影响天津人均可支配收入因素研究

时间：2020-12-23 00:05:17 来源：蒲公英阅读网 本文已影响人

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　计量经济模型设计报告

　影响天津人均可支配收入得因素研究 班

　级: : 实验 0805

　姓

　名: : 张冰

　学

　号 :2008110173

　天

　津

　财

　经

　大

　学

　二 二 0 一 一 0 年六月

　影响天津人均可支配收入得因素研究 ◆ ◆ 前 前言 言

　自改革开放以来,天津经济得到了迅速得发展,居民生活水平也在不断提高。作为衡量居民生活水平指标之一得人均可支配收入,也越来越引起人们得关注。对此,本篇报告就影响天津人均可支配收入有哪些因素展开研究。

　人均可支配收入就是指个人收入扣除向政府缴纳得个人所得税、遗产税与赠与税、不动产税、人头税、汽车使用税以及交给政府得非商业性费用等以后得余额。随着以公有制为主体,多种所有制经济共同发展、产业结构不断调整,社会保障制度得建立与不断完善,居民得可支配收入不断增长,收入得来源渠道也由单一得工资向多元化发展。调查显示,天津本市城市居民家庭人均可支配收入由1949年得151元提高到2008年得19423元,扣除价格因素影响,实际增长19、3倍,年均实际增长5、2%。居民家庭收入来源也由单纯得以工资性收入为主转变为工资性收入、经营性收入、财产性收入等多项收入共同发展得格局,收入来源渠道日益拓宽。

　个人可支配收入通常被认为就是消费开支得最重要得决定性因素,常被用来衡量一国生活水平得变化情况。而一个地区经济实力得提高,则为城市居民收入快速增长提供了有利保障。据天津市统计局、国家统计局天津调查总队资料显示:2002 至2006 年得五年间,本市经济持续、快速、健康发展,社会事业全面进步,有力地带动了城市居民收入得增长。与此同时,产业结构得不断调整也为更多居民提供了就业机会。天津市通过加强基础产业、强化主导产业、调整轻重工业比例,大力发展第三产业等一系列政策得实施,在经济总量不断扩张得同时,三大产业之间与各产业内部得

　结构逐步趋于优化,而就业结构也由第一、第二产业向第三产业转移。

　作为一个开放型得大城市,又就是北方得重要港口之一,天津得经济外向程度比较高,对外进出口贸易很大程度上影响了城市经济得快速发展。天津有很多企业从事进出口贸易,这些企得业效益得好坏直接影响企业员工得收入,进而影响全市人均收入水平。

　近年来,天津针对改善民生得财政支出也在不断加大,同时制定了一系列提高居民收入得法律法规。健全完善职工工资正常增长机制、福利待遇正常调整机制;落实最低工资保障制度,促进城镇企业单位从业人员劳动报酬增长;继续提高企业退休人员养老金;调整低保与特困救助标准,发放住房补贴,切实保障低收入人群得生活水平;不断完善社会保障制度,做好社会保险扩面工作;启动实施低收入农户增收工程,多渠道增加农民收入。随着经济得发展、财政支出得增加,城乡居民得收入不断增长。

　因此,我们将以上因素进行归纳总结,提出影响天津人均可支配收入得理论模型与变量。

　◆ ◆ 模型得选择与确立

　1、确定模型所包含得变量。被解释变量为天津人均可支配收入,解释变量为平均工资,人均生产总值,非农业产业比重,人均财政支出,出口依存度。

　2、确定模型得数学形式。我们将解释变量得数学形式确定为: Y=β0 +β1X1 + β2X2 +β3X3 +β4X4 + β5X5+μ 解释变量有 5 个,β 0 为常数项,μ 为随机误差项,描述变量外得因素对模型得干扰。其中,变量分别为:Y : 天津人均可支配收入;X1:平均工资; X2:人均生产总值;X3 :非农业产值比重;X4:人均财政支出;X5:出口依存度 ◆ ◆ 数据得来源于分析 1、数据来源:《天津统计年鉴 2009》 《中国统计年鉴 2008》 2、引入数据:

　人均可支配收入(元/人) Y 平均工资(元/人) X1 人均生产总值(元/人) X2 非农业产值比重% X3 人 均 财 政 支出(元/人) X4 出口依存度% X5 1978 388、32 640 1133 93、9 200、34 30、72 1979 425、4 732 1241 93、0 205、7 38、54 1980 526、92 820 1357 93、7 195、89 43、74 1981 539、52 805 1458 95、2 190、45 41、8 1982 576、72 820 1469 93、9 275、9 36、65

　1983 604、31 868 1555 93、8 260、93 33、96 1984 728、17 1071 1853 92、5 236、2 24、56 1985 875、52 1250 2169 92、6 335、11 19、26 1986 1069、61 1498 2352 91、5 427、62 22、25 1987 1187、49 1651 2621 91、1 376 25、65 1988 1329、7 1975 3035 89、9 416、94 24、11 1989 1477、77 2262 3261 90、5 460、61 22、39 1990 1638、92 2438 3487 91、2 464、07 27、47 1991 1844、98 2724 3777 91、5 543、99 24、96 1992 2238、38 3118 4481 92、6 529、26 23、51 1993 2769、26 4080 5800 93、4 578、74 20、77 1994 3982、

　 3、6 774、9 28、22 1995 4929、53 6501 9769 93、5 1010、09 26、87 1996 5967、71 7643 11734 94、0 1226、45 30 1997 6608、56 8238 13142 94、5 1556、79 32、89 1998 7110、54 9946 14243 94、6 1714、19 33、11 1999 7649、83 11056 15405 95、3 1951、5 34、92 2000 8140、55 12480 17353 95、7 2297、92 41、97 2001 8958、7 14308 19141 95、9 2842、29 40、98 2002 9337、54 16258 21387 96、1 3265 44、62 2003 10312、91

　 6、5 3786、51 46、15 2004 11467、16 21754 30575 96、7 4626、99 55、51 2005 12638、55 25271 35783 97、0 5538、96 60、73 2006 14283、

　2 97、6 6893、84 61、55 2007 16357、35 34938 46122 97、8 8751、43 57、46 注:其中,1985 年之前,由于我国实行外汇管制,中美汇率均按 1985 年取值。

　3、各变量之间得相关系数表

　X1 X2 X3 X4 X5 Y X1

　1、000000

　0、998637

　0、826511

　0、990272

　0、825485

　0、983620 X2

　0、998637

　1、000000

　0、828354

　0、987066

　0、827963

　0、985372 X3

　0、826511

　0、828354

　1、000000

　0、799129

　0、868323

　0、836007 X4

　0、990272

　0、987066

　0、799129

　1、000000

　0、831027

　0、952180 X5

　0、825485

　0、827963

　0、868323

　0、831027

　1、000000

　0、783324 Y

　0、983620

　0、985372

　0、836007

　0、952180

　0、783324

　1、000000 从此表中可瞧出,被解释变量Y与各解释变量之间相关性均较高,且解释变量之间得相关性也较高 、 4.样本数据得散点图

　050001000015000200000 10000 20000 30000 40000X1Y050001000015000200000 10000 20000 30000 40000 50000X2Y 0500010000150002000088 90 92 94 96 98X3Y050001000015000200000 2000 4000 6000 8000 10000X4Y 0500010000150002000010 20 30 40 50 60 70X5Y ◆ ◆ 模型得估计与 分析 1、模型得回归分析 五元回归

　t 0、025

　(24)=2.064

　F 0、05

　(5,24)= 2、62

　Variable Coefficient t-Statistic Prob、

　 F-statistic Adjusted R-squared 就 是 否通过 T、F 检验 C -12035、84 -1、571788 0、1291 805、5008 0、992842

　 否 X1 0、706938 3、722406 0、0011

　 X2 0、200667 1、709144 0、1003

　X3 144、1246 1、680033 0、1059

　 X4 -2、046263 -7、103835 0

　 X5 -36、41908 -2、439433 0、0225

　 四元回归

　t 0、025

　(25)=2.060

　 F 0、05

　(4,25)= 2、76 Variable Coefficient t-Statistic Prob、

　 F-statistic Adjusted R-squared 就 是 否通过 T、F 检验 C -224、8717 -0、034631 0、9726 839、1989 0、991425

　否 X1 0、841615 4、231501 0、0003

　X2 0、144283 1、145161 0、263

　X3 5、616916 0、079799 0、937

　X4 -2、353159 -8、29674 0

　C -35569、7 -2、985337 0、0063 333、8034 0、97868

　否 X1 -0、103993 -0、397002 0、6947

　 X2 0、448253 2、316604 0、029

　 X3 414、7594 3、126597 0、0044

　 X5 -82、73896 -3、569641 0、0015

　 C 817、8384 2、489255 0、0198 937、804 0、99232

　否 X1 0、792768 4、184279 0、0003

　 X2 0、180844 1、494624 0、1475

　 X4 -2、261173 -8、458358 0

　 X5 -19、81852 -1、709641 0、0997

　 C -10748、23 -1、35922 0、1862 934、3442 0、992292

　否 X1 1、011318 14、7737 0

　 X3 129、3897 1、460854 0、1565

　 X4 -2、192407 -7、680804 0

　 X5 -31、39579 -2、066986 0、0492

　 C -19596、99 -2、15701 0、0408 662、6452 0、989161 就是

　X2 0、610496 12、16527 0

　 X3 230、0279 2、262418 0、0326

　 X4 -1、401759 -4、94831 0

　 X5 -52、5743 -2、990936 0、0062

　 三元回归

　t 0、025

　(26)=2.056

　F 0、05

　(3,26)= 2、98 Variable Coefficient t-Statistic Prob、

　 F-statistic Adjusted R-squared 就 是 否通过 T、F 检验 C -12320、82 -1、024954 0、3148 303、6754 0、969051

　否

　X1 -0、067342 -0、213542 0、8326

　 X2 0、394207 1、69613 0、1018

　 X3 139、8671 1、074747 0、2924

　 C 293、1967 2、410773 0、0233 1163、391 0、991752

　否 X1 0、84331 4、348314 0、0002

　 X2 0、144691 1、171954 0、2518

　 X4 -2、358362 -8、711998 0

　 C 1647、253 2、726129 0、0113 330、3214 0、971484

　否 X1 -0、10162 -0、335444 0、74

　 X2 0、470407 2、103503 0、0452

　 X5 -40、66908 -1、863248 0、0738

　 C -480、3063 -0、073573 0、9419 1105、257 0、991322

　否 X1 1、055399 15、29133 0

　 X3 8、885327 0、125587 0、901

　 X4 -2、430813 -8、774124 0

　 C -36532、88 -2、838899 0、0087 379、5393 0、975099

　就是 X1 0、499764 17、58011 0

　 X3 426、0129 2、973569 0、0063

　 X5 -78、53747 -3、144946 0、0041

　 C C

　793、6923 2、36326 0、0259 1193、042 0、991956

　否 X1 1、06189 17、60153 0

　 X4 -2、374221 -9、047389 0

　 X5 -16、79041 -1、437351 0、1625

　 C -3244、283 -0、391306 0、6988 674、4351 0、985849

　否 X2 0、6447 11、54707 0

　 X3 37、42793 0、416309 0、6806

　 X4 -1、692077 -5、564399 0

　 C -35535、43 -3、032063 0、0054 459、9199 0、979371

　就是 X2 0、371823 19、45345 0

　 X3 414、6068 3、177357 0、0038

　 X5 -82、37828 -3、615872 0、0013

　C 938、8343 2、24352 0、0336 761、2368 0、987444

　否 X2 0、662 13、75309 0

　X4 -1、636888 -5、771159 0

　 X5 -27、38705 -1、870603 0、0727

　C -69220、92 -3、305656 0、0028 125、3749 0、927883

　就是 X3 791、1324 3、384899 0、0023

　 X4 1、910493 9、470541 0

　 X5 -101、3053 -2、294653 0、0301

　 二元回归

　t 0、025

　(27)=2.052

　F 0、05

　(2,27)= 3、35 Variable Coefficient t-Statistic Prob、

　 F-statistic Adjusted R-squared 就 是 否通过 T、F 检验 C 596、2802 2、633795 0、0138 452、3374 0、968873

　否 X1 -0、075614 -0、239158 0、8128

　 X2 0、419453 1、808855 0、0816

　 C -14217、72 -1、148655 0、2608 424、562 0、9669

　否 X1 0、465243 15、38811 0

　 X3 162、1764 1、211197 0、2363

　 C 339、4255 2、930182 0、0068 15、21276 0、991638

　就是 X1 1、059042 17、22702 0

　 X4 -2、439405 -9、256814 0

　 C 1696、228 2、646436 0、0134 437、7454 0、967867

　否 X1 0、532895 17、93673 0

　 X5 -35、05453 -1、524372 0、139

　 C -12364、32 -1、047399 0、3042 472、181 0、970145

　否 X2 0、34479 16、29323 0

　 X3 140、5453 1、099895 0、2811

　 C 206、6701 1、335636 0、1928 1043、516 0、986282

　否 X2 0、654242 13、05195 0

　 X4 -1、718172 -5、864691 0

　 C 1667、359 2、81981 0、0089 512、2637 0、972421

　否 X2 0、395712 19、476 0

　 X5 -40、33175 -1、880929 0、0708

　 C -41635、76 -2、25664 0、0323 160、1321 0、91649

　就是 X3 463、5781 2、327771 0、0277

　X4 1、697613 8、806731 0

　 C -131128、8 -3、184306 0、0036 33、42393 0、690989

　否 X3 1413、153 3、043549 0、0052

　 X5 90、97604 1、121091 0、2721

　 C 1579、012 1、345067 0、1898 17、69476 0、899951

　否 X4 2、102379 9、219669 0

　 X5 -10、03624 -0、243747 0、8093

　 一元回归

　t 0、025

　(28)=2.048

　F 0、05

　(1,28)= 4、20 Variable Coefficient t-Statistic Prob、

　 F-statistic Adjusted R-squared 就 是 否通过 T、F 检验 C 771、9522 3、630283 0、0011 833、7512 0、966348

　 就是 X1 0、495509 28、87475 0

　 C 617、7728 3、024344 0、0053 936、1388 0、96992

　就是 X2 0、36407 30、59639 0

　 C -170402、2 -7、836204 0 64、99481 0、688155

　就是 X3 1865、146 8、061936 0

　 C 1305、927 3、789471 0、0007 271、9335 0、903312

　就是 X4 2、056188 16、49041 0

　 C -5878、941 -3、455154 0、0018 44、463 0、599796

　就是 X5 305、4366 6、668058 0

　 2、选取得模型 根据以上得各个回归分析得 T 检验、F 检验与拟合优度得比较,以及其经济意义得符合与否,对模型进行筛选。最终取非农业产值比重,人均财政支出,这两个变量作为要分析模型得解释变量。即变量模型为:

　Y =

　-41635、76

　+ 463、5781X 3 + 1、697613X 4 + ei

　(-2、256640)

　(2、327771) (8、806731)

　 DW=0.132706

　 F=160、1321

　这样,我们可以认为非农业产值比重,人均财政支出这两个因素对人均可支配收入有着显著得影响。

　统计意义:当 X3 保持不变时,X4 每增加 1 个单位,Y 平均增加 1、697613 个单位;

　 当 X4 保持不变时,X3 每增加 1 个单位,Y 平均增加 463、5781 个单位。

　经济意义:在非农业产值比重保持不变时,人均财政支出每增加一元,人均可支配收入增加 1、697613 元;在人均财政支出保持不变时,非农业产值比重每增加1%,人均可支配收入增加 463、5781%。

　3 多重共线性检验 因为模型中只有两个解释变量 X3,X4,且她们得相关系数为 0、799129 ,t 检验值得绝对值分别为 2、256640,2、327771,8、806731 均大于 t 0、025

　(27)=2、052,F 检验值为 160、1321 大于 F 0、05

　(2,27)= 3、35。这样,我们可以认为该模型并不存在多重共线性。

　4、 异方差检验 (1)采用 G—Q 方法进行异方差得检验。

　由于 N=30,C=N/4=7、5

　所以删除位于中间得 6 个数据,得到两个容量为 12 得子样本。对两个子样本分别作 OLS 回归,求各自得残差平方与 RSS 1 与 RSS 2 : ① 按照 X4 排序 子样本 1(Sample:1978 1989): Y = 7018、569-74、95774X 3 +2、465217X 4 +ei

　 (1、661173) (-1、717953)(3、543926) R2 = 0、926223

　 RSS1 = 111597、1 子样本2(Sample:1996 2007): Y = -54583、14 + 630、8704X 3 + 1、063098X 4 +ei

　 (-7、049384) (7、673678)(24、89448) R2 = 0、998880

　 RSS2 = 128154、3 计算F统计量: F= RSS 2 /RSS 1 =

　/ =128154、3/ 111597、1=1、1483659

　在 5%得显著性水平下,自由度为(9,9)得 F 分布得临界值为 F 0、05

　( 9,9) =3、18据此接受两组子样同方差相同得假设。

　② 按照 X3 排序 子样本 1(Sample:1978 1989): Y = -15033、71+ 154、4199X 3

　+ 5、470255X 4 +ei

　 (-2、980359) (2、793611)(17、63828) R2 = 0、976588

　RSS1 = 374174、1

　子样本2(Sample:1996 2007): Y = 94038、07 - 954、7824X 3

　+1、974302X 4 +ei

　 (1、005133) (-0、965384)(4、534787) R2 = 0、916413

　 RSS2 =

　计算F统计量: F= RSS 2 /RSS 1 =

　/ =/ = / 374174、1=41、149267

　在 5%得显著性水平下,自由度为(9,9)得 F 分布得临界值为 F 0、05

　(9,9) =3、18据此拒绝两组子样方差相同得假设。由此得知,在 95％置信概率下,认为模型存在异方差。

　(2)采用加权最小二乘法对原模型进行处理,即用 1/|resid|为权重进行加权最小二乘估计(WLS),则有: Y = -46607、17+ 518、2625X 3

　+ 1、625922X 4 +ei

　(-12、40243) ( 12、60640)

　( 34、79581) Dependent Variable: YE Method: Least Squares Date: 01/02/05

　 Time: 15:19 Sample: 1978 2007 Included observations: 30 Variable Coefficient Std、 Error t-Statistic Prob、

　CE -46607、17 3757、906 -12、40243 0、0000 X3E 518、2625 41、11105 12、60640 0、0000 X4E 1、625922 0、046728 34、79581 0、0000 R-squared 0、998472

　 Mean dependent var 12、19108 Adjusted R-squared 0、998358

　 S、D、 dependent var 24、86861 S、E、 of regression 1、007607

　 Akaike info criterion 2、947672 Sum squared resid 27、41232

　 Schwarz criterion 3、087792 Log likelihood -41、21508

　 Durbin-Watson stat 0、272758 (3) 对加权后得模型进行异方差检验: ① 按照 X4E 排序 子样本 1(Sample:1978 1989): Y = -9124、291 + 89、85454X 3 + 5、716816X 4 +ei

　 (-2、814930) (2、544631)(24、94136) R2 = 0、988342

　 RSS1 =2、78305

　子样本2(Sample:1996 2007):

　Y = -48413、95+ 538、0381X 3

　+ 1、603694X 4 +ei

　 (-13、27857) (13、49019)(35、66346) R2 = 0、999405

　 RSS2 = 7、974003 计算F统计量: F= RSS 2 /RSS 1 =

　/ =7、974003/2、78305=3、1336579 在 5%得显著性水平下,自由度为(9,9)得 F 分布得临界值为 F 0、05

　(9,9) =3、18据此,我们可以认为加权后得模型已经消除了异方差 ② 按照 X3E 排序 子样本 1(Sample:1978 1989): Y = -23392、59+ 269、0885X 3 + 1、841640X 4 +ei

　 (-0、221179) (0、238724)(2、923376) R2 =0、811834

　RSS1 = 11、91033 子样本2(Sample:1996 2007): Y = -46738、97+ 519、7243X 3

　+ 1、624588X 4 +ei

　 (-12、04356) (12、23980)(33、61041) R2 = 0、999337

　RSS2 = 9、383683 计算F统计量: F= RSS 2 /RSS 1 =

　/ =9、383683/11、91033=0、78786087 在 5%得显著性水平下,自由度为(9,9)得 F 分布得临界值为 F 0、05

　(9,9) =3、18据此,我们可以认为加权后得模型已经消除了异方差。

　5、自相关检验 用 DW 检验法来对自相关问题进行检验。

　DW =

　= 0、272758 经查表可以得到 DW(30,3)得上下界分别为 1、28;1、57,该模型中得 DW 检验值为 0、272758∈[0,1、28],则存在正自相关。

　采用 1 阶广义差分法,变换后得模型为: Y = -47077、10+523、3918X 3 + 1、605937X 4 + 0、574261AR(1) + ei

　(-19、14029)(19、44092)(47、86287)(3、410130)

　Adjusted R-squared=0、998877

　DW=2、160584 Dependent Variable: YE

　Method: Least Squares Date: 01/01/04

　 Time: 01:38 Sample(adjusted): 1979 2007 Included observations: 29 after adjusting endpoints Convergence achieved after 7 iterations Variable Coefficient Std、 Error t-Statistic Prob、

　CE -47077、10 2459、581 -19、14029 0、0000 X3E 523、3918 26、92217 19、44092 0、0000 X4E 1、605937 0、033553 47、86287 0、0000 AR(1) 0、574261 0、168399 3、410130 0、0022 R-squared 0、998997

　 Mean dependent var 12、60330 Adjusted R-squared 0、998877

　 S、D、 dependent var 25、20427 S、E、 of regression 0、844694

　 Akaike info criterion 2、627757 Sum squared resid 17、83769

　 Schwarz criterion 2、816349 Log likelihood -34、10247

　 Durbin-Watson stat 2、160584 Inverted AR Roots

　、57 经查表可以得到 DW(29,3)得上下界分别为 1、27;1、56。不存在自相关得区域为[1、56, 2、44]。该模型中得 DW 检验值为 2、160584∈[1、56,2、44],这样我们确定经 1 阶广义差分法变换后得模型不存在序列相关性。

　6、最后确定模型 Y = -47077、10+523、3918X 3

　+ 1、605937X 4 +μ 统计意义:当 X3 保持不变时,X4 每增加 1 个单位,Y 平均增加 1、605937 个单位;

　 当 X4 保持不变时,X3 每增加 1 个单位,Y 平均增加 523、3918 个单位。

　经济意义:在非农业产值比重保持不变时,人均财政支出每增加一元,人均可支配收入增加 1、605937 元;在人均财政支出保持不变时,非农业产值比重每增加1%,人均可支配收入增加 523、3918%。

　7、β系数与弹性系数分析 (1)大β系数 公式:= i

　 130、49

　= 523、3918 *

　 6、49E+08

　 = 0、23462218

　1、39E+08

　= 1、605937

　*

　= 0、743677

　 6、49E+08 统计意义:X3 每增加一个标准差将引起 Y 增加 0、23462218 标准差,X4 每增加一个标准差将引起 Y 增加 0、743677 标准差。

　

　

　

　

　2

　2

　3

　3ˆ

　3

　ˆ

　 y

　 x

　

　

　

　

　

　

　2

　2

　44 ˆ

　4

　ˆ

　 y

　 x

　

　

　经济意义:非农业产值比重每增加一个标准差将引起人均可支配收入增加 0、23462218 标准差,人均财政支出每增加一个标准差将引起人均可支配收入增加 0、743677 标准差。

　由此可以瞧出,人均财政支出对人均可支配收入得影响要大于非农业产值比重对人均可支配收入得影响。

　(2)弹性分析 公式: = i

　 = 523、3918 * (94/4865、505)= 0、1011176

　= 1、605937 * (1731、154/4865、505)=0、571395 统计含义:X3 每增加 1%将引起 Y 增加 0、%; X4 每增加 1%将引起 Y 增加 0、571395% 、 经济意义:非农业产值比重每增加 1%将引起人均可支配收入增加 0、%,人均财政支出每增加 1%将引起人均可支配收入增加 0、571395%。

　由此可以瞧出,人均财政支出对人均可支配收入得影响要大于非农业产值比重对人均可支配收入得影响。

　8、预测 2008 年天津市人均可支配收入 19422、53 元,人均财政支出 10974、12 元,非农业产值比重 98、1%

　。

　t 0、025

　(27)=2、052 (1)总体个别值得预测区间 0 = -47077、10 + 523、3918 * 98、1%+ 1、605937 * 10974、12 = 19419、74 设 X 0 =(1

　98、1

　10974、12),则 Var(-)=

　=17、83769 *(1+0、840200517)= 32、82492636 S ( Y 0 - 0) =

　32、82492636 =5、729304178

　P[ 0 -t 0、025 (27) * S ( Y 0 - 0)

　≤

　Y 0

　≤ 0 +t 0、025 (27) * S ( Y 0 - 0) ] = 1-α

　P[ 0 -t 0、025 (27) * S ( Y 0 - 0)

　≤

　Y 0

　≤ 0 +t 0、025 (27) * S ( Y 0 - 0) ]

　P[ 19419、74-2、052*5、729304178

　≤

　Y 0

　≤ 19419、74+ 2、052*5、729304178 ]

　P[ 19407、98347 ≤

　Y 0

　≤ 19431、49653 ]

　统计意义:在 95%得置信概率下,当 X3=98、1%; X4=10974、12,时,区间[ 19407、98347,19431、49653 ]将包含总体真值。

　Y

　4 X

　4

　4 

　

　ˆ

　

　Y

　3 X

　3

　3 

　

　ˆ

　

　经济意义:在 95%得置信概率下,当非农业产值比重 98、1%,人均财政支出 10974、12元时,天津市人均可支配收入在 19407、98347 与 19431、49653 之间。

　从《天津统计年鉴 2009》中查到,2008 年天津市人均可支配收入为 19422、53元,确实包含在预测区间[ 19407、98347,19431、49653 ]中。

　（2）总体条件均值预测值得置信区间 0 =-47077、10 + 523、3918 * 98、1% + 1、605937 * 10974、12 = 19419、74 设 X 0 =(1

　98、1

　10974、12),则 ==17、83769 * 0、840200517=14、98723636 S ( 0) =

　14、98723636

　= 3、871335217 P[ 0 -t 0、025 (27) * S ( 0)

　≤

　E(Y 0 )

　 ≤ 0 +t 0、025 (27) * S (0) ]

　= 1-α

　P[ 0 -t 0、025 (27) * S ( 0)

　≤

　E(Y 0 )

　 ≤ 0 +t 0、025 (27) * S (0) ]

　P[ 19419、74-2、052*3、871335217

　≤

　E(Y 0 )

　 ≤ 19419、74+ 2、052*3、871335217 ]

　P[ 19411、79602

　≤

　 E(Y 0 )

　≤ 19427、68398 ] 统计意义:在 95%得置信概率下,当 X3=98、1%; X4=10974、12,时,区间[19411、79602,19427、68398 ]将包含总体均值 E(Y0)。

　经济意义:在 95%得置信概率下,当非农业产值比重 98、1%,人均财政支出 10974、12元时,天津市平均人均可支配收入在 19411、79602 与 19427、68398 之间。

　◆ ◆ 结论 通过前面所做得模型实证分析,我们得出了比较理想得,经济意义也比较合理得结果。由此,我们可以瞧出,在一定时期内,一个地区得人均可支配收入受非农业产值比重,人均财政支出得影响很大,尤其就是人均财政支出对其影响更为显著。

　因此,在国际金融危机得影响下,要实现以消费来拉动经济增长,保证居民可支配收入稳定增长,我们还应当充分发挥宏观经济得统筹作用。

　作为对经济起重要支撑作用得工业,继续引入高端技术,鼓励自主创新,发展新兴产业,加快构建高端化高质化高新化产业结构,形成发展得新优势。着力推动企业兼并重组,加速淘汰落后产能,鼓励有能力得企业上市,并完善担保体系,加大对中小企业得支持力度。另外,发展服务业就是保增长、促就业得重要途径。要充分利用天津得有利条件与资源优势,加快构建现代服务体系,努力提高服务业在经济中得比重。所以,

　我们应该不断加强产业结构调整,促进重大项目投产达产,在大力发展先进制造业得同时,加快培育壮大现代服务业,使产业结构合理化,努力实现三大产业得协调发展。

　在科学发展观得指导下,今后财政收入得支出分配将更加突出“取之于民,用之于民”这一作用目标。政府应加大财政转移支付,完善社会保障体系,进一步转变政府职能,促进政府财权与事权相匹配,深化财税体制改革,调整财政支出结构,扩大一般性转移支付,完善公共财政体系。特别得就是,在以扩大内需拉动经济增长得同时,还要努力扩大就业岗位,对低收入人群进行补贴,保证中低收入者得收入增长。与此同时,集中得财政收入还可以用来支持研发,补贴企业,鼓励进出口贸易得发展;加强基础设施得建设,积极以滨海新区为跳板,扩大对外贸易合作,打造渤海地区经济新格局。这终将有利于促进经济得快速发展,有利于维持社会物价得稳定,有利于保障居民收入得合理增长。

　注:以上部分内容引自《关于天津市居民收入分配形势得调研报告》

　 《2010天津政府工作报告》