由$\frac{dX{}^{(1)}}{dt}+aX{}^{(1)}=\mu$得GM(1,1)预测模型:

$\widehat{X}{}^{(1)}(k+1)=\left[X{}^{(0)}(1)-\frac{u}{a}\right]e{}^{-ak}+\frac{u}{a}=(1628.1+27966.4)e{}^{0.055826k}-27966.4$

由$\widehat{x}{}^{(0)}(i)=\widehat{x}{}^{(1)}(i)-\widehat{x}{}^{(1)}(i-1)$,得到预测序列;并由残差$\epsilon (i)=x{}^{(0)}(i)-\widehat{x}{}^{(0)}(i)$和相对误差绝对值$\ell (i)=\left|\frac{\epsilon (i)}{x{}^{(0)}(i)}\right|$,得到结果,见表2。

进行模型精度检验。从残差的相对误差来看,平均相对误差为2.21%,预测精度达到97.79%。

由表2,得:$s{}_{\epsilon }=\sqrt{\frac{1}{n}\left[\epsilon (i)-\overline{\epsilon }\right]{}^2}=303.65$;$s{}_x=\sqrt{\frac{1}{n}\left[x(i)-\overline{x}\right]{}^2}=2577.34$

算得:第一后验指标:方差比$C=\frac{S{}_{\epsilon }}{S{}_x}=0.12$

第二后验指标:小误差概率${\rm P}=p\left\{\left|\epsilon (i)-\overline{\epsilon }\right|<0.6745S{}_x\right\}=1.0$

预测效果表明模型的预测精度等级为一级,可以用该模型进行预测,见表3。

利用该模型预测2009—2013年福建农村居民人均实际总消费支出值,见表4。

从预测结果看,2013年的福建农村居民人均实际总消费是4 907.6元,是2008年的1.26倍。

3.2 福建农村居民人均名义总消费支出预测

通过对福建省统计年鉴1993—2008年农村居民人均名义消费支出数据的拟合,预测效果表明模型的预测精度等级为一级,可以用该模型进行预测,见表5。

利用该模型预测2009—2013年福建农村居民人均名义总消费支出值,见表6。

从预测结果看,2013年的福建农村居民人均名义总消费是6 202.6元,是2008年的1.33倍。

4 福建农村居民各项人均消费支出和结构比例预测

4.1 福建农村居民各项人均实际消费支出和结构比例预测

通过对福建省统计年鉴1993—2008年农村居民人均各项实际消费支出数据的拟合,预测效果,见表7。除了其他商品和服务消费的残差的绝对误差效果不合格外,其他预测精度指标全都在三级以上。考虑到其他商品和服务消费实际的物价指数是由总物价指数替代,在消费比重中份额比较小,而且其他两个精度指标都是一级,决定也采用此方法预测,以达到预测方法的统一性。

利用该模型预测2009—2013年福建农村居民人均各项实际消费支出值,见表8。

从预测结果看,2013年的福建农村居民人均实际食品消费支出是1 603.5元,是2008年的1.13倍;人均实际衣着消费支出是462.3元,是2008年的1.48倍;人均实际居住消费支出是700.4元,是2008年的1.17倍;人均实际家庭设备用品及服务消费支出是313.9元,是2008年的1.44倍;人均实际医疗保健消费支出是336.7元,是2008年的1.73倍;人均实际交通和通讯消费支出是1 360.3元,是2008年的2.39倍;人均实际文教娱乐用品及服务消费支出是470.5元,是2008年的1.26倍;人均实际其它商品和服务消费支出是136.8元,是2008年的1.45倍。

根据表7预测2009—2013年福建农村居民人均各项实际消费的结构比例,见表9。

从预测结果看,2013年的福建农村居民人均实际食品消费支出比例是32.7个百分点,比2008年下降3.6个百分点;人均实际衣着消费支出比例是8.0个百分点,比2008年上升1.4个百分点;人均实际居住消费支出比例是15.3个百分点,比2008年下降1.0个百分点;人均实际家庭设备用品及服务消费支出比例是5.6个百分点,比2008年上升0.8个百分点;人均实际医疗保健消费支出比例是6.9个百分点,比2008年上升1.9个百分点;人均实际交通和通讯消费支出比例是27.7个百分点,比2008年提高13.1个百分点;人均实际文教娱乐用品及服务消费支出比例是6.6个百分点,与2008年的相对不变;人均实际其它商品和服务消费支出比例是2.8个百分点,比2008年上升0.4个百分点。

4.2 福建农村居民各项人均名义消费支出和结构比例预测

通过对福建省统计年鉴1993—2008年农村居民人均各项名义消费支出数据的拟合,预测效果等级全部通过检验,见表10。

利用该模型预测2009—2013年福建农村居民人均各项名义消费支出值,见表11。

从预测结果看,2013年的福建农村居民人均名义食品消费支出是2 451.4元,是2008年的1.13倍;人均名义衣着消费支出是373.6元,是2008年的1.42倍;人均名义居住消费支出是1 105.8元,是2008年的1.42倍;人均名义家庭设备用品及服务消费支出是297.1元,是2008年的1.33倍;人均名义医疗保健消费支出是369.1元,是2008年的1.87倍;人均名义交通和通讯消费支出是1 118.1元,是2008年的2.09倍;人均名义文教娱乐用品及服务消费支出是573.5元,是2008年的1.47倍;人均名义其它商品和服务消费支出是163.1元,是2008年的1.44倍。

根据表10预测2009—2013年福建农村居民人均各项名义消费的结构比例,见表12。

从预测结果看,2013年的福建农村居民人均名义食品消费支出比例是46.4个百分点,比2008年下降6.9个百分点;人均名义衣着消费支出比例是6.0个百分点,比2008年上升0.4个百分点;人均名义居住消费支出比例是17.8个百分点,比2008年上升1.2个百分点;人均名义家庭设备用品及服务消费支出比例是4.8个百分点,与2008年的相对不变;人均名义医疗保健消费支出比例是6.0个百分点,比2008年上升1.7个百分点;人均名义交通和通讯消费支出比例是18.0个百分点,比2008年提高6.6个百分点;人均名义文教娱乐用品及服务消费支出比例是9.2个百分点,比2008年提高0.9个百分点;人均名义其它商品和服务消费支出比例是2.6个百分点,比2008年上升0.2个百分点。

5 总结

从消费支出预测来看:不管是实际支出预测,还是名义支出预测,福建农村居民的各项目的消费支出都显著增加,但是两种预测项目的倍数却相差比较大。以2013年的预测值同2008年的数据相比较为例,不难发现名义预测的总消费、居住消费、医疗保健消费和文教娱乐用品及服务消费的倍数大于实际预测的倍数,说明了未来总消费,居住消费,医疗保健消费和文教娱乐用品及服务消费的物价水平将会上涨,分别上涨了5.8%、21.3%、8.1%和16.5%;居住消费的物价水平上涨幅度最高,文教娱乐用品及服务次之。反之,衣着消费,家庭设备消费、用品及服务消费,交通和通讯消费的物价水平将会下降;分别下降了4.2%、7.1%和12.4;其中,交通和通讯消费的物价下降幅度最大,家庭设备消费、用品及服务消费次之。而食品消费同其他商品和服务消费的物价水平相对稳定。见表13。

从消费结构预测来看:两种预测项目共同的趋势是,未来5年,食品消费,文教娱乐用品及服务,其他商品和服务消费的比重将会下降;衣着消费,医疗保健,交通和通讯消费的比重将会上升。不同的趋势是:实际预测项目中,居住消费的比重将会下降,而家庭设备用品及服务消费的比重将上升;名义预测项目中,显示的趋势正好相反,居住消费的比重将会上升,而家庭设备用品及服务消费的比重将下降。造成这种预测差异主要是由于物价水平的变动引起的,居住消费的物价水平大幅度上涨,而家庭设备用品及服务的物价水平下降幅度比较大;而其他项目的消费结构比重变化同物价水平变化的方向不一致,说明了该项目的结构比例变动幅度超过物价水平变动的比例幅度。

福建农村居民的交通和通讯消费支出的迅速上升很大程度上得利于其相对消费成本下降。文化娱乐用品及服务比重的下降很大一部分要归功于九年义务教育的落实。住房支出占生活总消费支出的比重在各不同国家其表现不同:低收入国家、中下等收入国家约占10%以下、中上等收入国家约在11%以上,高收入国家接近20%。历史进程表明:居住消费支出随着收入的提高而提高。而现阶段本该较大幅度增长的居住消费被大幅度增长的物价水平抑制了,影响了农村居民消费结构的优化和升级。

参考文献

[1]福建省统计局.福建统计年鉴[M].北京:中国统计出版社,2009:178.

[2]张江凌.灰色预测法在经济预测中的应用[J].广西商业高等专科学校学报,2000,17(4):49-51.

[3]聂晶,张春雷.灰色预测法在经济预测中的应用[J].中国高新技术企业,2008(10):4-5.

[4]邓聚龙.灰预测与灰决策[M].武汉:华中科技大学出版社,2002:71-74.

居民人均消费 篇5

2011年全区农民人均纯收入再创新高

首都之窗网链接的丰台区政府网：?87541?/ZJFT/JJGK/ 信息来源：区统计局发布日期：2012-02-

21在国家、北京市各项惠农和增收政策的带动下，2011年全区农村居民人均纯收入16554元，比上年增长14.2%，分别高于上年和全市平均水平3.8和0.6个百分点，再创历史新高。

一、外出就业成为农民增收的新亮点

各乡镇及各村采取措施为农民增收，部分乡村鼓励村民自谋职业并发放补贴奖励，提高了村民外出务工的积极性，为增收起到了一定的效果。农民人均工资性收入12187元，比上年增长10.6%，高于上年1.8个百分点，占纯收入的73.6%，是收入的主体；其中，人均外出就业收入2195元，增长186.2%，拉动纯收入增长9.9个百分点，成为农民增收的新亮点。

二、租金及股息红利是财产性收入的主体

农民人均财产性收入1638元，比上年增长12.7%，占纯收入的9.9%，拉动纯收入增长1.3个百分点；其中人均集体分配股息和红利418元，增长32.7%，人均出租房屋租金收入1193元，增长10.1%；两项收入合计1611元，占财产性收入的98.4%。出租房屋收入的增长体现了当前房屋出租的状况，集体分配股息和红利的增长表明我区农村产权制度改革正逐步成熟。

三、政策性补贴带动转移性收入较快增长

农民人均转移性收入2385元，比上年增长21.2%，高于上年7.8个百分点，占纯收入的14.4%，拉动纯收入增长2.9个百分点。其中，人均离退休金和养老金收入1879元，增长22.7%，拉动转移性收入增长17.6个百分点，是推动收入保持较快增长的又一重要因素。这主要是北京市政府提高福利养老金标准及我区部分乡村自主提高村民养老金水平等措施的带动。

四、家庭经营收入主要来自第三产业

居民人均消费 篇6

随着攀枝花特色农业、现代农业的发展，带来的是老百姓生活水平的提高。2012年在农村居民总体生活消费的八大方面全部呈增长态势，食品、衣着、居住、家庭设备用品、医疗保健、交通通讯、文教娱乐、其他方面分别增长26.1%、25.5%、75.8%、27.6%、9.7%、17.2%、8.8%、16.7%。

农村居民开始渴望开阔视野，重视参观、旅游等休闲娱乐活动。人均文化体育娱乐服务消费支出72元，增长56.01%，其中人均旅游支出51元，增长93.2%。

2012年攀枝花市农村居民人均纯收入为8728元，增加1101元，增长14.4%。生产性和非生产性二大类四大项收入全面增长（见图），收入总额排位全省第三，比成都市少2573元，比德阳市少225元；比全省平均水平高1727元，比全国平均水平高811元。

工资性收入：拉动农村居民人均纯收入增长4个百分点

随着农村产业结构调整和改革的不断深化，攀枝花市工资性收入逐渐成为推动农村居民收入增长的助器，在收入中增收地位日益突现。人均工资性收入2397元，增长13.9%，对纯收入增长的贡献率为26.6%，拉动纯收入增长4个百分点。其中人均在本乡地域内劳动得到收入1720元，增长21.9%。工资性收入的快速增长一方面得益于工资的上涨，另一方面则是近年来攀枝花市的工业企业和厂矿在逐步壮大，方便了农村居民季节性时差务工。同时大规模的早市蔬菜、时令水果的套袋、采摘、装箱也增加了很多的务工机会。

经营性收入：增长15.0%

得益于农业基础设施的逐步完善、特色优势农业的蓬勃发展、农业产业化经营的深入推进以及农产价格大幅提高，推动农村居民家庭经营性收入实现较快增长。人均家庭经营纯收入5640元，比上年增加733元，增长15.0%，对纯收入增长的贡献率达到66.6%，拉动纯收入增长9.3个百分点。第一产业纯收入是家庭经营性纯收入的经济支柱，人均纯收入为4873元，增加679元，增长16.2%。由于油料、蔬菜、水果、核桃、烟叶、野生菌类等产品量价齐升，拉动农村居民收入增加。

财产性收入：增长8.4%

随着农村经济的持续快速发展，攀枝花市对农村加快培育专业理财方面比较重视，积极组织专门的队伍深入农村开展知识宣传，引导农村居民科学理财，使农村居民理财观念也不断发生转变，投资理财的需求日益增加。人均财产性纯收入成为增长亮点，为144元，增长8.4%。

转移性收入：达到546元

随着国家强农惠农政策力度的不断加大，对农村、农民、农业的各种补贴、扶持政策逐步落实，使人均转移性纯收入实现较快增长，达到546元，增长13.0%。

（供稿：攀枝花统计局）

居民人均消费 篇7

凯恩斯国民收入理论认为, 消费作为总需求的重要组成部分, 是宏观经济调控的基本变量, 而收入是决定消费的基本因素。对于消费和收入关系的研究, 出现了不同的消费理论假设。根据相对收入假设理论, 在一定时期, 人们的当期消费水平不仅与当期的可支配收入相关, 而且受前期的消费水平的影响, 具有一定的消费理性, 这就是消费的棘轮效应;同时根据生命周期假设理论, 消费者的消费不仅与当期收入相关, 同时也受过去各项的收入以及对将来预期收入的限制和影响。我们可以把相对收入假设理论与生命周期假设理论联系起来, 推出如下的结果:当期的消费水平不仅与当期的可支配收入有关, 而且还与前期的可支配收入、前两期的消费水平有关。

一、所用数据说明

本文以1980-2009年河南省城镇家庭平均每人可支配收入与城镇家庭平均每人全年消费性支出为研究对象 (数据来源:河南统计年鉴2010) , 分别用变量income和expend来表示。为了降低序列的波动性, 对income和expend分别取对数, 用LNincome和LNexpend表示。样本数量为30。

二、研究思路和方法

(一) 人均可支配收入与消费性支出的描述性分析

图1中实线表示人均可支配收入, 虚线表示人均消费性支出。从图中可以看出, 两变量序列具有大致相同的趋势, 且增加的速度也呈现递增趋势, 但收入增加的速度比消费稍快, 特别是2002年之后。说明河南省城市居民的收入分配结构日趋多样化, 其收入不仅用于日常消费支出, 除消费性支出以外的其他支出和投资储蓄所占的比例逐渐增加。1980-1992年, 河南省城市居民的可支配收入和消费性支出几乎相等或收入稍稍大于消费, 可见此期间河南省城市居民的收入几乎全部用于日常生活的消费支出, 并无多余的资金移作它用;自1993年以来, 由于市场经济体制的进一步完善, 经济快速发展, 居民收入急速增长, 促使居民消费也快速增加。

(二) 人均可支配收入与消费性支出的协整关系分析

1、序列平稳性检验及单整检验

在分析是否具有协整关系之前, 先进行时间序列的单位根检验。利用Eviews6.0的ADF方法来检验, 结果如表1所示。

从检验结果看, LNexpend和LNincome在5%的显著性水平下, 不能拒绝存在单位根的假设, 表明LNexpend和LNincome是非平稳的。因此不可能是I (0) 序列。而对其一阶差分序列进行单位根检验, 结果显示在5%的显著性水平下, ΔLNexpend和ΔLNincome拒绝了非平稳的原假设, 因此可以认为该序列是一阶单整的, 即I (1) 序列。

注:检验形式 (c, t, k) 分别表示带有常数项、趋势项和滞后介数, Δlnx与Δlny分别表示lnx和lny序列的一阶差分

2、协整检验并拟合协整回归模型

通过Engle和Granger提出的EG两步检验法, 对序列{LNexpend}和{LNincome}进行协整检验, 并求得长期均衡方程。利用最小二乘估计方法, 构造回归模型如下:

代入LNexpend和LNincome的实际观察值, 求出残差序列并检验, 得出记该回归模型的残差为ecm, 对ecm进行ADF检验, 检验结果如表2所示。

可见, 在5%的显著性水平下, 残差序列拒绝了存在单位根的原假设, 表明残差序列是平稳的, 即LNexpend和LNincome存在 (1, 1) 阶协整关系。既然两个变量协整, 说明残差序列平稳, 那就不会产生虚假回归问题了。

那么便可以将模型作为长期均衡方程, 即初步可以认为模型反映的是LNexpendt和LNincomet的长期稳定关系。

模型的残差:

对残差进行2阶自相关单位根检验, 结果显示, 残差序列显著平稳。因此, 模型是描述长期均衡的关系, 表明人均可支配收入与人均消费性支出存在长期关系。

3、拟合误差修正模型

由协整模型度量了序列之间的长期均衡关系, 再运用ECM模型 (errorcorrectionmodel误差修正模型) 来解释序列的短期波动关系。响应序列的当期波动 (LNexpendt) , 主要会受到三方面的短期波动的影响:输入序列的当期波动LNincomet;上一期的误差ECMt-1;纯随机波动εt。

为了定量抵测量这三方面影响的大小, 尤其是为了测定上期误差对当期波动的影响, 可以构建ECM模型, 得到ECM模型口径为:

结果显示, 在0.05的显著水平下, 收入的当期波动和上期误差对消费性支出的当期波动有显著性影响 (β0和β3显著) , 但上期收入和上期支出对当期波动的影响不显著 (β1和β2不显著) 。方程检验结果显示, F统计量对应的P值非常小, 整个模型通过显著性检验;D.W.的值为2.26, 在du

4、模型的经济意义解释

协整回归模型 (即模型 (1) ) 揭示了河南省城市居民家庭人均可支配收入与人均消费支出之间的长期均衡关系, 同时, 从回归系数的绝对值大小可以看出可支配收入的当期波动对消费性支出的当期波动调整幅度很大, 长期每增加1%的平均可支配收入会增加0.63937%的平均消费性支出。

误差修正模型 (即模型 (2) ) 揭示了河南省城市居民消费性支出的短期波动特征。本期消费主要受本期收入的影响, 本期可支配收入变化1%, 引起本期消费性支出变化0.75898%, 上期收入变化1%, 引起本期支出变化-0.08755%, 但收入和消费反方向变化;同时, 我们可以发现, 上期支出和本期支出同方向变化, 上期支出每变化1%, 引起本期消费变化0.35196%;从回归系数的绝对值大小可以看出上期误差对居民消费支出的当期波动调整幅度很大, 单位协整比例为-0.88126, 同时表明居民收入的增长对消费性支出的短期调整影响大。

三、结果分析

总体来说, 河南省人均可支配收入和消费性支出均呈现出长期递增的趋势, 说明居民的生活水平在逐步提高。虽然目前居民收入仍主要用于日常消费, 但除日常消费以外的闲散资金有逐渐增加的趋势, 居民有更多的资金挪作他用。

从以上的分析可以看出, 居民的消费水平的最主要的影响因素是居民的收入水平, 其他影响因素则相对小许多。因此, 要提高我国城乡居民的消费水平, 必须首先增加居民的收入。收入是消费的前提, 要扩大消费需求就必须适当提高居民收入增长率, 才能最大限度发挥消费对经济的拉动效应。因此, 要启动消费市场以拉动经济的增长, 必须研究如何提高居民的收入。

参考文献

[1]、王微.中国城乡居民收入与消费水平、结构与趋势[J].文事.动态, 2003 (81) .

[2]、施祖辉.收入水平的变化对消费增长的影响分析——上海城乡居民收入与消费变动关系的实证研究[J].财经研究, 1999 (211) .

[3]、杨汇道等.安徽省城镇居民消费情况进行实证分析[J].合肥工业大学学报 (社会科学版) , 2001 (3) .

[4]、王燕.应用时间序列分析[M].中国人民大学出版社, 2005.

[5]、庞浩.计量经济学[M].科学出版社, 2006.

居民人均消费 篇8

依据西方经济学理论, 人均消费和人均可支配收入成正相关关系。这一关系是否在中国也成立呢, 为此, 我们收集相关数据, 假设在中国人均可支配收入与人均消费支出存在正相关关系, 并进行相关的实证分析。这可以帮助我们了解中国居民的消费倾向, 并且对指导相关政策有一定的意义。

二、样本及研究方法

为了深入分析研究中国的城镇居民的生活费支出与可支配收入的具体数量关系, 收集了中国城镇居民月人均可支配收入 (SR) 和生活费支出 (SC) 2007~2009年各月度数据序列 (数据来源:中经网统计数据库)

因时间序列数据的特殊性, 其平稳性需要进行检验, 此时可以使用EG两步法确认是否存在协整, 并且对模型进行一定的误差修正。

三、实证与分析

根据EG两步法的理论, 首先考察生活费支出和人均可支配收入的单整阶数.通过软件Eviews中的具体操作过程如下:

首先检验序列 (SR) 的平稳性, 选带截距项, 在滞后差分项下选2阶, 通过估计结果来说, 单位根检验的临界值分别为-3.577723, -2.925169, -2.600658, 分别对应着在1%, 5%, 10%三个显著性水平检验, t检验的值为-3.438827大于1%临界值, 因此无法拒绝H0, 这说明人均可支配收入 (SR) 为非平稳序列, 因存在单位根.

在单位根检验中, 为了确定人均可支配收入 (SR) 序列的单整阶数, 选择确定对一阶差分序列进行单位根检验并且带有截距项, 选择2阶滞后差分项, 通过估计的结果来说, 单位根检验的临界值分别为-3.581152, -2.926622, -2.601424, 分别对应在1%, 5%, 10%三个显著性水平检验, t检验的值为-9.361364小于临界值, 因此拒绝H0, 可判断人均可支配收入 (SR) 的差分序列是平稳的, 因不存在单位根, 也就是说, (SR) 序列是一阶单整的, SR~I (1) 。

通过以上的理论方法同样可以可检验生活费支出 (SC) 序列也是一阶单整的, 即SC~I (1) 。

为了分析可支配收入 (SR) 和生活费用 (SC) 序列数据之间是否协整, 理论上应先对两个变量进行回归检验, 然后通过对回归残差的平稳性的检验来判断。

将以上的生活费支出 (SC) 变量作为被解释变量, 而人均可支配收入 (SR) 为解释变量, 估计的回归模型为

为了得出回归残差是否平稳的特性, 设et=Resid, 从而可以将et进行单位根检验。另外可以看到, 因残差的均值是零, 因此做截距项为零的DF检验, 检验的估计结论为:, 在5%的显著新水平下, t检验的值为-4.141953, 小于临界值, 因此可以拒绝原假设, 这说明残差序列是平稳序列不存在单位根, (SR) 与 (SC) 之间存在协整关系。

生活费支出 (sc) 与可支配收入 (SR) 之间存在协整关系, 说明它们之间保持有长期的均衡关系。可是在短期内出现失衡的状况是可能的., 为了提高回归模型的判断精度, 把误差项et在回归模型中作为均衡误差看待, 因此下一步可以通过建立误差修正模型将SC与SR的之间的短期行为与长期变化联系起来。

误差修正模型的结构如下:

将作为 (35) SCt被解释变量, 以 (35) SRt和et-1作为解释变量, 估计回归模型, 最终得到误差修正模型的估计结果为:

四、结论

通过以上的分析可以看到, 城镇居民月人均生活费用支出的变化食欲可支配收入的变化紧密联系的它不仅仅根据可支配收入的变化而变化, 更重要的是它还因上一期生活支出对均衡水平的不同而有所偏离, 即消费支出是有惯性特征的, 误差项et (-1) 估计的系数-0.541695说明了模型对偏离的修正, 这进一步说明如果上一期对均衡水平的偏离如果越远, 那么本期对模型的修正的量就会越大, 也就是说, 此模型系统是存在误差修正机制的。

参考文献

[1]庞皓.《计量经济学》.北京, 科学出版社, 2006.

[2]易丹辉.《数据分析与Eviews应用》.中国人民大学出版社, 2009.

[3]William H.Green, Econometric Analysis, , Prentice-Hall International Inc., 1997.

农村居民人均收入的影响因素分析 篇9

薛宇峰采用总体收入不平等指数作为基尼系数的补充测度指标,实证分析了中国各省(区、市)间农村收入分配不平等的程度和地区差异[1]。他认为,中国农村收入分配不平等程度日益严重,农村总体收入不平等指数在各省(市、区)之间存在明显差异。杨娜曼曾使用1989年~2011年最新的中国健康与营养调查(CHNS)微观数据,考察了我国农村家庭收入构成的演变,估计了各个解释变量对农民纯收入差距的贡献,发现农村基尼系数自2006年以来已经突破了0.5,收入差距悬殊;非农收入差距对农民纯收入差距的贡献最大;教育年限、政治资本是影响农村收入差距最大的两个因素[2]。

1 数据的收集与整理

本文采用时间序列经济模型分析1995年~2012年的年度数据。本文的原始数据资料来自于江苏省1993年~2013年统计局提供的统计年鉴,其中一些指标是经过整理加工得到的。主要对两个问题进行探讨。首先对农村居民人均收入增长和第一、第二、第三产业人均产值的增长进行分析,并进行稳定性检验和协整分析,得出误差修正模型。其次笔者将全国粮食总产量和第一产业人均产值进行协整分析,并得出两者间的关系,以得到粮食生产对第一产业的贡献度。

2 模型的建立与数据检验

2.1 数据稳定性检验

经检验数据均二阶平稳,其中y为农村居民人均收入(单位为元),x1为第一产业人均产值(单位为元),x2为第二产业人均产值(单位为元),x3为第三产业人均产值(单位为元)。ln(y)为被解释变量,其它变量为解释变量。

2.2 协整分析

通过数据回归,ln(x2)没有线性显著,因而被舍去,其对应的模型对应的残差值et,其et=resid。经检验,et通过检验因而得出log(y)=3.389158+0.753503ln(x1)+0.13362ln(x3)。

2.3 误差修正模型

2.4 农村居民人均收入增长同各产业人均产值在长期和短期的分析

较长的时间中它们间的关系式为ln(y)=3.389158+0.753503l n(x1)+0.13362l n(x 3),而短期误差修正模型为:d log(y)t=0.416616*dlog(y)t-1+0.549935*dln(x)t。从长远发展来看,农村居民人均收入的增长主要和第一产业人均产值有关,第一产业人均产值同农村居民人均收入的弹性达75.35%,此外,农村居民人均收入和第三产业也有紧密联系,而第二产业在本次回归分析中没有表现出显著性,可能由于我国近年工业人均增加值较为缓慢,表现为先缓增,后快速发展有关。从短期来看,对农村居民收入影响最为突出的仍旧是第一产业的增长。因而笔者继续就第一产业人均增值和我国粮食总量进行研究。

3 第一产业人均产值与粮食总产量的研究

3.1 平稳性检验及协整检验

建立新的解释变量(x)和被解释变量(y),x为粮食总产量,单位为千万吨;y为第一产业人均产值,单位为元。经检验x与y均为二阶平稳数列,并通过协整检验。对数据进行回归得:y=-810.2767+19.89299x,建立误差修正模型并对其进一步修正后,短期内有:dy=15.78733+4.505870*dx

3.2 长短期模型分析

长期内y=-810.2767+19.89299x,短期内dy=15.78733+4.505870*dx。从长期来看,每增加19.8929千万吨,农村居民人均收入仅增加19.89299元,农业粮食生产做为第一产业贡献最大的,其对推动第一产业人均产值的增长力度并不大;而在短期每增加一千万吨的粮食生产,第一产业人均产值仅增加4.50587元,而目前我国粮食总产量仅在50~60千万吨左右徘徊,即粮食的生产为第一产业人均产值在短期内做出大概为230元的贡献。因而,按照近年粮食生产产量增长趋势的发展,短期内第一产业人均产值不能得到快速提高。

4 结合两个模型进行分析

从上文得到的数据关系进行总体分析,得出它们之间的线性关系,如表2所示。

为区分两个模型间解释变量与被解变量的对应值,表2中y为农村居民人均收入(元),x1为第一产业人均产值(元),x3为第三产业人均产值(元),r为粮食生产总量(千万吨)。从式1,可知伴随经济发展,第一产业依旧较第二、第三产业对农村居民人均收入影响更大,第一产业人均产值每增加1%,农村居民人均收入增加0.7535%。而第三产业人均产值增加1%,农村居民人均收入增加0.1362%。短期内,依据式2农村居民人均收入增长和前一期的收入增长值及同期的第一产业人均增长值有关,因而农村居民人均收入具有一定的惯性,且短期内的收入增长依然和第一产业产值的增加有着密切联系。而我国近年来第一产业人均增加值增长缓慢,故而在短期内提高农村居民收入有很大的难度。式3针对第一产业人均产值和我国粮食总产量进行分析,可知我国粮食每增加1千万吨,第一产业人均产值增加19.89229元,虽然系数较大,但是必须指出的是我国近年来粮食增长速度放慢,总产量在60千万吨左右徘徊。式4表明短期内,我国粮食产量每增长1千万吨,第一产业人均产值仅增加4.505870元,故而短期内仅从大力发展农业还不能让农村居民人均收入得到快速提高。

5 结论与政策建议

我国作为农业大国,全国农村居民于2015年初达到6.265亿人,农村居民人均收入的进一步提高对实现我国2020年全面建成小康社会有着重要作用。民生问题也是我国当前面临的重要问题之一。但从目前来看,我国农村居民人均收入仍有待提高。从模型上看,在我国过去发展的历程中,农村居民人均和第一产业的关系密切,但由于资源有限,我国以农业为主的第一产业人均产值的增长必然是缓慢的。因而,仅从提高粮食产量方面来提高农村居民人均收入是困难的,我国农业将面临转型,我国农村居民需要拓宽就业面及抓住更多的机遇才能实现收入的快速增长。在这一过程中,阻碍我国农民人均收入增长的因素主要表现在以下几个方面。

(1)我国农村居民受教育水平整体偏低,使农民在劳动力市场上的就业面受限。农民在受教育程度、科技素质、思想观念及对农业政策的关注力度不够,成为传统农业向现代农业转型的一大障碍。

(2)农业结构调整缓慢,带来的经济增长较小。

(3)新常态下GDP增长速度放缓,就业形势更为严峻,使农村的剩余劳动力增加,就业困难。

(4)就业信息的传播渠道未充分发挥应有的作用,信息不对称。

(5)乡村地区的基础设施建设整体落后,不利于生产。

我国是世界农业大国,虽然我国城镇化率在稳步提高,但近10年我国仍将有很大数量的农村居民。我国农村居民收入提高面临着各种阻碍因素,为克服这些问题带领农民奔小康,就要带动我国经济的发展,就必须要增加农民的收入。

通过以下途径可以提高农村居民人均收入。第一,加强农村基础设施建设,引入先进的培植技术。第二,加强乡镇教育的发展建设,全面提高乡镇居民的知识教育水平。第三,拓宽就业信息传播渠道,使农村剩余劳动力充分就业。第四,提高对农业的转移支付,提高农民的福利。第五,推进乡村的民主进程建设,让高素质人才担任村干部。

参考文献

[1]薛宇峰.中国农村收入分配差距的现状和空间分布特征[J].财经研究,2015,5(2).

[2]杨娜曼.基于灰色理论的湖南粮食生产发展因素影响力评价[J].中国农学通报,2012(32).

[3]方文婷.1978-2006中国农村收入情况浅析[J].中国科技新产品,2009(7).

[4]周维明.基于要素的农村收入差距分析[J].商场现代化,2009(14).

也谈农村居民人均纯收入会计核算 篇10

第一, 农村居民人均纯收入会计核算难以摆脱行政干预。在基层干部工作实绩考核中, 农村居民人均纯收入一般都作为重要考核指标。出于维护政绩的考虑, 一些地方在农村居民人均纯收入会计核算工作中不严格按照程序核算, 不从实际出发, 而是根据领导口径来测算农民人均纯收入, 将“空缺”部分计入“第三产业”产值, 以保证农民人均纯收入达到领导要求的水平, 以应付一年一度的工作绩效考核。一些地方甚至形成了“年初订多少, 年终报多少;人家有多少, 我也报多少;领导要多少, 我就报多少”的惯例, 致使农民人均纯收入村平均数高于乡镇平均数, 乡镇平均数高于县市平均数, 县市平均数高于省平均数, 省平均数又高于国家平均数, 结果只得从上到下层层组织领导、专家“评估”, 把虚高的数字再一级一级压下去, 最终形成“两本账”, 即上级掌握、对外公布的是一本账, 对下考核的又是一本账, 导致农村居民人均纯收入会计核算信息失真, 严重影响其对党和国家决策的参考价值。

第二, 农村居民收入多元化使农村居民人均纯收入的准确核算存在难度。目前农村会计核算制度实质上仍沿袭统收统支的做法。过去以集体经济为主, 收入、支出既简单又透明, 农村基层会计核算方法完全能够适应。改革开放以来, 农村居民的收入结构发生了重大变化:在收入性质上, 从以集体经营为主转变为以家庭经营为主;在收入产业上, 从以农业为主转变为以多种经营或以非农产品为主。这使农民收入统计核算难度越来越大, 现行农村会计核算方法难以准确核算农村居民人均纯收入。

第三, 农村居民纯收入平均数难以反映农村实际收入水平。在集体经济背景下, 农民户与户之间收入差距并不大, 农村居民人均纯收入指标能够较准确地反映农民收入水平。实行家庭经营以后, 一部分农民的经营活动从农业转向其他产业, 有的农民甚至发展成为资产过万元、千万元乃至亿元的企业家。这样的企业家一个村只要有一位, 就可以使全村的人均纯收入指标翻几番。然而同时, 农村也存在一些缺劳力、缺技术、缺资金、缺门路的“四缺户”, 他们连从事传统农产品经营都很困难, 收入低、收入增长慢, 甚至负增长。由于农村贫富差距过大, 且这种差距还在进一步扩大, 因此统一的平均数很难准确反映农民的实际收入水平。

第四, 农村居民纯收入会计管理缺乏有效的法律监督。为规范会计行为, 保证会计资料真实、完整, 国家专门制定了《会计法》对会计核算、会计监督作出了明确规定, 严禁任何单位或者个人“以任何方式授意、指使、强令会计机构、会计人员伪造、变造会计凭证、会计账簿和其他会计资料, 提供虚假财务会计报告”, “任何单位或者个人不得对依法履行职责、抵制违反本法规定行为的会计人员实行打击报复”。其中明确规定, 伪造、变造会计凭证、会计账簿, 编制虚假财务会计报告, 构成犯罪的, 依法追究刑事责任;对尚不构成犯罪的, 对有关单位、直管负责的主管人员和其他直接责任人员处以一定的经济罚款和行政处罚。然而在《会计法》第一章《总则》, 规定又规定县级以上地方各级人民政府财政部门管理本行政区域内的会计工作。乡、村组织, 是农村基层政府组织和农村自治组织, 不同于一般单位和企业, 乡、村财务会计组织工作一直由党和政府的农村工作部门具体负责, 财政部门负责监督实施的《会计法》对农村财务会计的监督事实上处于缺位状态, 农村财务会计工作完全依靠行政管理, 全国尚无因农村会计资料虚假、变造、不实而受到法律严惩的案例, 这也是农村居民人均纯收入会计核算难以摆脱行政干预的又一重要原因。

农村居民人均纯收入会计核算面临种种难题, 使农村财会人员无法依法准确、科学地进行会计核算。对此笔者建议从以下几方面着手:

第一, 在政绩考核上, 改考核收入为考核服务。我国农村目前实行的是以家庭经营为主的“双层经营”体制。农村居民人均收入增长与否, 除少数集体经济发达地区统一经营对农民收入有着举足轻重的影响外, 其他大部分地区则主要取决于千家万户的实力状况和努力程度。基层干部提高农民收入的手段主要是组织和开展行政服务, 如推广良种良法, 建设农田水利基本设施, 统防统治迁飞性作物病虫害, 协调农机服务, 农副产品产销的卸接, 推进农村产业化, 组织实施农业专业合作组织建设以及抗灾救灾等。因此笔者认为只有改考核农村居民收入增长幅度为考核服务实绩, 才能真正评估干部工作的实际成绩和贡献, 坚持正确的导向, 把各级干部的注意力引向办实事、搞服务、为农民谋利上来。

第二, 在会计核算上, 改匡算收入为样本调查。目前对于农村居民人均纯收入的核算实际上存在两条线交叉运作:一是农经系统沿用传统的会计核算方法, 年终以分户、分产业匡算收入为基础, 估算农村居民人均纯收入, 其缺点在于难以适应农民收入多元化的新特点, 缺乏科学性和准确性。二是统计系统开展百户样本调查, 每个乡镇一个人一个点, 其优点在于核算科学、适应新形势要求, 但问题在于人力、经费不足, 调查往往难以实施到位。笔者认为, 上述两个系统应配合工作:统计系统负责业务辅导、按村或按片 (几个同区域类型村) 设立百户或五十户样本调查点, 基层财务人员具体负责组织系统记录、统计核算, 讲求真实性、可比性、系统性、准确性和科学性, 排除人为干扰, 保证农村居民人均纯收入会计核算资料的可信、可靠。做好这一工作的关键在于在党委和政府的统一领导下, 农经系统和统计系统必须打破部门界限、明确责任、互相配合相互协作。

第三, 在核算对象上, 改全员统算为分类核算。鉴于农村贫富差距大的客观情况, 对农村居民人均纯收入的会计核算应适当细化, 实行分类计算, 从而更准确地反映农民实际收入水平。在全员统算的基础上, 可以将核算对象分为三类:一是“特富户”, 即高于一般农民人均收入三倍以上的高收入农户, 对其应单独统计和核算;二是“特困户”, 即“四缺户”、病灾户等特低收入农户, 对其应实行单独统计和核算;三是“普通户”, 即处于“特富户”, “特困户”之间的中等收入农户, 其是农民的主流, 占农户总数的80%左右。“普通户”的人均纯收入最能反映绝大多数农民的实际收入水平;而“特富户”、“特困户”的人均纯收入核算对于认识了解农村现状以及农村政策的制定与调整有着特别重要的意义。同时, 统计范畴只应包括农村现有实际农户, 已经外迁的农户 (包括户口虽未外迁但与本地已无经济联系的农户) 不应纳入核算、统计范畴, 这些农户的收入情况应由其新的落户地统计核算。

居民人均消费 篇11

【关键词】 城镇居民 可支配收入 医疗支出 相关性

引言

近年来，人们对于身体健康与保健的关注度越来越大，那是因为人们的生活水平随着经济的发展而不断提高，由此造成了人们对生活的追求已经不仅仅停留在衣、食、住、行等物质内容上，也就是说人们的消费支出结构已经有较大的改变。在精神生活及身体健康方面，人们的看法已经有了较大的改变，相较于以往填饱肚子的想法，人们更加注重生活上的保健工作，同时医疗保健方面的消费支出在大幅度的攀升。医疗保健支出的上漲，与我国的社会保障体系的完善有着密切的关系，这不仅仅是人们医疗保健意识加强的结果。江西省自1998年12月，国务院正式颁布了《关于建立城镇职工基本医疗保险制度的决定》开始，实行将近50年的公费医疗、劳保医疗制度开始淡出历史舞台。随之建立了我国城镇居民医疗保险体系和农村新型合作医疗体制。这种崭新医疗体制，其关键是医疗保险的具体数额的设定、居民可支配收入水平。我们试图通过对江西省居民人均可支配收入，医疗支出的变动及相关性分析，揭示经济增长、居民生活水平提高、医疗支出增长的内在规律，为江西医疗机构、医疗保险、卫生行政管理等部门，特别是城镇居民医疗保险和新型农村合作医疗为主的社会保障体系建设提供理论指导。

1. 基本情况

1.1城镇居民可支配收入分析

在衡量居民收入水平的众多指标中，选择最能反映居民收入水平且数据又比较容易搜集的居民人均可支配收入。搜集、调研、整理江西省2001～2011年城镇居民人均可支配收入资料，如表一。

居民人均消费 篇12

国家统计局15日上午10时举行新闻发布会,有关负责人指出,一季度城镇居民人均总收入8015元。其中,城镇居民人均可支配收入7427元,同比名义增长9.3%,扣除价格因素实际增长6.7%。在城镇居民人均总收入中,工资性收入同比名义增长8.3%,经营净收入增长9.2%,财产性收入增长1 1.2%,转移性收入增长8.8%。农村居民人均现金收入2871元,同比名义增长12.2%,扣除价格因素实际增长9.3%。其中,工资性收入同比名义增长16.5%,家庭经营收入增长7.3%,财产性收入增长27.0%,转移性收入增长12.2%。