【我國居民人均收入的相關(guān)影響因素問題研究5200字（論文）】

我國居民人均收入的相關(guān)影響因素實證分析目錄TOC\o"1-2"\h\u1438一、引言 124430（一）研究背景 126388（二）研究目的及意義 224149（二）相關(guān)影響因素綜述 29643二、實證分析 4332（一）變量選取 428334（二）數(shù)據(jù)來源 49769（三）模型建立與分析 516264（四）模型檢驗 614313（五）誤差修正模型分析 713689（六）最優(yōu)模型分析結(jié)果 811297三、總結(jié) 820430參考文獻(xiàn) 8摘要：2021年是一個交匯之年，建黨百年之際，中國完成了“十三五計劃”，實現(xiàn)了全面建設(shè)小康任務(wù)。在開啟“十四五”計劃后，我國將進(jìn)入實現(xiàn)共同富裕的階段，并對我國居民人均收入起到一個質(zhì)的飛躍。然而，受奧密克戎疫情影響，以及中美貿(mào)易摩擦?xí)r有升級，我國居民在人均收入上仍未出現(xiàn)顯著的提升。故而，為了更好的對我國居民人均收入加以分析研究，本文在基于這樣的時代背景下，以經(jīng)濟(jì)學(xué)計量模型為工具，通過對促進(jìn)我國居民人均收入的相關(guān)因素進(jìn)行分析，旨在提升我國居民的生活質(zhì)量同時，為我國經(jīng)濟(jì)的健康發(fā)展提供參考。關(guān)鍵詞：經(jīng)濟(jì)計量模型；居民人均收入；因素分析一、引言（一）研究背景自從我國實行改革開放制度以后，通過一段時間的優(yōu)化和調(diào)整最大程度地促進(jìn)了我國社會的進(jìn)步和經(jīng)濟(jì)體系建設(shè)的不斷完善，并且在參與市場競爭的整個過程當(dāng)中也取得的十分理想的成果，由此使得城鄉(xiāng)居民的生活水平相比之前也得到了大幅的提升。但是由于現(xiàn)階段社會發(fā)展格局當(dāng)中經(jīng)濟(jì)的不斷進(jìn)步，在一定程度上導(dǎo)致城鄉(xiāng)間以及各個地區(qū)間其自身的貧富差距逐漸擴(kuò)大?，F(xiàn)階段城鄉(xiāng)人均收入分配差距相對較大的問題已經(jīng)引起了越來越多的人關(guān)注。一個國家要想健康可持續(xù)的發(fā)展，除了招商引資之外，還需要從多角度、全方位的思考居民人均收入的爆發(fā)點。據(jù)此，本文在搜集了國民生產(chǎn)總值（GDP）、稅收情況（Tax）以及教育產(chǎn)業(yè)（Educationindustry）、房地產(chǎn)（RealEstate）的相關(guān)數(shù)據(jù)后，嘗試性基于計量模型對促進(jìn)我國居民人均收入的相關(guān)因素加以分析。（二）研究目的及意義本文研究的目的，是在基于國民生產(chǎn)總值、稅收以及教育產(chǎn)業(yè)、房地產(chǎn)的基礎(chǔ)上，借助經(jīng)濟(jì)學(xué)計量模型工具，從理論上對促進(jìn)我國居民人均收入的相關(guān)因素進(jìn)行分析。在研究意義上，以期可以為當(dāng)下的鄉(xiāng)村振興提供轉(zhuǎn)型思路，在現(xiàn)實意義上，希望可以學(xué)習(xí)致用，為后期從事相關(guān)工作奠定基礎(chǔ)。（二）相關(guān)影響因素綜述1.房產(chǎn)交易額當(dāng)前，我國城鄉(xiāng)收入差距仍然處于較大水平，并且高昂的房價也已經(jīng)影響到民生問題，關(guān)于兩者的研究也頗為成熟。王文君（2019）認(rèn)為，房價的上漲會擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距，并相互推動彼此上升。在彼此不斷相互促進(jìn)的上升過程中，拉大了我國分配差距，同時這樣的分配差距會進(jìn)一步刺激房價上升。這樣的“惡性循環(huán)”會給社會帶來很多負(fù)面影響，讓低收入者感到社會的不公平，進(jìn)而造成社會不穩(wěn)定[1]。安艷慶（2019）通過實證分析得出，房價的提高會進(jìn)一步拉到城鄉(xiāng)收入差距，具體的內(nèi)在機(jī)制在于其打破了城鄉(xiāng)收入上升速度的平衡，其中的非公有制經(jīng)濟(jì)與政府調(diào)控，則會削弱房價的整體提升[2]。楊璐嘉（2019）認(rèn)為，房價上漲主要在經(jīng)濟(jì)較為落后的地區(qū)有所影響，要低于經(jīng)濟(jì)較為發(fā)達(dá)的地區(qū)；同時人口老齡化與房價上漲的交互影響可以改善我國居民人均收入，其主要原因在于人口老齡化會降低房地產(chǎn)市場的需求，減緩房價的上漲，從而改善了我國居民人均收入[3]。但部分學(xué)者認(rèn)為，房地產(chǎn)價格上升對促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，釋放經(jīng)濟(jì)活力有著十分顯著的積極作用，并有利于我國城鄉(xiāng)居民的人均收入進(jìn)一步縮小。袁雯娟（2019）利用我國地級市面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，我國城鄉(xiāng)收入差距呈現(xiàn)倒“U”型動態(tài)變化，其中的房價更是會加大貧富差距，而貧富差距的出現(xiàn)，又會反過來抑制房價的上升。究其原因，是在于當(dāng)我國貧富差距增大時，政府會通過相關(guān)政策限制通過不動產(chǎn)效應(yīng)進(jìn)一步縮小貧富差距，導(dǎo)致房子的預(yù)期下降，影響房地產(chǎn)需求價格[4]。劉超（2021）經(jīng)調(diào)查發(fā)現(xiàn)，部分居民為了追求更好的生活水平，從而會選擇在一線城市工作，而隨著外地市民的進(jìn)入，一線城市的房地產(chǎn)市場就形成新的需求者，從而促進(jìn)了房價的上漲[5]。2.國民生產(chǎn)總值大量研究證明，我國居民人均收入和國民生產(chǎn)總值存在一定的聯(lián)系。張慶（2019）認(rèn)為，不管是資本主義國家還是社會主義國家公平是一個能夠引起共鳴的一個話題，根據(jù)之前的歷史經(jīng)驗我們可以發(fā)現(xiàn)一個國家最重要的是它的制度，但是若要制度能夠順利執(zhí)行，那么就一定離不開社會的公平，但是就算是在當(dāng)今這個高速發(fā)達(dá)的世界，各國還是有不公平的事件發(fā)生，比如男女平等，受教育權(quán)，撫養(yǎng)權(quán)等[6]。陳國強(qiáng)（2021）首先認(rèn)為，馬克思社會主義的“按勞分配”，分配公平理論隨著社會各階段的發(fā)展以及條件的變化，通常被賦予不同的含義，并且隨著社會的發(fā)展不斷豐富。然后該學(xué)者指出，我國居民人均收入與整個社會的穩(wěn)定有非常緊密的聯(lián)系，想要一個國家繁榮穩(wěn)定就必須保證這個社會的公平，而我國居民人均收入和制的合理安排既是GDP的體現(xiàn)同時也是GDP的保證。因此，該文認(rèn)為衡量一個我國居民人均收入，可以通過基尼系數(shù)這個指標(biāo)來表示，并得出GDP對我國居民人均收入起到了維護(hù)及促進(jìn)的作用[7]。3.稅收情況李影（2021）認(rèn)為，國家的非稅收入和稅收收入，與整個社會的穩(wěn)定有非常緊密的聯(lián)系，并且直接與我國居民人均收入掛鉤。該文認(rèn)為，想要一個國家繁榮穩(wěn)定就必須保證這個社會的公平，而對稅收收入制的合理安排，既是我國居民人均收入的最終體現(xiàn)，同時也是我國居民人均收入的保證，而衡量一個國家稅收收入，又可以通過基尼系數(shù)這個指標(biāo)來表示，并認(rèn)為稅收情況將間接對我國居民人均收入的維護(hù)及促進(jìn)起到作用[8]。此外，張芷蔧（2021）在基于稅收對我國居民人均收入影響的相關(guān)研究上，認(rèn)為我國政府可以通過調(diào)節(jié)這些因素，通過擴(kuò)大經(jīng)濟(jì)規(guī)模、保持合理稅收比例、調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、深化對外開放，提升居民收入擴(kuò)大內(nèi)需等方式繼續(xù)優(yōu)化財政稅收，從而更好的履行政府職責(zé)，為人民服務(wù)[9]。4.教育產(chǎn)業(yè)王令超（2020）得出結(jié)論，教育水平的提高會減少貧困，而貧困較少又引起對教育需求增加，最終會反作用于人們教育的水平提高。所以，收入貧困和教育貧困是相輔相成的關(guān)系[10]。郭浪（2021）通過對鄉(xiāng)村教育進(jìn)行分析發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村教育支出，與我國居民人均收入差有顯著的正U型關(guān)系，從而認(rèn)為教育投資不能過度，一旦過度則會有反向效應(yīng)，應(yīng)該合理分配教育投資在財政支出中的比例。并且該文在基于異質(zhì)性檢驗之上，通過綜合滯后效應(yīng)的分析得出，教育的投入需要經(jīng)過一定的時間才會作用于我國居民人均收入差距，并且其時滯的長度東部最短，西部最長[11]。二、實證分析（一）變量選取一般而言，影響我國居民人均收入的因素有很多，故而為了對目前影響我國居民人均收入的決定因素進(jìn)行分析，本文擬從影響居民人均收入的直接因素和間接因素兩點入手。其中的直接因素經(jīng)歸納后，本文認(rèn)為體現(xiàn)腦力勞動、體力勞動等行為而產(chǎn)生的價值，也即國民生產(chǎn)總值（GDP）可以視為本次研究的直接因素。而在間接因素上，隨著教育事業(yè)的改革，關(guān)于學(xué)區(qū)房以及結(jié)婚用的商品房，在近段時間進(jìn)行了較大的調(diào)整。故而，本文將房地產(chǎn)首先納入本次研究。同時，本文認(rèn)為公職人員的工資，也即老百姓上繳的稅收亦可視為能力產(chǎn)生影響的變量。此外，考慮到近年來國家對于課程改革的重視，以及為鼓勵三孩政策而進(jìn)行的教育機(jī)構(gòu)整改和“雙減”的提出，其在一定程度上也對我國經(jīng)濟(jì)起到了影響；綜上所述，本文選取的變量為：GDP、房產(chǎn)交易額、稅收、教育。（二）數(shù)據(jù)來源本文在數(shù)據(jù)上選取的是2012年到2021年期間的相關(guān)統(tǒng)計，在基于《中國統(tǒng)計年鑒2020》、國家統(tǒng)計局網(wǎng)站、全國房地產(chǎn)開發(fā)投資和銷售情況、快易理財網(wǎng)。其中，Y表示我國的居民人均收入水平，X1表示房產(chǎn)交易額，X2表示GDP，X3表示稅收，X4表示教育產(chǎn)業(yè)。具體情況可見表2.1。表2.12012-2021年各變量數(shù)據(jù)匯總年份居民人均收入（元）房產(chǎn)交易額（億元）GDP（萬億元）稅收（億元）教育產(chǎn)業(yè)（萬所）20121407514738.78.5310061462.120131561518566.99.5711053058.320142087723569.310.4811915853.220152307028176.311.0611060446.520162087731248.211.2311587841.720172307035987.612.3114436039.820182537838000.813.8913796737.420192756341701.014.2815799231.520203218948190.914.7214966226.320213528453850.710.1515431025.6（三）模型建立與分析通過查閱相關(guān)資料可見，GDP的增長，在理論上對于我國居民的收入有著正向的促進(jìn)作用。故而本文基于前文搜集到的相關(guān)數(shù)據(jù)，建立了一個樣本容量為t=10的居民人均收入水平及相關(guān)影響因素的多元回歸線性方程：Y=B0+B1X1+B2X2+B3X3+B4X4+μ（式2.1）其中Y為GDP，X為相關(guān)的影響因素，B為回歸系數(shù)，μ為誤差項。在借助Eviews進(jìn)行分析后，本文對上述變量做最小二乘法（OLS）回歸，其結(jié)果如下：表2.2回歸結(jié)果VariableCoefficientStd.errorT-statisticProb.C-103790.219111.505-1.191320.3063X1-1.07E-051.75E-05-0.6149780.5655X20.9240210.2661333.4720230.0178X3-0.0001106.67E-05-1.6490860.1600X46.5499456.9054510.9485180.3864表2.2回歸結(jié)果（續(xù)）R-squared0.998812Meandependentvar9301.671AdjustedR-squared0.997861S.D.dependentvar4152.867S.E.ofregression192.0457Akaikeinfocriterion13.66020Sumsquaredresid184407.7Schwarzcriterion13.81149Loglikelihood-63.30098Hannan-Quinncriter.13.49423F-statistic1050.880Durbin-wastonstat1.661111Prob（F-statistic）0.000000Y=-10379.21-0.0000107X1+0.9240X2-0.00011X3+6.5500X4（式2.1）Se911110.00001750.26610.000066.9055T-1.1391-0.6153.4720-1.64910.9485P0.30630.56550.01780.16000.3864R2=0.9988F=1050.88從以上結(jié)果可知：雖然R2=0.9988，F(xiàn)=1050.88的值較大，但X1、X4的T值偏小，且相關(guān)因素的T值都大于0.05，由此得出本方程解釋變量不顯著，存在多重共線性問題。（四）模型檢驗1.擬合優(yōu)度檢驗回歸分析結(jié)果R2=0.9988，調(diào)整的可決系數(shù)為R2=0.9978，調(diào)整后的可決系數(shù)依然很大，可知擬合程度很高。（1）回歸方程中，擬合值與真實值非常接近，殘差約為0。（2）方程中F值為1050.88，F(xiàn)值很高，說明X1、X2、X3、X4對國內(nèi)生產(chǎn)總值Y有顯著影響。2.F檢驗H0：B1=B2=B3=B4=0，H1：B1、B2、B3、B4不全為0在5%的顯著性水平下，F(xiàn)0.025（4，5）=5.19。F=（n-1-k）/k*R2/（1-R2）=1050.88>5.19，拒絕原假設(shè)。3.對回歸系數(shù)的t檢驗1）H0：B1=0，H1：B1≠0在5%的顯著性水平下，t統(tǒng)計量在自由度為5的臨界值：t0.025（5）=2.571；由回歸結(jié)果可得t（b1）=-0.6150〈t0.025（5）=2.571，所以不拒絕零假設(shè)，說明X1對Y無顯著性影響；2）H0：B2=0，H1：B2≠0在5%的顯著性水平下，t統(tǒng)計量在自由度為5的臨界值：t0.025（5）=2.571；由回歸結(jié)果可得t（b2）=3.4720〉t0.025（5）=2.571所以拒絕零假設(shè)，說明X2對Y有顯著性影響。3）H0：B3=0，H1：B3≠0在5%的顯著性水平下，t統(tǒng)計量在自由度為5的臨界值：t0.025（5）=2.571；由回歸結(jié)果可得t（b3）=-1.6491〈t0.025（5）=2.571所以不拒絕零假設(shè)，說明X3對Y無顯著性影響。4）H0：B4=0，H1：B4≠0在5%的顯著性水平下，t統(tǒng)計量在自由度為5的臨界值：t0.025（5）=2.571；由回歸結(jié)果可得t（b4）=0.9485〈t0.025（5）=2.571所以不拒絕零假設(shè)，說明X4對Y無顯著性影響。4.多重共線性的檢驗表2.3相關(guān)系數(shù)矩陣CorrelationYX1X2X3X4Y1.000000X10.9920961.000000X20.9989610.9945671.000000X30.9424800.9326570.9486151.000000X40.9929860.9792580.9922820.9579881.000000如表所示的結(jié)果：各個解釋變量間的相關(guān)系數(shù)很高，所以存在著嚴(yán)重的多重共線性。整體而言，以上相關(guān)分析結(jié)果彼此沖突較大，由此說明本次的模型設(shè)計并非為最優(yōu)，故而需加以調(diào)整與修正。（五）誤差修正模型分析有前文論述可知，前文相關(guān)研究存在多重共線性，為了對之后的分析有更好的數(shù)據(jù)支持，本文采取OLS對Y和各變量分別作一元回歸，其結(jié)果如下：Y=1900.46-0.0000938X1R2=0.9843F=500.067Y=-883.5645+0.8839X2R2=0.9979F=3843.282Y=5080.206+0.00116X3R2=0.8883F=63.5999Y=-57560.22+42.3843X4R2=0.9860F=564.3299對于以上回歸方程結(jié)果，基于擬合數(shù)值越大表明模型越優(yōu)的原則，本文對相關(guān)變量因素排序如下：X2>X4>X1>X3。并以其中的X2為基礎(chǔ)解釋變量，對其他相關(guān)因素進(jìn)行比較，其結(jié)果如下：Y=-1182.408-0.0000125X1+1.006X2R2=0.9981F=1851.664Y=-1098.162+0.9271X2-0.0000633X3R2=0.9982F=1927.603Y=-7298.415+0.7848X2+4.8186X4R2=0.9981F=1857.000與此同時，本文依舊根據(jù)R2最大的原則得出X3>X1=X4。并且當(dāng)本文加入變量X3之后，模型效果顯示最優(yōu)。據(jù)此，本文特將X2、X3視為基礎(chǔ)變量，并再次對剩余兩個變量進(jìn)行對比分析，其結(jié)果如下：Y=-1754.516-0.0000195X1+1.1271X2-0.0000907X3R2=0.9986F=1424.693Y=-13072.79+0.775035X2-0.00011X3+8.7936X4R2=0.9987F=1563.03最后，本文依舊根據(jù)R2最大的原則按照X4>X1排序，最終得出最優(yōu)模型：Y=-13072.79+0.7750X2-0.0001X3+8.7936X4（六）最優(yōu)模型分析結(jié)果通過以上相關(guān)研究可知，在基于最優(yōu)模型結(jié)果分析中，X2的系數(shù)為0.7750，在其他條件不變的情況下，我國GDP平均每上漲1元，我國居民人均收入增加0.750萬元；B3=-0.0001，在其他條件不變的情況下，國家稅收的總額每增加1萬元，我國居民人均收入減少0.01萬元；B4=8.7936，在其他條件不變的情況下，教育產(chǎn)業(yè)每增加一萬所，我國居民人均收入增加0.879萬元。三、總結(jié)通過本次的相關(guān)結(jié)果可知，GDP、稅收、教育產(chǎn)業(yè)是對居民人均收入具有顯著性影響作用的因素。并且，GDP、教育產(chǎn)業(yè)兩項因素對居民人均收入成正相關(guān)具有十分積極