人均GDP（共11篇）
人均GDP 篇1
当前,随着人们生活水平的提高,旅游作为一种全新的生活方式,受到越来越多人的欢迎。而我国国内旅游的人均消费对我国人均国内生产总值有着密切的依存关系,在旅游业快速发展的同时,其作为直接层次上的最终消费,能够拉动社会经济的增长,促进居民消费的重要性也逐渐显现了出来,为我国的人均消费水平以及人均国内生产总值做出了积极的贡献。
1 我国人均国内生产总值与我国人均消费水平的计量经济模型
消费活动是一种可以量化的需求,也是推动经济增长的真正和持久的拉动力。消费活动不仅是经济活动的终点,其目的就是为了能够满足人们不断增长的消费需求,消费活动同时又是经济活动的起点,能够有效地推动社会经济的增长。
在我国,人们的消费是在国内生产总值经过初次分配和再分配之后才形成的。某一段时期的消费水平是由该时期的收入所决定的,在进行收入分配的时候,为了保持政策的连续性,一定要考虑已经达到的消费水平状况。我国某一年的人均消费水平,是由当年的人均国内生产总值和上一年的人均消费水平两方面因素共同决定的,所以,在建立我国消费函数模型的时候,其中的被解释变量就是某一时期的人均消费水平,而解释变量就是当期人均国内生产总值和上期人均消费水平。
2 人均国内生产总值与旅游消费的关系
我国快速的经济增长使国内的旅游市场逐渐繁荣,其经济发展的同时也影响了国内旅游的消费水平。旅游消费具有消费的一般特征,它与人均国内生产总值之间有着十分密切的正相关关系。根据往年人均国内生产总值和全国居民出游次数以及人均花费的相关统计,能够发现,人均国内生产总值与人们旅游次数之间有着高度的正相关性,也就是说,人均国内生产总值越高,其人们旅游的次数就越多,反之则相反。
3 国内旅游消费的问题及措施
虽然在改革开放以后,随着我国经济的快速发展,其旅游市场的规模也在不断扩大,但是在旅游消费能力、旅游消费环境以及旅游产品的供给水平等方面还是存在一些问题的。首先,人们的收入差距不断扩大,收支具有不确定性,而且我国的社会保障制度不健全,使人们对于未来收入以及支出缺乏准确的预期,从而就阻碍了旅游消费需求的进一步扩大;其次,我国国内的旅游消费,会受到人均国内生产总值的增长速度的影响。对于这些问题,所提出的相关措施包括以下方面。
第一,加快消费政策的创新,提高我国居民的收入水平。当前我国经济要想保持持续的增长一定要靠扩大内需来拉动,而开拓旅游消费市场对拉动消费需求有着重要的作用。目前,我国国内消费需求不足,主要与我国居民的收入水平以及收入结构有关。人们的收入太低,从而就导致旅游消费力低下,而收入结构的不合理,又阻碍了消费结构的升级。因此,要有效地增加居民的收入,科学合理的调整居民收入的分配结构,然后将消费政策也进行一定的创新,根据不同收入制定不同的消费政策,从而能够满足不同消费层次的需求,更好地刺激消费,提升我国的经济水平。
第二,在不断提高人均国内生产总值的同时增加城乡居民的人均收入。各级政府在经济方面进行考核的时候,同时也将居民人均收入的增加率以及人均国内从生产总值的增长率列入范围。比如,在政府提出要实现人均国内生产总值翻一番的计划时,也提出居民人均收入能够翻一番(去除物价上涨因素)。这样一来,不仅能够有效地督促各级政府更加努力地去做好经济建设的工作,同时还能够在提高人均国内生产总值的同时,有效地增加城乡居民的人均收入,从而促进旅游消费的增长,带动经济的增长。另外,为了能够更好地满足旅游消费水平不断增长的情况,就一定要增加对旅游的投入,不仅能够促进旅游业的发展,还能够有效地带动社会经济的发展。
4 正确处理我国人均消费水平和人均国内生产总值关系的措施
第一,主要依靠增加我国人均国内生产总值来提高我国的人均消费水平。当前我国的消费总体水平比较低,而滞后的人均消费水平不会对整体人均消费水平造成影响,当年的人均消费水平状况主要是由当年的国内生产总值的水平所决定的。因此,要采取一些积极的措施,建设完善的经济体系,从而去提高我国人均国内生产总值的整体水平,最终能够更好地实现我国人均消费水平的提高。
第二,要正确认识人均消费水平与人均国内生产总值之间的动态变化关系。由于我国的人均消费水平在不断提高,所以,滞后的人均消费水平多多少少会影响当期的人均消费水平的提高,也就是说,随着人均国内生产总值的不断增长,我国的人均消费水平也在不断提高,但是其增长的速度却一直呈现递减的趋势,这种情况是正常的现象,符合我国居民消费的实际情况。因此,要正确地去认识并对待人均消费水平和人均国内生产总值两者之间的动态的变化关系。
第三,正确处理我国消费和积累的关系,扩大内需,拉动消费,从而促进国民经济持续、快速以及健康发展。根据消费理论来说,其消费与累计之间存在相互影响、相辅相成的关系。当某一年的国民总收入的总量是一定的时候,如果用于消费的部分越多,那么自然地,其用于积累和扩大再生产投入的部分就会相对减少,因此,这就一定会影响到人均国内生产总值的增加,从而就会影响居民的消费水平。所以,要正确地处理好消费与积累之间的关系,从而确定一个适当的消费与积累的比例,最终能够实现保持国民经济持续快速增长和居民生活水平的适当提高。另外,由于种种原因,虽然我国居民储蓄水平一直在不断增长,但是居民对于真正的有效需求却不足,其消费对我国国民经济发展的拉动力度也不强。因此,在货币政策相对紧缩的同时,一定要刺激人们的消费需求,从而积极地扩大和引导人们的消费,使消费可以有效地拉动经济的增长,从而保持我国的经济能够持续、健康以及快速地发展。
5 结论
综上所述,我国经济的快速发展,基本都是来自投资以及出口求。而当前我国经济的一个重要的矛盾就是外需过旺而内需不足,投资强劲而消费疲弱,因此,对于我国经济的发展,一定要更多地从我国国内的资源、能源以及市场的角度去考虑,从而能够更多地去依靠扩大消费来促进我国经济的持续增长。也就是说,当前最需要做的就是要调整投资与消费、内需与外需的关系,有效增强我国居民的消费水平,使我国内需能够对经济的增长有拉动作用。另外,还要采取一些积极有效的措施,从而去提高我国的人均国内生产总值,实现我国人均消费水平的提高,使我国的经济能够健康稳定发展。
摘要：自我国改革开放以来,经济在不断高速增长,市场经济体制也在不断完善和成熟,这就促使了人们消费水平的提高,我国的人均国内生产总值也在不断提高。根据计量分析能够发现,我国的人均消费水平主要就是由人均国内生产总值来决定的,也就是说,当我国人均国内生产总值有所增长,那么人均居民消费水平也会同时增长,另外,滞后的人均消费水平对于我国当年的人均消费水平的影响是微不足道的,不会造成很大的影响。通过对我国人均国内生产总值与人均消费水平关系的分析和研究,从而使两者之间能够相互促进。
关键词：人均GDP,消费水,旅游消费
参考文献
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人均GDP 篇2
1、珠三角地区改革发展规划纲要
2009年1月7日，国务院常务会议通过《珠江三角洲地区改革发展规划纲要》，从国家战略层面给予珠三角地区五大定位，即探索科学发展模式试验区、深化改革先行区、扩大开放的重要国际门户、世界先进制造业和现代服务业基地、全国重要的经济中心。凭借毗邻港澳地区的深度合作优势，现代服务业将得到优先发展，重点包括金融业、会展业、物流业、信息服务业、科技服务业、商务服务业、外包服务业、文化创意产业、总部经济和旅游业。到2020年，现代服务业增加值占服务业增加值的比重超过60%。
2、加快建设海峡西岸经济区若干意见
2009年5月14日，国务院常务会议通过《支持福建加快建设海峡西岸经济区的若干意见》，要求将该地区建成两岸人民交流合作先行先试区域，服务周边地区发展新的对外开放综合通道，东部沿海地区先进制造业的重要基地，我国重要的自然和文化旅游中心。
分析师认为，短期内海西经济区将通过基建、房地产等行业投资的提速来带动经济增长，长期看将对商业、金融等诸多行业产生深远影响。同时，规划有助于缩小该区域与珠三角、长三角等东部地区的发展差距，促进交通基建、物流、光电等产业发展。
3、江苏沿海地区发展规划
2009年6月10日，国务院常务会议通过《江苏沿海地区发展规划》并要求，要把加快建设新亚欧大陆桥东方桥头堡和促进海域滩涂资源合理开发利用作为发展重点，着力建设我国重要的综合交通枢纽、沿海新型工业基地、重要的土地后备资源开发区和生态环境优美、人民生活富足的宜居区，将江苏沿海地区建设成为我国东部地区重要的经济增长极。
分析师认为，该规划将加强沿海港口群、水利、交通和能源电网等重大基础设施建设，港口投资和临港产业发展前景广阔，并借此形成功能清晰的产业群和城镇带。同时，在滩涂浅海大规模建立风电场具有很大的优势，未来将积极发展以风电和核电为主体的新能源产业。此外，该区域还强调大力发展现代农业，稳定粮食生产，相关行业的优质上市公司将获受益。
4、关中天水经济区发展规划
2009年6月25日，国新办召开发布会正式公布了《关中-天水经济区发展规划》。该区域的战略定位除了“全国内陆型经济开发开放战略高地”外，还包括打造全国先进制造业重要基地、全国现代农业高技术产业基地和彰显华夏文明的历史文化基地。
分析师认为，构筑以高技术产业为先导，以装备制造业、能源化工业和高新农业为支
柱，以现代服务业为支撑的产业体系，将拉动该区域基建投资、内需消费增长，并给特色工农产业带来发展机会。
5、辽宁沿海经济带发展规划
2009年7月1日召开的国务院常务会议批准了《辽宁沿海经济带发展规划》。
国家发改委东北振兴司巡视员王树年认为，从规划的战略定位概括，该区域一是东北地区对外开放的重要平台，二是东北亚地区的重要国际航运中心，三要建成具有国际竞争力的临港产业带，四是建成生态环境优美和人民生活富足的宜居地区。装备制造行业、高加工度的原材料工业、港口物流业获益明显。
6、横琴总体发展规划
2009年6月24日，国务院常务会议通过了《横琴总体发展规划》。规划提出将横琴建设成为“四基地一平台”，即粤港澳地区的区域性商务服务基地、与港澳配套的世界级旅游度假基地、珠江口西岸的区域性科教研发平台和建设融合港澳优势的国际级高新技术产业基地。
规划提出，将横琴纳入珠海经济特区范围，实施“分线管理”的通关创新制度，鼓励金融创新，实行更加开放的产业和信息化政策，支持进行土地管理制度和社会管理制度改革等。
7、图们江区域合作开发规划纲要
2009年8月30日，国务院召开常务会议正式批复了《中国图们江区域合作开发规划纲要》。规划提出，吉林省长春市、吉林市部分区域和延边州(简称长吉图)是中国图们江区域的核心地区。要加快建设长吉图开发开放先导区，将其发展成为我国沿边开发开放的重要区域、我国面向东北亚开放的重要门户和东北亚经济技术合作的重要平台，培育形成东北地区新的重要增长极。
国家发改委有关负责人表示，该规划最显著的特点就是强调“以长吉图为开发开放先导区”。长吉图开发开放先导区是迄今唯一一个国家批准实施的沿边开发开放区域，该区域与俄、朝港口群和蒙古东部、俄罗斯西伯利亚远东腹地紧密相连,是我国对外开放的重要陆上通道。
8、促进中部地区崛起规划
2009年9月23日召开的国务院常务会议批准了《促进中部地区崛起规划》。该区域包括山西、安徽、江西、河南、湖北和湖南六省在内的中部地区，是中国重要粮食生产基地、能源原材料基地、装备制造业基地和综合交通运输枢纽，在经济社会发展格局中占有重要地位。
专家指出，该规划把“三个基地一个枢纽”建设作为规划重心，这将带动农业、装备制造业、能源工业以及交通运输业等相关行业加快发展。“两横两纵”加“六圈”的空间发展格局成为规划的突出亮点。
9、鄱阳湖生态经济区规划
2009年12月12日，国务院常务会议批准《鄱阳湖生态经济区规划》。其发展定位是全国大湖流域综合开发示范区，长江中下游水生态安全保障区，加快中部崛起重要带动区和国际生态经济合作重要平台。
专家指出，该区域对于探索生态与经济协调发展，促进大湖流域综合开发，保护鄱阳湖“一湖清水”均具有积极意义。
10、黄河三角洲高效生态经济区发展规划
2009年12月，国务院正式批复《黄河三角洲高效生态经济区发展规划》。规划提出，加快山东东营、滨州、潍坊、莱州四个港口建设，建设临港产业区，形成北部沿海经济带，建成全省的生态产业基地、新能源基地和全国的循环经济示范基地。
分析师认为，黄河三角洲高效生态经济区后发优势突出，未利用土地为天津滨海新区总面积的2倍多，该经济区成立后，多家上市公司有望迎来业绩增长。
11、海南国际旅游岛建设意见
国务院于2009年12月31日发布《国务院关于推进海南国际旅游岛建设发展的若干意见》。意见提出，到2020年，旅游服务设施、经营管理和服务水平与国际通行的旅游服务标准全面接轨，初步建成世界一流的海岛休闲度假旅游胜地。
旅游业有望成为海南经济的突破口。分析师建议，重点关注地产及土地增值、特色旅游、交通运输三个行业。海南旅游业的发展将增加对酒店和住宅的需求，同时也增加土地需求，相关的子行业包括酒店、住宅等。未来海南将自然旅游项目、文化旅游项目、旅游购物等方面进行拓展，形成独具特色的旅游项目和产品。
09年中国城市人均GDP排名：深 圳（粤）136071.3大 庆（黑）89962.56珠 海（粤）66550.61玉 溪（滇）56307.54东 营（鲁）51178.24克拉玛依（新）50857.54盘 锦（辽）46543.21广 州（粤）38568.37厦 门（闽）38566.86杭 州（浙）38246.9无 锡（苏）37959.06上 海（沪）36206.4314 宁 波（浙）35446.4715 太 仓（苏）34813.6716 江 门（粤）34200.317 昆 山（苏）33748.0318 佛 山（粤）33121.4719 东 莞（粤）32278.7520 石 狮（闽）31714.7821 福 州（闽）31582.0322 张家港（苏）31579.2623 南 海（粤）31211.9224 顺 德（粤）30685.6925 苏 州（苏）30470.1926 大 连（辽）29706.3627 威 海（鲁）28590.8628 江 阴（苏）28474.9729 温 州（浙）28097.3230 晋 江（闽）27427.4831 南 京（苏）27128.0832 青 岛（鲁）26961.0133 泉 州（闽）26513.1434 库尔勒（新）26441.9635 扬 州（苏）25998.9836 荣 成（鲁）25770.3137 石家庄（冀）25476.0638 济 南（鲁）25191.7739 常 熟（苏）24831.9240 南 通（苏）24618.8541 北 京（京）24077.3942 长 沙（湘）23941.8443 海 口（琼）23919.6744 中 山（粤）23541.8145 吴 江（苏）23471.446 镇 江（苏）23404.1247 秦皇岛（冀）23279.8948 文 登（鲁）22878.1949 鞍 山（辽）22583.03
濮 阳（豫）21642.8552 长 春（吉）21335.7253 扬 中（苏）21026.1154 株 洲（湘）20817.3855 高 明（粤）20462.1456 天 津（津）20443.2457 绍 兴（浙）20282.5958 成 都（川）20110.9359 三 水（粤）20023.5560 萧 山（浙）19957.0861 龙 口（鲁）19872.5262 三 明（闽）19731.2163 十 堰（鄂）19555.0164 淄 博（鲁）19525.5265 锡林浩特（蒙）19511.3766 武 进（苏）19509.8267 沈 阳（辽）19406.9768 马鞍山（皖）19232.1869 汕 头（粤）18980.7370 荆 门（鄂）18918.9771 泰 州（苏）18850.3472 二连浩特（蒙）18843.7573 东 胜（蒙）18842.3274 上 虞（浙）18702.1475 漳 州（闽）18582.9276 海 宁（浙）18577.2877 绥 河（黑）18569.3978 烟 台（鲁）18491.6379 徐 州（苏）18407.5980 肇 庆（粤）18404.4281 南 昌（赣）18387.6182 惠 阳（粤）18267.683 鹤 山（粤）18263.0384 哈尔滨（黑）18244.0485 岳 阳（湘）18058.4786 九 江（赣）18058.3987 台 州（浙）17995.3
我国人均GDP首破一千美元 篇3
预计今年经济增速不会低于7％
1月20日，国家统计局公布了2003年我国国内生产总值(GDP)初步核算数据，2003年我 国GDP总量相当于1.4万多亿美元，人均1090美元。这是我国人均GDP首次突破1000美元。
国家统计局局长李德水在国务院新闻办举行的记者招待会上说，经初步核算和评估，20 03年我国国内生产总值为116694亿元，按可比价格计算，比上年增长9.1％，是1997年以来 增长最快的年份。按照现行汇率计算，去年我国GDP总量相当于1.4万多亿美元，人均达到1 090美元。
分产业看，第一产业增加值为17247亿元，增长2.5％，增幅同比减慢0.4个百分点； 第二产业增加值为61778亿元，增长12.5％，加快2.7个百分点；第三产业增加值为37669 亿元，增长6.7％，减慢0.8个百分点。
分季度看，去年一季度增长9.9％，二季度6.7％，三季度由原先发布的9.1％修订为 9.6％，四季度为9.9％。
李德水说，2003年中国经济有四个重要标志：
一是中国承受住了前十年从反通货膨胀到反通货紧缩的压力，经过艰苦调整，至2003年 ，中国已完全摆脱了亚洲金融危机的影响，进入了一个新的经济增长周期；
二是党的十六大提出了全面建设小康社会宏伟目标，2003年是进入全面建设小康社会新 的发展阶段的第一年；
三是2003年中国人均GDP首次突破人均1000美元，达到1090美元，这标志着中国已经站 在一个新的发展阶段，一个新的起点，经济增长将进入一个新的重要阶段；
四是2003年党的十六届三中全会提出了以人为本、全面协调和持续的科学发展观，这是 有着深远意义和重大意义的一件事情。
李德水说，有了这四个理由，他认为2003年是中国经济发展史上一个新的重要里程碑。
应记者要求，李德水对今年一季度的经济增速进行了预测。他分析说，一季度出口可能 因国际贸易保护主义有抬头趋势，我国从今年1月1日开始实施新的出口退税政策而有较多下 降，但消费需求可能在去年四季度的基础上有所加快，受固定资产投资项目拉动，一季度的 增长速度有可能回落，但不会回落太多。对于今年全年的增长速度，李德水认为，完全可能 保持在7％以上。主要理由是，第一，中国经济增长存在巨大惯性；第二，我国宏观经济政 策在2004年保持了连续性，国家将继续实行积极财政政策和稳健的货币政策；第三，我国投 资环境、基础设施建设都有很大改善，具备保持快速发展的条件。
地区GDP将进行三项改进
为了科学地计算和使用GDP，参照国际通行的做法，并报经国务院同意，国家统计局 决定从今年开始对地区GDP核算工作进行如下的改进和规范：
一是改进地区人均GDP的计算方法。人均GDP是一定时期内GDP与同期人口平均数的比值 。按照国际惯例，人口数应该用同期常住人口。我国在核算制度中也规定，无论是国家还是 地区，计算人均GDP时人口数都采用常住人口。但是，由于种种原因，在实际工作中，各地 区在计算人均GDP时，一些地区采用户籍人口，一些地区采用常住人口。随着改革开放的不 断深入，地区间人口流动日趋频繁，某些地区的户籍人口与常住人口之间的差距越来越大， 采用户籍人口计算人均GDP，难以客观地反映一个地区的实际情况，也影响了地区人均GDP的 可比性和准确性。为了准确地计算各地区人均GDP，国家统计局决定各地区要统一使用人口 统计中的常住人口计算人均GDP，并对历史数据做同口径调整。
二是规范地区GDP及相关指标的中文译名。我国习惯上将国家和地区的GDP统称为国内生 产总值。为了更加准确和规范化地表述，国家统计局决定将地区GDP的中文名称作如下调整 ：地区GDP的中文名称改为“地区生产总值”；特定地区的GDP用行政区的名字作定语，如“ XX省生产总值”，简称为“XX省GDP”。各地GDP称为“各地生产总值”。
珠三角人均GDP逼近1万美元 篇4
公报统计显示:2 0 0 9年, 珠三角人均G D P同比增长9%, 仅比G D P增幅低0.4个百分点。专家分析, 珠三角人均G D P增幅与G D P增幅缩小到历史新低, 非常重要的原因之一是受国际金融危机与“双转移”内外因素的影响, 到珠三角务工的农民工有所减少。
2009年, 广东东翼、西翼和山区的人均GDP分别为16687元、18819元和16672元, 分别是珠三角的24.78%、2 7.9 5%和2 4.7 6%。但可喜的是, 在人均G D P增速方面, 东翼和山区分别比珠三角高2.2个百分点和0.5个百分点, 西翼则与珠三角持平。而在城镇化率的提升方面, 东西北地区也均快于珠三角。
在运用第二次全国经济普查数据进行修订后, 2 0 0 5年至2 0 0 9年广东G D P增速分别为14.1%、14.8%、14.9%、1 0.4%、9.5%。专家指出, 广东近5年来经济运行之所以呈现这样的轨迹, 一方面是广东受到了国际金融危机的明显冲击;另一方面也有经济周期规律的作用。其中, 2 0 0 5年至2 0 0 7年处于上升态势, 2 0 0 8年至2 0 0 9年属于经济周期的下行期。
人均GDP 篇5
我国人均医疗费用增长率远超GDP
从1991年到2013年，我国人均医疗费用的年均增长率为17.49%，如果现有的政策环境不变，预计2015年我国人均医疗费用的年度增长率为14.33～18.24%，明显高于2013年我国人均GDP8.97%的粗增长率。2015年4月7日，由复旦大学牵头的健康风险预警治理协同创新中心公布上述数据。（4月9日《中国青年报》）
人均医疗费用年均增长17.49%，确实吓人，继续增长下去，风险大。基于“看病贵”的舆论共识，很容易使人想到人均医疗费用高速增长的罪魁祸首就是“看病贵”。但这只是看到了问题的一部分，并不客观、公正和完整，容易激化社会情绪，不利于社会稳定。
事实上，“看病贵”有两个层面：一是医保不给力，二是医院收费太高。事实求是的说，近些年来国家的医疗保障水平不断提高，医疗保障层面的“看病贵”逐步缓解。正是医疗保障水平不断提高，使人均医疗费用出现了高速增长。
首先，人均医疗费用高速增长有政策性因素。2002年10月，国家出台《关于进一步加强农村卫生工作的决定》，明确指出：逐步建立以大病统筹为主的新型农村合作医疗制度，到2010年，新型农村合作医疗制度要基本覆盖农村居民。实际运行情况是，2010年新型农村合作医疗的覆盖面达到农村的80%以上，参保人数达8.3亿。短期内大面积推行政策性医疗保障，必然使人均医疗费用急剧增长。
其次，财政投入和居民个人投入均不断增加和提高。自2003年起，中央财政对中西部地区除市区以外的参加新型合作医疗的农民每年按人均10元安排合作医疗补助资金，地方财政对参加新型合作医疗的农民补助每年不低于人均10元。由于财政补贴逐年增加，到2010年，政府对新农合和城镇居民医保补助标准达到120元每年；到2015年，财政补贴提高到380元。与此同时，农民和城镇居民个人缴费标准也在不断提高，2015年，全国平均个人缴费标准达到每人每年90元左右。
再者，新农合、城居保和城镇职工医保报销比例均不断提高。2010年河南省新农合住院报销比例达到50%；到2012年，河南省最高报销比例可达90%。
从政策利好到财政大力投入，从居民参保标准不断提高，到报销比例不断上浮，大大刺激了居民的医疗卫生消费信心，居民的健康意识越来越强，原来小病拖、大病扛，实行全面医保后，居民敢进医院看病，人均医疗卫生消费必然大幅度上升。
事实上，从“卫生总费用中个人现金支出比例”来看，居民的负担不断减轻。2001年，该指标接近60%，到2013年该指标下降到33.9%，略超30%的世界公认水平。这一“曲线”说明，随着国家政策和财政支持，人个现金支出比例基本趋于稳定。
从“医疗机构的药占比”来看，该指标从1991年的59.68%下降到2013年的42.75%，预计2015年和2020年分别为40.84%和39.60%。呈下降趋势。当然，“高价药易销”等市场混乱现象依然存在，“看病贵”问题还比较严重。因此，继续深化医改，监管好医院及医生，使公立医院回归公益，很有必要，也是目前面临的最大问题。（据《东方网》）
人均GDP 篇6
关键词：农民,人均纯收入,城镇居民,人均GDP回归分析,揭阳市
引言
揭阳市位于广东省东部,北靠梅州,南濒南海,东邻汕头、潮州,西接汕尾。陆地面积5 240.5平方公里。揭阳是粤东古邑,历史悠久。1991年12月7日,国务院( 国函[1991]84号文) 批准揭阳撤县建市( 地级) 。改革开放以来,特别是建市以来,揭阳市经济迅猛发展,经济建设取得长足的进步,城乡居民生活明显改善。从总量和增速来看,揭阳市城乡居民的收入都有不同程度的增加。但是,从城乡收入差距来看,却是一年比一 年扩大 ,从2006年的5 527元扩大到2013年的11 960元。为什么会出现这种局面 ,如何进一步提高揭阳市农民人均纯收入,缩小城乡差距,这就是本文想要研究和解决的问题。
一、变量和样本的选取
本文选取揭阳市农民人均纯收入、城镇居民人均可支配收入、城乡收入差距作为衡量揭阳市城乡居民收入状况的指标,选取揭阳市人均GDP数据作为衡量揭阳市经济发展水平的指标,选取2006—2012年的相关统计数据作为样本来进行分析。
在变量关系方面,以揭阳市人均GDP作为自变量,以揭阳市农民人均纯收入、城镇居民人均可支配收入、城乡收入差距作为因变量分别建立回归模型,通过定量分析来确定揭阳市农民人均纯收入、城镇居民人均可支配收入、城乡收入差距与人均GDP的量化关系。
二、定量分析过程
( 一) 2006—2013 年揭阳市农民人均纯收入 、城镇居民人均可支配收入、城乡收入差距与人均 GDP 数据( 见下页表1) 。
从下页表1的数据可以看到,揭阳市农民人均纯收入、城镇居民人均可支配收入随着揭阳市经济不断增长出现持续增长,与此同时,揭阳市的农民人均纯收入与城镇居民人均可支配收入的差距越来越大。2013年,揭阳市人均GDP为26 866元 ,比上年增长14.2%,比2006年增长2.16倍 ; 农民人均纯 收入9 020元 ,比上年增 长12.1%,比2006年增长1.08倍 ; 城镇居民 人均可支 配收入20 980元 , 比上年增 长11.1%,比2006年增长1.1倍 ;城乡收入差距11 960元 ,比上年增长10.2%,比2006年增长1.16倍。
( 二) 运用SPSS软件 ,对2006—2012年揭阳市农民人均纯收入 、城镇居民 人均可支 配收入、城 乡收入差 距与人均GDP数据,进行相关分析、回归分析和检验,得如下结果。
1.相关分析
运用SPSS软件计算出来相关系数的结果( 见下页表2)。从下页表2可以看到,揭阳市农民人均纯收入与人均GDP的皮尔森系数为0.992,单尾显著性检验的概率p值为0.000,小于0.05,所以我们认为揭阳市农民人均纯收入与人均GDP具有很强的相关性;揭阳市城镇居民人均可支配收入与人均GDP的皮尔森系数为0.998,单尾显著性检验的概率p值为0.000,小于0.05,所以我们认为揭阳市城镇居民人均可支配收入与人均GDP具有很强的相关性;揭阳市城乡收入差距与人均GDP的皮尔森系数为0.998,单尾显著性检验的概率p值为0.000,小于0.05,所以我们认为揭阳市城乡收入差距与人均GDP具有很强的相关性.
我们运用SPSS软件分别绘制出2006—2012年揭阳市农民人均纯收入与人均GDP的散点图( 见下页图1) 、2006—2012年揭阳市城镇居民人均可支配收入与人均GDP的散点图( 见下页图2) 、2006—2012年揭阳市城乡收入差距与人均GDP的散点图( 见P174图3) 。
数据来源:《 2012 年揭阳统计年鉴》、揭阳市 2013 年国民经济和社会发展统计公报( 揭阳市统计局、国家统计局揭阳调查队)。
注:**—在 0.01 水平( 双侧) 上显著相关。
从上页图1、图2和图3来看,三张图的散点大致上均呈直线趋势,因此我们判断2006—2012年揭阳市农民人均纯收入、城镇居民人均可支配收入、城乡收入差距与人均GDP呈直线相关,从直线相关的变化方向来看,2006—2012年揭阳市农民人均纯收入、城镇居民人均可支配收入、城乡收入差距的增长与人均GDP的增长变化方向是一致的,因此我们判断2006—2012年揭阳市农民人均纯收入、城镇居民人均可支配收入、城乡收入差距的增长与人均GDP的增长均为正相关关系。
2.回归分析
我们运用SPSS软件对表1中2006—2012年揭阳市的相关数据分别进行回归分析,得到以下三个线性回归方程:
Y1=2 032.014+0.245X ( 其中Y1为农民人均纯收入,X为人均GDP)
Y2=4 582.433+0.6X ( 其中Y2为城镇居民人均可支配收入,X为人均GDP)
Y3=2 550.419+0.355X ( 其中Y3为城乡收入差距,X为人均GDP)
( 1) 方差分析
表3是线性回归方程1( Y1=2 032.014+0.245X) 的方差分析表 。从表3中来看 , 线性回归 方程1的F检验统计量 为303.175, 相应的概 率p值为0.000, 小于0.05, 可以认为变量农民人 均纯收入 与人均GDP两者之间 存在线性相关关系。
注:a.预测变量:( 常量) ,人均 GDP;b.因变量:农民人均纯收入。
表4是线性回归方程2( Y2=4 582.433+0.6X) 的方差分析表。从表4中来看,线性回归方程2的F检验统计量为1 343.067,相应的概率p值为0.000,小于0.05,可以认为变量城镇居民人均可支配收入与人均GDP两者之间存在线性相关关系。
注:a.预测变量:( 常量) ,人均 GDP;b.因变量:城镇居民人均可支配收入。
表5是线性回归方程3( Y3=2 550.419+0.355X) 的方差分析表。从 表5中来看 ,线性回归 方程3的F检验统计 量为1 428.589,相应的概率p值为0.000, 小于0.05, 可以认为变量城乡收入差距与人均GDP两者之间存在线性相关关系。
注:a.预测变量:( 常量) ,人均 GDP;b.因变量:城乡收入差距。
( 2) 回归系数分析
在表6中,给出线性回归方程1( Y1=2 032.014+0.245X)的参数和常数项的估计值,其中常数项系数为2 032.014,回归系数为0.245,线性回归参数的标准误差为0.014,标准化回归系数为0.992,T检验的概率p值为0.000,小于0.05,所以可认为回归系数有显著意义。
注:a.因变量:农民人均纯收入。
在表7中,给出线性回归方程2( Y2=4 582.433+0.6X) 的参数和常数项的估计值,其中常数项系数为4 582.433,回归系数为0.6,线性回归参数的标准误差为0.016,标准化回归系数为0.998,T检验的概率p值为0.000,小于0.05,所以可认为回归系数有显著意义。
注:a.因变量:城镇居民人均可支配收入。
在表8中,给出线性回归方程3( Y3=2 550.419+0.355X)的参数和常数项的估计值, 其中常数项系数为2 550.419,回归系数为0.355,线性回归参数的标准误差为0.009,标准化回归系数为0.998,T检验的概率p值为0.000,小于0.05,所以可认为回归系数有显著意义。
注:a.因变量:城乡收入差距。
3.检验
我们用2013年揭阳市的人均GDP分别代入线性回归方程1、2、3,预测2013年揭阳市的农民人均纯收入、城镇居民人均可支配收入、城乡收入差距数据,然后将预测值与实际值进行对比,检验线性回归方程1、2、3的误差率。计算结果如下:
预测值与实际值的误差率 =( 实际值 - 预测值)/ 实际值*100%。
农民人均 纯收入预 测值与实 际值的误 差率 =( 9 0208 614.184) /9 020*100%=4.5%。
城镇居民人均可支配收入预测值与实际值的误差率 =( 20 980- 20 702.033) /20 980*100%=1.3%。
城乡收入 差距预测 值与实际 值的误差 率 =( 11 96012 087.849) /11 960*100%=- 1.1%。
三个指标预测值与实际值的误差率均控制在5%以内,说明线性回归方程1、2、3预测的准确性较高,通过检验。
( 三) 分析结果
人均GDP 篇7
回归模型是一种非常实用的统计方法,应用范围极其广泛,它除了能对数据进行拟合与预测外,多元回归模型还可以进行结构性分析。利用经济类数据建立多元线性回归模型时,自变量之间往往存在多重共线性,使得回归系数出现在经济学上无法解释的现象,或使回归系数变得不稳定,多重共线性的处理方法也有很多。杨湘豫等建立了我国人均GDP与各个产业之间线性回归模型,并对拟合结果的随机误差做出相对应的检验[1],通过直接剔除了第二产业增加值这一变量,解决了多重共线性问题;程毛林[2]利用主成分回归模型消除了多重共线性的影响,对苏州服务业经济增长因素进行了分析。本文针对海南省建省较晚,数据量较少的特点,以及数据光滑度差的事实,尝试建立海南人均地区GDP与三次产业增加值之间的回归模型,对海南经济结构进行定量分析。
1 多元线性回归模型
以海南省人均GDP为因变量yt(元),以海南省第一产业增加值x1t(亿元)、第二产业增加值x2t(亿元)、第三产业增加值x3t(亿元)为自变量,建立多元线性回归模型。
数据来源:从《海南省统计年鉴2014》[3]获取1978-2013年海南人均GDP和三个产业增加值数据;从海南统计局下载海南发展公报2014,获取2104年海南人均GDP数据;从国家统计局网站获得2014年三个产业增加值数据[4]。利用SPSS20.0做散点图(图1),可以看出yt与x1t、x2t、x3t有明显的线性关系,且三个自变量之间线性关系也很强。建立多元线性回归模型:
模型应满足:
利用SPSS20.0,采用逐步回归法筛选变量,结果三个自变量均进入回归模型,R2=1,F检验显著,模型具有统计学意义,且回归系数显著性检验均通过,得经验回归方程:
三个自变量的VIP值均远大于10(表1),说明自变量多重共线性严重,尽管回归系数没有出现负数,但可能极其不稳定,使模型解释能力失真。
2 岭回归模型
岭回归是一种可以针对小样本数据、也可用于多重共线性数据的回归方法,它通过放弃最小二乘法的无偏性,以损失部分信息、降低精度为代价来寻求效果略差、但回归系数更符合实际的回归方程[5]。线性回归模型(1)写成矩阵形式:Y=Xβ+U,参数β的最小二乘估计为,若自变量之间存在多重共线性,则XTX近似为奇异阵。岭回归是给XTX加上一个对角阵kE(k>0,E为单位矩阵),使XTX+kE接近奇异的程度比XTX要小得多。考虑到自变量和因变量纲不同,因变量标准化处理后记为,自变量标准化处理后,设计矩阵用表示,则称为β的标准化岭回归估计,其中,k称为岭参数。此时,即为自变量的样本相关系数矩阵。利用spss20.0对原始数据标准化处理后进行岭回归建模。设定k取值范围0~1迭代,步长0.01,由图1,图2综合判断,当k=0.1后,不再有明显波动,并且开始逐渐变小,因此取k=0.1,再由表2,得出标准化变量岭回归方程:
R2=0.9983,残差平方和为0.064,还原成原始变量,即:
还原得非标准化量岭回归方程:
x1t=809.64,x2t=874.42,x3t=1816.66带入模型(2),预测2014年的海南人均GDP为37 786元,相对误差2.92%,预测效果不错。由模型(2)分析:第一产业增加值每增加1亿元,人均GDP会增加14.235元;第二产业增加值增加1亿元,人均GDP会增加13.281 4元;第一产业增加值增加1亿元,人均GDP将增加7.687 8元。仅从模型本身看,似乎第一产业增加值对人均GDP的影响较大,但并不代表第一产业对人均GDP影响最大,这三个回归系数仅反映了人均GDP关于三个产业增加值的边际量,可见,第一产业作为基础性产业,其边际量最大,其次是第二产业,最后是第三产业。但从实际情况来看,第三产业增加值从1992年开始便超过第一产业,成为每年增加值最大的产业,而且其增长速度明显高于第一、二产业(图3)。从表3可以看出,近年来第三产业年均增加值呈现出明显优势,近5年第三产业年均增加值是第一产业的3.07倍,而第一产业的边际值仅是第三产业的1.85倍,即第一产业为人均GDP贡献14.235元时,第三产业将为人均GDP贡献23.76元,第三产业比第一产业高出66.88%。第二产业从2007年开始增加值逐渐赶上第一产业,从2011年开始,与第一产业差距逐渐拉开,增长势头明显,最近5年,第三产业年均增加值是第二产业的2.48倍,即第二产业为人均GDP贡献13.281 4元时,第三产业将为人均GDP贡献19.7元,第三产业比第二产业高出43.55%。第三产业增加值是影响海南人均GDP的主要因素。另外,从图4可以看出,历年来海南第一产业从业人数总体上增加十分缓慢,几乎没有变化,第二产业从业人数平稳增长,第三产业从业人数增长迅速,2013年已经超过第一产业,成为海南从业人数最多的一个产业,可见,第三产业已经成为影响海南经济的首要产业。
3 分段回归模型
从原始数据观察(图3),第三产业增加值于1992年首次超越第一产业增加值,第二产业于2010年超过第一产业增加值,可能是由于经济结构的调整导致。因此,可以考虑利用分段回归来建立回归模型。对原始数据直接进行分段回归,回归系数在第一段检验没有通过。对原始数据利用自然对数变换,记lyt=ln(yt),lx1t=ln(x1t),lx2t=ln(x2t),lx3t=ln(x3t),再做分段回归。引入新变量year,取值从1978到2013,实现逻辑表达[6]:
利用SPSS20.0非线性回归模块中的分段回归,运行结果见表4,回归系数检验均通过,写出经验回归方程:
算得:
算得2014年海南人均GDP预测值,与真实值38 924相差177元,相对误差0.45%,预测效果非常理想。从模型(3)可以看出,以1992年为分界点,两个时段的回归模型系数变化很大,1992年以前,第一产业增加值每增加1%,人均GDP将增加0.397%;第二产业增加值每增加1%,人均GDP将增加0.151%;第三产业增加值每增加1%,人均GDP将增加0.32%。1992年以后,第一产业增加值每增加1%,人均GDP将增加0.189%;第二产业增加值每增加1%,人均GDP将增加0.187%;第三产业增加值每增加1%,人均GDP将增加0.518%。人均GDP关于第一产业增加值的弹性明显变小,而关于第三产业增加值的弹性明显变大。表现为第一、二产业对于经济的拉动存在消耗高、效率低下的问题,而第三产业则具有很大的发展空间,活力充沛,从图6也可以看出,第三产业增加值增长速度最快,明显超过第一、二产业。
4 结论
以海南人均GDP作为衡量海南省经济发展的指标变量,以其为因变量,以影响人均GDP的三个产业增加值为自变量,以海南1978年-2013年年度数据为样本,建立回归模型,来分析三个产业增加值与海南经济发展的量化关系,分析海南省的经济结构状况。首先利用多元线性回归方法诊断出自变量之间存在着严重的多重共线性,结合数据容量不够30个的特点,建立了参数比较稳定的岭回归模型,从边际分析角度,对三大产业对海南经济的影响程度进行了定量分析。最后,采用非线性回归分析,利用取对数变换的数据,针对数据不光滑的实际,建立了分段回归模型,从弹性分析角度、分两个阶段,对三大产业对海南经济的影响程度进行了进一步分析。本文从定量的角度,阐述了三大产业对海南经济的影响程度。海南第一、第二产业增加值的增量会对海南经济产生重要影响,但从实际情况来看,这两个产业的增加值增速远远低于第三产业,因而,海南在未来经济结构调整过程中,应立足于这两个基础性产业,发挥地区优势,将农林牧渔业和工业有效结合、协调发展,创造出具有高附加值的产品,使两个产业增加值得到提高,从而带动第三产业更快发展,形成良性循环。
参考文献
[1]杨湘豫,程利,陈前达.人均GDP与各产业之间的时间序列分析[J].统计与决策,2011(22):38-40.
[2]程毛林.基于主成分回归模型的经济增长因素分析[J].运筹与管理,2012,21(1):175-179.
[3]海南省统计局,国家统计局海南稽查总队.海南统计年鉴2014[EB/OL].[2015-07-10].http://www.stats.hainan.gov.cn/2014nj/indexch.htm.
[4]国家统计局.分省年度数据[EB/OL].[2015-07-11].http://data.stats.gov.cn/easyquery.htm?cn=E0103.
[5]林晓,张靖宇,胡晓华.基于岭回归法对海南省住宅销售价格的影响因素的研究[J].海南师范大学学报:自然科学版,2011,24(3):257-259.
人均GDP 篇8
工业革命以来, 煤炭、石油、天然气等化石能源快速发展, 成为经济社会发展的主导能源, 这种以化石能源消费为主的经济发展所带来的问题便是人们生活和工业生产过程中排放大量温室气体; 大气中温室气体的浓度不断升高, 打破了原来的碳平衡, 从而影响到能源安全、生态安全、水资源安全、 大气环境安全以及粮食安全, 甚至威胁到人类生存。 在此背景下, 2003年英国政府在其政府报告 《英国能源白皮书》中首次提出了低碳经济。这种以 “低能耗、低污染、低排放和高效能、高效率、高效益” 为核心的经济模式一经提出就迅速受到了广泛关注, 成为构建全球 “责任共同体”的重要途径。国际社会采取了一系列措施, 如成立联合国政府间气候变化专门委员会 ( IPCC) , 签署 《联合国气候变化框架公约》、《京都议定书》等协议来解决全球环境与气候恶化问题, 并在2009年12月, 由来自192个国家的谈判代表在丹麦首都哥本哈根召开了 《联合国气候变化框架公约》缔约方第15次会议 ( 简称哥本哈根会议) , 商讨各国2012年至2020年的全球减排协议问题。这次会议也被喻为 “拯救人类的最后一次机会”的会议, 将对地球今后的气候变化走向产生决定性的影响。
为了顺应全球低碳经济发展趋势, 履行哥本哈根会议承诺, 我国政府决定到2020年单位国内生产总值二氧化碳排放比2005年下降40% ~ 45% , 并作为约束性指标纳入国民经济和社会发展中长期规划。在国务院已经发布的 “十二五”规划中, 也强调了 “面对日趋强化的资源环境约束, 必须增强危机意识, 树立绿色、低碳发展理念, 以节能减排为重点, 健全激励与约束机制, 加快构建资源节约、环境友好的生产方式和消费模式, 增强可持续发展能力, 提高生态文明水平”[1]。这也表明了发展低碳经济、 降低碳排放及碳强度已经提升到了国家战略的高度, 并在接下来的 “十二五”期间深入贯彻执行。
在这样一个大背景下研究中国的碳强度问题就有着重要的现实意义。目前, 关于中国碳强度问题的研究主要有: 范迎等[2]利用适应性加权迪氏分解法 ( Adaptive Weighting Divisia) 分解中国1980— 2003年碳排放强度的影响因素, 发现尽管中国CO2排放量增加, 但碳强度却在下降, 认为降低碳强度要不要过度依赖能源强度也要关注能源结构的因素。 杜立民[3]构建了省级CO2排放面板数据库, 并分别在静态和动态面板数据模型框架下考察了我国CO2排放的影响因素, 研究结果显示, 重工业比重、城市化水平等都对我国的CO2排放具有显著正的影响; 经济发展水平和人均CO2排放量之间则存在倒U型关系, 环境库兹涅兹曲线假说成立。张友国[4]则分析了经济增长方式转变对我国GDP碳排放强度的影响。虞义华等[5]利用我国29个省市自治区1995— 2007年的面板数据, 分析了CO2排放强度同经济发展水平及产业结构之间的关系, 研究表明, 碳强度同人均GDP之间存在N形关系, 第二产业比重同碳强度存在正相关关系。丘兆逸[6]借鉴环境库兹涅茨曲线 ( EKC) , 采用2000—2008年中国30个省市自治区的面板数据, 对碳排放强度与工业化的关系进行回归, 结果显示, 它们之间呈倒N型关系, 目前中国整体上处于工业化水平中期, 完成2020年减排目标的关键是跨越第二个拐点进入碳排放强度随工业化发展下降的阶段; 各省市区的工业化程度不同导致其减排压力不一样。沈小波等[7]基于自回归分布滞后模型分析1980—2007年中国碳强度的主要影响因素, 结果表明, 碳强度与人均GDP、能源效率、 工业增加值比重之间存在长期均衡关系; 能源效率改进使碳强度下降, 工业增加值比重上升使碳强度上升; 人均GDP与碳强度之间存在倒U型关系。王锋等[8]运用协整技术和马尔可夫链模型预测了2011—2020年中国的碳强度趋势, 然后分9个组合情景评估了优化能源结构对实现碳强度目标的贡献潜力, 结果表明, 通过优化能源结构有助于降低中国碳强度。
2煤炭消费比重、人均实际GDP与碳强度
2. 1煤炭消费比重与碳强度
上述文献都从各自的研究视角分析了中国的碳强度问题, 但都没有实证分析煤炭消费比重对于中国碳强度的影响。而中国的能源国情是 “富煤、贫油、少气”, 即中国石油探明可采储量只占世界的2. 4% , 天然气仅占1. 2% , 而煤炭却占世界探明储量的14% 左右, 这也就决定了中国的能源消费在相当长一段时期内仍以煤炭为主。虽然国家一直在提倡发展新能源, 减少煤炭的消费量, 但近十几年来中国煤炭消费占能源消费的平均比重仍保持在70% 以上。如图1所示描述了中国1995—2008年煤炭消费比重的变化趋势。在2002年之前, 中国煤炭消费比重呈下降趋势, 到2002年中国煤炭消费比重一度降到68% ; 从2003年开始, 中国的煤炭消费比重出现了一个大幅提升的趋势, 从2003年的69. 8% 攀升为2007年的71% 。
如图2所示描述了中国1998—2008年碳强度的变化趋势。从中不难看出, 1998—2002年间中国碳强度呈现下降趋势, 从1998年的4吨/万元下降到2002年的3. 17吨/ 万元; 从2003年起, 中国碳强度一下跃升为3. 54吨/万元, 后续几年也都保持在3. 61吨/ 万元以上的高位运行。
通过图1与图2的对比发现, 中国的煤炭消费比重与碳强度在2003年之前均呈下降趋势, 从2003年开始都出现一个迅速提高并在随后几年保持高位运行的态势。这就说明在煤炭消费比重与碳强度之间似乎存在着某种联系, 需要运用面板计量工具来深入挖掘两者之间的量化关系。
2. 2人均实际GDP与碳强度
近年来国际上关于全球气候变化和环境问题的会议络绎不绝, 引发了政府、学者及公众对于环境问题的关注, 许多学者都撰写了论文来分析经济增长与环境之间的关系。最早研究这方面问题的学者是Grossman和Krueger[9], 他们在1991年对GEMS ( 全球环境监测系统) 的城市大气质量数据作了分析, 发现SO2和烟尘与人均收入之间符合倒U形曲线关系。Panayoto[10]在1993年借用库兹涅茨界定的人均收入水平与收入不均等之间的倒U型曲线来描述环境质量与人均收入水平之间的倒U型曲线关系, 并首次将这种关系称为环境库兹涅茨曲线 ( EKC) 。 所谓环境库兹涅茨曲线 ( EKC) 是指环境先随人均收入增加而恶化, 然后当人均收入超过一定水平后环境会得到改善, 即环境质量与人均收入水平呈倒U曲线型关系。随后, 很多学者借用这一理论并套用相关数据来验证本国碳排放与人均收入之间是否存在这样的EKC曲线, 得出的结论也各不相同。因此, 本文在研究碳强度问题时也借鉴这一研究成果, 把人均实际GDP作为一个影响因素来考察人均实际GDP与碳强度之间是否也存在着类似的关系。
综上所述, 本文选取煤炭消费比重和人均实际GDP作为研究中国碳强度问题的自变量, 旨在通过构建面板计量模型, 运用相关计量检验来实证分析中国碳强度与煤炭消费比重以及人均实际GDP之间的内在关系。
3数据来源与计量模型构建
3. 1数据来源
本文选取中国30个省市自治区作为研究对象 ( 我国西藏、台湾、香港、澳门由于数据可获性的原因没有包括进来) , 样本区间为1998—2009年。
由于我国没有直接公布CO2排放量, 因此本文参照IPCC ( 2006) 以及国家气候变化对策协调小组办公室和国家发改委能源研究所 ( 2007) 的方法, 各省市自治区的煤炭、焦炭、原油、燃料油、汽油、 煤油、柴油和天然气消费数据来自1999—2010年的 《中国能源统计年鉴》, 并根据2008年 《中国能源统计年鉴》附录4中各种能源换算为标准煤单位的折算系数, 将不同种类能源消费量统一换算为标准煤单位; 各省市自治区水泥生产排放采用与能源排放类似的方法计算, 从1999—2010年的 《中国统计年鉴》中查找各省市自治区水泥产量数据来计算得到其水泥生产的碳排放数据。最后将水泥生产排放与能源排放数据相加, 即为总碳排放量。然后把计算出来的各省市自治区的碳排放量除以实际GDP ( 以1998年为基期) , 就得到各省市自治区的碳强度 ( 单位: 吨/万元) 。
各省市自治区的人均实际GDP ( 以1998年为基期, 单位万元) 是通过查找各省市自治区1999— 2010年统计年鉴的人均GDP数据并以1998年为基期折算出来的。
各省市自治区的煤炭消费比重 ( 煤炭消费占终端能源消费的比例) 是通过查找历年 《中国能源统计年鉴》的原始数据进行计算得到的。
3. 2计量模型构建
本文的面板计量模型构建借鉴了前人的研究成果, 考虑到人均实际GDP对于碳强度的影响可能是非线性的, 故在构建面板计量模型时加入了人均实际GDP的二次项, 然后引入煤炭消费比重。本文的面板计量模型如 ( 1) 式所示:
其中:Cit代表第i个地区的碳强度 (吨/万元) , 定义为该地区t期的每万元实际GDP的CO2排放量 (吨) ;RGDPit代表的是i地区t期的人均实际GDP (万元) (以1998年为基期) ;分别对Cit和RGDPit取自然对数, 记为Ln Cit和LnRGDPit形式;COALit为i地区t期的煤炭消费比重, 定义为i地区t期的煤炭消费占终端能源消费的比重;α是常数项, β1、β2和β3为各解释变量的待估系数;μit为模型的误差项, 该误差项可能隐含着一些观测不到的个体效应 (反映地区间的个体特质) 以及会随时间变动的影响各地区碳强度的时间效应因素, 即μit=ηi+γt+εit, 其中ηi为个体效应, γi为时间效应, εit为随机扰动项, 假设εit与解释变量不相关。
4计量模型实证分析及回归结果
4. 1模型的选择
式 ( 1) 中的面板数据模型是采用混合最小二乘回归模型还是采用固定效应模型亦或是随机效应模型形式, 这是一个需要注意的问题。如果模型形式设定不正确, 则估计结果将与所要模拟的经济现实偏离甚远, 所以在做面板回归估计之前需要对面板数据的模型形式进行选择, 这样可以避免模型设定的偏差, 从而提高参数估计的有效性。本文用sta- ta10. 0软件来进行相关的检验和回归估计。
首先, 本文用F检验来对混合最小二乘回归模型和固定效应模型进行选择, 用stata软件进行计算, 得F检验统计量 ( 84. 11) 在1% 水平下统计显著, 所以拒绝原假设, 说明固定效应模型比混合最小二乘回归模型更适合作为本文的面板数据模型。 接下来用BP - LM检验来对混合最小二乘回归模型和随机效应模型进行比较, 同样运用stata软件计算, 得LM统计量 ( 1 368. 46) 在1% 水平下统计显著, 拒绝原假设, 说明对于本文的面板数据模型, 随机效应模型也优于混合最小二乘回归模型。所以, 无论是F检验还是BP - LM检验都拒绝了混合最小二乘回归模型作为本文面板数据的回归分析模型。
那么固定效应模型和随机效应模型哪一个更适合本文的面板数据呢? Hausman提出了一种基于随机效应估计量与固定效应估计量两者差异的检验。 在不可观测效应与可观测的解释变量不相关的原假设下, 随机效应估计量是一致的和有效的, 而固定效应估计量虽然是一致的却不是有效的; 在不可观测效应与可观测效应的解释变量相关的备择假设下, 固定效应估计量是一致的, 而随机效应估计量是不一致的。运用stata程序得到Hausman检验统计量 ( 11. 44) 在1% 水平下统计显著, 所以拒绝原假设, 即我们的面板模型中存在着与解释变量相关的不可观测的个体效应和时间效应, 因此, 固定效应模型比随机效应模型更适合本文的面板数据回归分析。
如表1所示给出了分别采用混合最小二乘回归模型、固定效应模型和随机效应模型作为本文面板数据模型的回归结果。
注: 1) 括号内数值为标准差; 2) ***表示1% 水平显著, **表示5% 水平, * 表示10% 水平显著; 3) NA代表不适用
从表1中可以看出, 固定效应模型和随机效应模型的解释变量的标准差比较接近, 而采用混合最小二乘回归模型的标准差却与此相差比较大。这也符合我们前面的检验结果, 说明面板模型中确实存在着一些不可观察的影响因素, 使得经典回归条件假设下的混合最小二乘回归模型不再无偏有效。
固定效应模型与随机效应模型中的常数项以及相关解释变量的系数符号均相同且数值差别不大, 说明虽然通过Hausman检验, 固定效应模型比随机效应模型更适合本文的面板数据, 但两者的分析结果确有着一定的相似性。虽然表1中固定效应模型的每个变量的系数都很显著, 但这还不能说明这种回归估计结果就是可靠的, 因为面板数据往往存在截面相关、组内自相关和组间异方差问题, 这些问题的存在会使回归估计的可靠性降低, 因此, 有必要对固定效应模型的截面相关、组内自相关和组间异方差问题进行检验, 然后根据检验结果来决定是否要对其进行修正。
4. 2固定效应模型的相关性和异方差检验
首先, 笔者采用Wooldridge自相关检验方法检验固定效应的自相关问题, 结果显示F ( 1, 29) = 110. 335, Prob > F = 0. 0000, 拒绝原假设, 且在1% 水平统计显著, 说明存在组内序列自相关。
然后, 检验固定效应模型的截面相关性。本文分别采取Pesaranp’s CD检验、Friedman非参数检验和Frees检验三种方法来检验面板模型的截面相关性, 检验结果都拒绝横截面相互独立的零假设, 也就是意味着存在横截面相互依赖的特征。结果如表2所示。
注: ***表示1% 水平显著, **表示5% 水平, * 表示10% 水平显著
最后, 运用修正的Wald统计量来检验固定效应模型的组间异方差。修正的Wald统计量= 590. 91, 在1%水平下统计显著, 说明固定效应模型存在组间异方差问题。为了修正固定效应模型的截面相关、 组内自相关和组间异方差问题, 就有必要采取一个可以修正这些问题的方法以使得面板模型回归结果更加可信。
4. 3计量模型修正及回归结果
为了修正固定效应面板模型存在的截面异方差、 截面相关和序列相关问题, 笔者采用FGLS ( 可行的广义最小二乘估计) 方法对面板模型进行估计。用这种方法来修正截面相关、组内自相关和组间异方差问题, 使得回归结果更为可信。
为便于比较, 如表3所示给出了修正前的固定效应模型和采用FGLS方法修正后的模型回归结果。
注: 1) 括号内数值为标准差; 2) ***表示1% 水平显著, **表示5% 水平, * 表示10% 水平显著; 3) NA代表不适用
因此, 根据表3采用FGLS方法修正后的碳强度与人均实际GDP以及煤炭消费比重之间的关系可以用式 ( 2) 描述:
从式 ( 2) 可以看出, 人均实际GDP的一次、二次项系数均为负且统计上显著, 说明人均实际GDP对于碳强度的影响是非线性的倒U型关系, 即碳强度先随人均GDP提高而提高然后又下降的这样一个趋势。方程 ( 2) 中煤炭消费比重COAL的系数为0. 9328且在1% 水平统计显著, 说明煤炭消费比重每上升1个百分点, 碳强度会上升0. 9328个百分点, 说明煤炭消费比重对于我国碳强度确实具有比较大的影响。
5结论与政策涵义
5. 1结论
本文运用我国30个省市自治区1998—2009年的面板数据构建面板计量模型, 经过一系列较为严格的检验来进行模型选择, 并运用FGLS方法对面板数据模型的序列相关及异方差问题进行了修正, 以使得模型回归结果的可信度提高。本文的结论可以归纳为:
( 1) 碳强度与人均实际GDP之间存在着非线性的倒U型关系, 碳排放强度呈现随人均GDP提高先上升然后又下降的这样一个趋势。这表明, 我们国家的碳强度与人均实际GDP之间存在着类似库兹涅茨环境曲线的关系。这一结论也部分解释了这样一个有趣的现象: 西方发达国家的人均实际GDP比中国高, 而他们的碳强度却普遍比中国低。因此, 这也暗示着中国作为一个发展中国家, 在通过提升人均实际GDP来降低碳强度方面有着较大的预留空间, 而我国政府一贯推行的保持经济增长、提高人民收入的经济政策, 无疑对于降低中国碳强度有着积极的现实意义。
(2) 煤炭消费比重同碳强度之间存在着显著的正相关关系, 并且煤炭消费比重的系数比较大, 说明煤炭消费比重对于我国碳强度的影响比较大。这也符合21世纪以来我国的经济发展现实: 从2003年开始, 我国的重工业发展提速, 重工业所占的比重不断提高, 到2009年时, 重工业比重已超过70% 。重工业的加速发展增加了冶炼焦炭和火力发电的煤炭需求, 而煤炭又是造成CO2排放最主要的化石燃料, 因此煤炭消费比重增加无形中也就增加了CO2的排放量, 伴随而来的就是环境污染加剧、 资源浪费严重等问题, 同时也使得我国的碳强度在2003年开始出现一个迅速上升的趋势。直至2008年, 由于国内年初的雨雪冰冻灾害和 “512”汶川大地震和下半年的美国金融危机对我国的冲击, 才使得我国碳强度勉强回落到2002年的水平 ( 如图2) 。 排除这些偶发因素, 未来中国碳强度仍有抬头趋势。 因此, 通过降低煤炭的消费比重, 对于我国政府实现2020年碳强度比2005年下降40% ~ 50% 的这一目标有着重要的现实意义。
5. 2政策涵义
基于本文的研究结论来讲, 我国政府要履行哥本哈根承诺, 实现2020年中国碳强度比2005年下降40% ~ 45% 这一目标, 需要在以下几个方面进行政策支持:
( 1) 大力开发和利用新能源 ( 核能、太阳能、 风能等) , 加大传统清洁能源 ( 如天然气) 的使用来减少对于煤炭的过度依赖。
( 2) 以煤炭资源清洁高效开发利用技术创新为突破口, 加大清洁技术研发的政策支持力度, 鼓励相关科研机构和企业的低碳技术研发。
( 3) 调整产业结构, 降低重工业比重, 关闭淘汰落后产能重工业企业并限制火电发展, 从源头上控制煤炭消费的过快增长。
参考文献
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人均GDP 篇9
一、问题的提出和模型设定
我国经济的快速发展为私人汽车提供了巨大的发展空间。据中国汽车工业协会估算,截止到2011年底,内蒙古私人汽车保有量约为2650万辆,占全国汽车保有量的60%左右。在2011年,我区汽车销量为710多万辆,私人购买比例超过77%,中国已经成为仅次于美国的全球第二大新车市场。本文针对这一现象分析私家车保有量与人均GDP之间的关系。
1. 资料的取得
由国家统计局2010年《中国统计年鉴》得到如下数据。
2. 设定模型
为了分析人均GDP量与私家车拥有之间的关系,现建立一个回归模型。用Eviews做散点图(scatxy回车),所以假定私家车拥有量与人均GDP之间满足线性约束,则理论模型设定为
其中iY表示私家车拥有量,Xi表示人均GDP收入。
二、参数估计
进入EViews软件包,确定时间范围;编辑输入数据;选择估计方程菜单,
模型估计结果为:
三、模型检验
1. 经济意义检验
所估计的参数β2=1629.321,说明城镇居民人均GDP每增加1元,可导致私家车增加1629辆。
2. 拟合优度和统计检验
1).拟合优度的度量:由表3中可以看出,可决系数为0.952942,说明所建模型整体上对样本数据拟合较好,即解释变量“人均GDP”对被解释变量“私家车拥有量”的绝大部分差异作出了解释。
2).F检验:针对H0:β1=β2=0,给定显著性水平α=0.05,在F分布表中查出自由度为k-1=1和n-k=17的临界值Fα(1,17)=4.45,在表4中F=324.0089>Fα(1,17)=4.45,应拒绝原假设H0:β1=β2=0,说明回归方程显著,即年人均GDP对私家车拥有量有显著影响。
3)t检验:针对H0:β1=0和H0:β2=0,由表3中还可以看出,估计的回归系数1β^的标准误差和t值分别为:SE(1β^)=837310.5,t(1β^)=-5.646757,取α=0.05,查t分布表得自由度为n-2=18-2=16的临界值的临界值t.0025(16)=2.12。因为t(1β^)=-5.646757<t.0025(16)=2.12,所以不能拒绝H0:β1=0;因为t(β2)=18.00025>t.0025(16)=2.12,所以应拒绝H0:β2=0。这表明,年人均GDP对私家车拥有量有显著影响。
3. WHite检验
进行WHite检验,可以看出,n R2=4.8905,由WHite检验可知,在α=0.05,查χ分布表得临界值
χ20.05(2)=5.9915,显然,n R2=4.8905<χ20.05(2)=5.9915,所以接受原假设,拒绝备择假设,表明模型不存在异方差。
四、判定和解决自相关
1. 判定自相关
从上面结果可知该模型有自相关。用残差图表5,残差变动有系统模式,连续为正或连续为负,表明存在一阶自正相关。
2. 解决自相关
为解决自相关问题,选用科克伦-奥克特迭代法,由(式1)可得残差序列et,使用et进行滞后一期的自回归。
由以上结果可得回归方程:et=0.887670et-1(式2)
由上式可知ρ=0.887670,对原模型进行广义差分,得到广义差分方程:
对(式3)的广义差分方程进行回归,结果如表7:
模型估计结果为:
其中Y*i=Y1-0.564732Yi-1,Xi*=Xi-0.564732Xi-1(式4)
由于使用了广义差分,样本容量减少了1个,为17个,一个解释变量的模型,5%显著性水平,查DW统计表可知,dL=1.133,dU=1.381,模型中的DW=1.453678>dU=1.381,说明广义差分模型中已无自相关。同时可见,可决系数R2、t、F统计量均达到理想状态。
经广义差分后样本容量减少1个,为了保证样本数不变,可以使用普莱斯—温思腾变换补充第一个观测值,经变换得到普莱斯—温思腾的广义差分模型为:
由差分方程(式4)和(式5)可得:β’1=-4821992/(1-0.887670)=-42938468
由此可得本研究最终的模型为:(式6)
五、结论
人均GDP 篇10
5年前的十六大报告提到，全面建设小康社会的主要目标是，国内生产总值到2020年力争比2000年翻两番。当时，没有使用“人均”一词。
人们注意到，此次目标的提出更强调人均理念。亚洲开发银行驻中国代表处高级经济学家庄健分析说，中国人口较多，单纯以经济总量来衡量，可以表明中国国力的增强，但是人均GDP更能反映居民在经济发展中分享的成果。在综合国力提高的同时，人均GDP提高，发展水平和富裕程度的提高，这是以人为本的体现。
胡锦涛在十七大报告中提到，要“走共同富裕道路，促进人的全面发展，做到发展为了人民、发展依靠人民、发展成果由人民共享”。
“一个很小的问题，乘以13亿，都会变成一个大问题；一个很大的总量，除以13亿，都会变成一个小数目。”这是国务院总理温家宝履职之初曾表述过的感受。
分析人士也认为，“人均”概念的使用，表明中国决策者更加注重考虑经济之外的社会因素，比如人口增长的问题。
庄健说：“这一目标的提出是基于最近几年经济的快速发展而确定的。”胡锦涛2005年在20国集团财长和央行行长会议开幕式上发表题为《加强全球合作促进共同发展》的讲话时说，中国将在15年内使人均国内生产总值增至3000美元左右。
国家统计局数据显示，2000年中国人均GDP为7078元，按当年汇率折算为约856美元。如果2020年实现翻两番，那么到时候人均GDP应该达到3500美元左右。
“新的目标比原来更高了，比‘十一五’规划更进了一步，这一目标的提出是建立在坚实基础上的，实现这一目标很有把握。”庄健说。“十一五”规划提出，到2010年实现人均国内生产总值比2000年翻一番。从2003年到2006年，中国经济已经连续4年保持了10％以上的快速增长。国家统计局数据显示，到去年底，人均GDP已经超过2000美元。
与此同时，中国经济发展中遇到一些问题，外界一些人对中国能否以目前的速度可持续发展表示担忧。事实上，中国执政者已经意识到发展方式转变的重要性，提出了科学发展的理念。15日的十七大政治报告更加强调了发展的全面、协调和可持续性，以较大的篇幅对如何贯彻落实科学发展观进行了深入阐述。
庄健说，在單纯依靠投入拉动的经济增长模式下，人们担心经济的可持续发展。但是经过几年的努力，中国经济的生产率大大提高，科技含量不断增加，可持续发展能力日益增强。人们注意到，这一人均GDP翻两番目标是在优化结构、提高效益、降低消耗、保护环境的基础上提出的。
北京大学国民经济核算研究中心研究员蔡志洲说，未来的发展应该更多考虑环境、资源的因素，增长速度应该适当放慢，能耗应该降下来。他认为，应发展第三产业，发展高科技、新材料，推动产业结构升级。另外，还要有更高素质的劳动力，这就需要教育、技术水平的提升。
专家们认为，未来几年，中国人口增长速度趋缓，人均GDP的基数不会增加太多，这有助于翻两番目标的实现。蔡志洲说，当前中国的人口增长处于高点上，过一段时间会趋向平稳，实现翻两番目标只需要5％左右的人均GDP增长速度，全国GDP增速可能需要略高一点，估计在6％左右。
人均GDP 篇11
一、从产业结构看, 我区产业结构调整步伐相对缓慢, 服务业发展不足
内蒙古三次产业增加值比例由2005年的15.1:45.4:39.5演进为2010年的9.4:54.5:36.1, 工业增加值占地区生产总值的比重由37.9%提高到48.1%。2011年, 三次产业比重进一步演变为9.2:56.8:34。总的趋势是:第一产业占地区生产总值的比重逐步下降, 第二产业比重明显提高, 第三产业比重有所降低。 (见表1、2)
与全国相比, 2011年内蒙古第一产业比重低于全国水平0.9个百分点, 第二产业比重高于全国水平10个百分点, 工业增加值比重高于全国水平10.3个百分点, 第三产业比重低于全国水平9.1个百分点。 (见表1、2)
与其他省市相比, 2011年第一产业比重分别高于江苏、浙江、广东和辽宁2.9个、4.3个、4.2个和0.5个百分点, 与山东持平;第二产业比重分别高于江苏、浙江、广东、辽宁和山东5.3个、5.5个、7个、1.6个和2.6个百分点;内蒙古第三产业比重分别低于江苏、浙江、广东、辽宁和山东8.2个、9.8个、11.2个、2.1个和2.6个百分点。2010年, 工业增加值占地区生产总值的比重低于山东0.2个百分点, 比江苏、浙江、广东和辽宁分别高出1个、2.2个、1.1个和0.6个百分点。 (见表1、2)
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数据来源:内蒙古 (DRC) 宏观经济监测预测系统。
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数据来源:内蒙古、江苏、浙江、广东、辽宁、山东统计年鉴。
二、企业结构看, 我区存在大企业不强、中小企业数量少的问题, 企业结构有待继续完善
内蒙古小、中、大型企业总产值占工业总产值的比重由2005年的31.5:29.8:38.8演进为2010年的37.8:35:27.2, 小、中型企业总产值比重有所上升, 大型企业总产值比重下降。 (见表3)
与全国相比, 2010年内蒙古大型企业比重低于全国5.7个百分点, 中型企业总产值比重高于全国5.8个百分点, 小型企业总产值比重与全国平均水平基本持平。 (见表3)
与其他省市相比, 大型企业总产值比重中, 江苏、山东分别高于我区3.9个和4个百分点;中型企业总产值比重中, 低于浙江1.9个百分点;中小企业总产值比重, 分别低于江苏、浙江、山东3.1个、7个和4.9个百分点。 (见表3)
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数据来源:内蒙古 (DRC) 宏观经济监测预测系统。
三、从居民收入结构看, 我区城镇居民工资性收
(一) 在城镇居民收入结构方面存在的差距入比重相对较高, 财产性收入和转移性收入比重较低, 养老、离退休金和社会救济收入水平有待进一步提高。农牧民工资性收入比重低, 表明非农就业劳动力数量相对少, 对农牧民增收的贡献度有待进一步提高
2010年, 城镇居民收入构成中, 工资性收入、经营性收入、财产性收入、转移性收入占城镇居民人均可支配收入分别为66.310.6:2.3:20.8, 工资性收入比重有所下降, 经营性收入、财产性收入、转移性收入的比重均有不同程度的上升, 收入结构逐步呈现多元化。 (见表4)
与全国相比, 内蒙古转移性收入比重相对较低, 2010年低于全国平均水平3.4个百分点, 其他收入构成与全国基本相近。 (见表4)
与其他省市相比, 2010年, 内蒙古城镇居民工资性收入比重分别低于广东、山东4个和6.1个百分点;城镇居民经营性收入比重低于浙江1.5个百分点;城镇居民财产性收入比重分别低于浙江和广东2.6个和1.3个百分点;内蒙古城镇居民转移性收入比重分别低于江苏、浙江和辽宁8.3个、1.5个和10.4个百分点。 (见表4)
单位:%
数据来源:内蒙古、江苏、浙江、广东、辽宁、山东统计年鉴。
(二) 在农牧民收入结构方面存在的差距
农牧民收入构成中, 工资性收入、家庭经营性收入、财产性和转移性收入占农牧民人均纯收入的比重由2005年的8.7:74.4:16.9演进为2010年的14.9:66.4:18.7, 工资性收入比重明显上升, 家庭经营性收入比重大幅度下降, 财产性收入和转移性收入比重小幅提高, 收入结构渐趋合理。 (见表5)
与全国相比, 我区农牧民工资性收入、财产性和转移性收入比重均低于全国平均水平, 其中财产性和转移性收入比重低于全国平均水平3.8个百分点;内蒙古家庭经营性收入比重相对较高, 高于全国平均水平18.5个百分点。 (见表5)
与其他省市相比, 2010年内蒙古农牧民工资性收入比重分别低于江苏、辽宁和山东35个、19.7个和23.6个百分点;农牧民家庭经营性收入、农牧民财产性和转移性收入比重均高于其他五个省市。 (见表5)
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数据来源:内蒙古、江苏、浙江、广东、辽宁、山东统计年鉴。
四、从就业结构看, 第一产业就业比重相对偏高, 以能源、重化工为主的工业促进就业增长的作用有限, 第三产业吸纳就业能力有待进一步提高
内蒙古三次产业就业结构比重由2005年的53.8:15.6:30.5调整为2010年的48.2:17.4:34.4。第一产业就业比重明显下降, 第二产业就业比重小幅度上升, 第三产业吸纳就业能力显著增强。 (见表6)
与全国相比, 内蒙古第二产业就业比重比全国平均水平低11.3个百分点, 第三产业就业比重比全国平均水平低0.2个百分点, 第一产业就业比重比全国平均水平高11.5个百分点。 (见表6)
与其他省市相比, 2010年内蒙古第一产业就业比重均高于其他五个省市, 其中, 分别比江苏、浙江、广东高25.9个、32.3个和22.5个百分点;第二产业就业比重均低于其他五个省市, 其中, 分别低于江苏和浙江24.6个、30.6个百分点;第三产业就业比重分别低于江苏、浙江、广东、辽宁1.3个、1.7个、5个和7.6个百分点, 高于山东2.5个百分点。 (见表6)
单位:%
数据来源:内蒙古 (DRC) 宏观经济监测预测系统。
五、从市政设施水平看, 我区供水、供气、公共交通、绿化、垃圾污水处理能力等市政基础设施建设相对滞后, 与加快推进城镇化进程、提高城镇化质量的要求还有很大差距
(一) 用水普及率
内蒙古用水普及率由2005年的83.9%提高到2010年的88%, 但仍低于全国96.7%的平均水平。 (见表7)
与其他省市相比, 分别低于江苏、浙江、广东、辽宁、山东11.6个、11.8个、10.4个、10个和11.6个百分点。 (见表7)
单位:%
数据来源:中国统计年鉴。
(二) 用气普及率
内蒙古用气普及率由2005年的68.2%提高到2010年的79.3%, 低于全国平均水平12.7个百分点。 (见表8)
与其他省市相比, 分别低于江苏、浙江、广东、辽宁、山东19.8个、19.8个、16.5个、14.5个和20个百分点。 (见表8)
单位:%
数据来源:中国统计年鉴。
(三) 人均道路铺装面积
内蒙古人均道路铺装面积由2005年的10.1平方米提高到2010年的14平方米, 高于全国平均水平0.8平方米。 (见表9)
与其他省市相比, 低于江苏、浙江、山东7.3个、2.7个和8.2个百分点。分别高于广东、辽宁的人均道路铺装面积内蒙古1.3个和3.5个百分点。 (见表9)
单位:平方米
数据来源:内蒙古宏观经济监测预测系统。
(四) 万人拥有公交车数量
内蒙古每万人拥有公交车数量由2005年的5.6辆提高到2010年的6.5辆, 与全国水平9.7辆相比少3.2辆。 (见表10)
与其他省市相比, 分别低于江苏、浙江、广东、辽宁和山东4.4辆、5.4辆、3辆、2.9辆和6.4辆。 (见表10)
单位:辆
数据来源:中国统计年鉴。
(五) 城市人均绿地面积
内蒙古城市人均绿地面积由2005年的7.8提高到2010年的12.4平方米, 高于全国平均水平1.2平方米。 (见表11)
与其他省市相比, 分别低于江苏、广东、山东0.9平方米、0.9平方米和3.4平方米分别高于浙江、辽宁的城市人均绿地面积分别低于内蒙古1.3平方米和2.2平方米。 (见表11)
单位:平方米
数据来源:中国统计年鉴。
(六) 万人拥有公厕数量
内蒙古每万人拥有公厕数量由2005年的6.6辆下降到2010年的4.5座, 高于全国水平1.5座。 (见表12)
与其他省市相比, 分别高于江苏、浙江、广东、辽宁、山东0.7座、0.5座、2.4座、1.5座和2.4座。 (见表12)
单位:座
数据来源:中国统计年鉴。
(七) 城市污水日处理能力
内蒙古城市污水日处理能力由2005年的105.5万吨提高到2010年的155.5万吨。 (见表13)
与其他省市相比, 江苏、浙江、广东、辽宁、山东分别是我区的10.2倍、4.1倍、11.6倍、3.8倍和5.3倍。 (见表13)
单位:万吨
数据来源:中国统计年鉴。
(八) 城市生活垃圾无害化处理率
内蒙古城市生活垃圾无害化处理率由2005年的42.7%提高到2010年的82.8%, 与全国77.9%的平均水平相比, 高出4.9个百分点。 (见表14)
与其他省市相比, 分布低于江苏、浙江、山东10.8个、15.5个和9.1个百分点;高于广东、辽宁水平。 (见表14)
单位:%
数据来源:中国统计年鉴。
六、从社会结构看, 我区城镇中等收入群体人均可支配收入水平低, 中等收入群体规模和收入水平有待进一步提高
内蒙古城镇中等收入群体人均可支配收入由2005年的9222.4元提高到2010年的17647.8元, 高于全国平均水平423.8元。 (见表15)
与其他省市相比, 2009年分别低于江苏、浙江、广东和山东1893.1元、5440.6元、6173.3元和1527.9元, 高于辽宁2271.7元。2010年, 内蒙古与江苏、浙江的差距分别扩大到2197.6元和5988.2元。 (见表15)
单位:元
数据来源:内蒙古、江苏、浙江、广东、辽宁和山东统计年鉴。
七、从社会保障看, 我区社会保障体系还不健全, 主要指标滞后于其他省市, 须按照“老有所养、幼有所教、贫有所依、难有所助”的要求, 进一步扩大社会保障覆盖面, 继续提高社会保障水平
(一) 基本养老保险
内蒙古城镇企业职工基本养老保险参保人数由2005年的339万人增加到2010年的431万人, 其占城镇人口的比重由29.9%提高到31.4%, 比全国平均水平低7个百分点。与其他省市相比, 分别低于2010年浙江和山东19.3个和14.8个百分点。 (见表16)
二) 失业保险
内蒙古失业保险参保人数由2005年的222万人增加到2010年的231万人, 其占城镇人口的比重由19.6%下降到18.9%, 比全国平均水平低3.2个百分点。与其他省市相比, 2010年分别低于江苏、浙江和山东5.3个、7.2个和5.4个百分点。 (见表16)
(三) 基本医疗保险
基本医疗保险参保人数由2005年的292万人增加到2010年的886万人, 其占城镇人口的比重由25.7%大幅提高到64.5%, 但比全国平均水平低0.1个百分点。与其他省市相比, 2010年分布低于江苏、山东3.7个和7.7个百分点。 (见表16)
(四) 生育保险
工伤保险参保人数由2005年的105.7万人增加到2010年的233.9万人, 其占城镇人口的比重由9.3%提高到17%, 比全国平均水平低1.4个百分点。与其他省市相比, 2010年分别低于江苏、浙江和山东5.8个、8.7个和3.2个百分点。 (见表16)
(五) 工伤保险
工伤保险参保人数由2005年的106.6万人增加到2010年的207.5万人, 其占城镇人口的比重由9.4%提高到15.1%, 比全国平均水平低9个百分点。与其他省市相比, 2010年分别低于江苏、浙江和山东10.2个、28.9个和16.5个百分点。 (见表16)
单位:万人、%
数据来源:于中国统计年鉴。
各类社会保险的参保比重均以各类社会保险参保人数比本地区的城镇居民人口计算得到。
八、从财政支出结构看, 我区一般公共服务、教育、科学技术、医疗卫生、社会保障、就业支出比重相对较低, 公共财政体系还不健全, 不利于实现经济社会协调发展
内蒙古地方财政支出中, 一般公共服务支出、教育支出、科学技术支出、社会保障和就业支出、医疗卫生支出、环境保护支出、城乡社区事务支出和农林水事务支出占地方财政支出的比重由2007年的17.9%:14.2%:0.9%:14.0%:4.1%:5.7%:11.3%:10.0%调整为11.2%:14.2%:0.9%:12.9%:5.3%:4.7%:10.5%:12.4%。 (见表17)
与全国相比, 一般公共服务支出、教育支出、科学技术支出、医疗卫生支出比重分别低于全国平均水平0.3个、1.8个、1.2个和1.1个百分点;社会保障和就业支出、环境保护支出、城乡社区事务支出、农林水事务支出比重分别高于全国平均水平1.1个、1.5个、2.4个和1.9个百分点。 (见表17)
与其他省市相比, 一般公共服务支出比重分别低于江苏、浙江、广东和山东1.7个、2.3个、1.4个和1.9个百分点;教育支出比重分别低于江苏、浙江广东、山东3.4个、4.7个、2.8个、4.4个百分点;科学技术支出比重分别低于江苏、浙江、广东、辽宁和山东2.1个、2.8个、3个、1.2个和1.1个百分点;社会保障和就业支出比重低于辽宁5.3个百分点, 分别比江苏、浙江、广东和山东高5.4个、6.4个、4.2个和2.8个百分点;医疗卫生支出比重分别比浙江、广东和山东低1.7个、0.3个、和0.7个百分点;环境保护支出比重分别比江苏、浙江、广东、辽宁和山东高出1.9个、2.2个、0.3个、2.3个和2个百分点;城乡社区事务支出比重分别比江苏和辽宁低2.3个和0.8个百分点, 分别比浙江、广东和山东高出2.0个、2.9个和1.1个百分点;农林水事务支出比重分别比江苏、浙江、广东、辽宁和山东高出2.4个、3.3个、6.4个、3.3个和1.1个百分点。 (见表17)
单位:%
数据来源:中国统计年鉴。
课题组负责人:那艳茹课题组组长:包思勤
课题组成员:朱晓俊、李文杰、黄占兵、宝鲁、赵杰、冯玉龙、赵云平、司咏梅、张永军、商显刚、毕力格、哈斯、高鸿雁