居民收入增速低于GDP增速的原因探究

毛婧寧

（廈門大學 經濟學院統計系，福建 廈門 361005）

0 引言

改革開放以來，我國國內生產總值和城鄉居民收入都有較大發展，總體呈現持續性增長。1990年，我國國內生產總值為18667.8億元，城鎮居民人均可支配收入為1510.2元，農村居民人均純收入為686.3元，2010年，我國國內生產總值為401202億元，約為1990年的21.5倍，城鎮居民人均可支配收入為19109元，約為1990年的12.6倍，農村居民人均純收入為5919元，約為1990年的8.6倍，如果換算成增長率，那么從1990～2010年，GDP的年均增長率約為16.6%，城鎮居民人均可支配收入的年均增長率約為13.5%，農村居民人均純收入的年均增長率約為11.4%，可以大體判斷，我國城鄉居民收入增速要低于GDP增速。

從統計數據來看，2011年上半年GDP同比增長9.6%，農村居民人均現金收入實際增長13.7%，全國城鎮居民人均可支配收入實際增長7.6%。預計今年我國國民收入的增長仍舊難以超過GDP增長。

陳志武等學者分析認為，導致居民收入增長遠低于經濟增長的主要原因在于資產性財富在政府與社會之間的分配不均衡，政府的財政收入社會保障，就業福利上投入較少，而大多數的財政收入都投向了工業和基礎設施建設，也就導致了GDP增速一漲再漲而居民收入卻遠難達到這樣的增速。

但是，目前人們研究很少涉及到統計層面的分析，而各項政策與GDP增長、國民收入的關系等可以運用非參數統計的方法來實現。

又因為前人在城鄉居民收入差異方面做了較多的研究，故此本文省略城鄉居民收入差異的原因分析，僅探究國內生產總值增速與居民收入增速存在差異的原因。

基于以上考慮，本文選取了1990～2010年的數據，對影響GDP與居民收入差異的因素進行實證分析，希望能找到合理的措施來促進居民收入與GDP的同步增長。數據來源于1996～2010各年度《中國統計年鑒》。

1 研究方法

1.1 趨勢的秩檢驗方法

設有k個連續型隨機變量總體：X1,X2,…，Xk°xi1,xi2,…,xini是來自第i個總體Xi的樣本，其容量為ni，i＝1，2，，k。總的樣本容量為。所有N個樣本單元都是互相獨立的。設第i個總體Xi的分布函數為F(x-θ)，i＝1，2，，k。單調上升趨勢性檢驗問題的原假設和備擇假設分別為H0:θ1=θ2=…=θk，H1:θ1＜θ2＜…＜θk，且θ1＜θk。

本文首先采用趨勢的秩檢驗方法，判斷國內生產總值、城鎮居民人均可支配收入、農村居民人均純收入增長率的大小是否存在農村居民人均純收入增長率＜城鎮居民人均可支配收入增長率＜國內生產總值增長率的關系。

由于本文省略了城鄉居民收入差異的分析，因而，在接下來的分析中，僅以城鎮居民為例，將其作為研究對象，進一步分析導致國內生產總值增速與居民收入增速存在差異的原因

1.2 Wilcoxon秩和檢驗法

Wilcoxon秩和檢驗法是1945年由F.Wilcoxon提出的。假設樣本x1,x2, … ,xm和y1,y2, … ,yn分別來自相互獨立的連續型隨機變量總體X和Y。由于總體服從連續型分布，不仿假設合樣本x1,x2, … ,xm,y1,y2,… ,yn的各個單元之間互不相等。記合樣本容量為m+n=N。其原假設和備擇假設如表1所示。本文中運用這一檢驗來判斷我國財政收入的增長速度與GDP增長速度的大小關系。

表1 Wilcoxon秩和檢驗的原假設和備擇假設

1.3 相關性分析

本文采用Spearman秩相關系數來度量變量之間是否具有同時上升（下降），或一個上升、一個下降的關系。

Spearman秩相關系數是1904年由C.Spearman提出的。對于成對數據

記xi在{x1, x2, … , xn} 中 的 秩 為 Ri，yi在{y1, y2, … , yn} 中的秩為 Qi，i=1 , 2 , … , n 。為簡化討論，不妨假設在x1, x2, … , xn，以及在y1, y2, …,yn中都沒有重復的觀察值，則 Ri=1 , 2 , … , n，Qi=1 , 2 , … , n。Spearman秩相關系數的基本思想就是用Ri和Qi分別代替xi和yi，構造一個新的成對數據

計算新成對數據的矩相關系數

其中

由于

所以

2 實證分析

2.1 國民生產總值環比增長率、城鎮居民人均可支配收入環比增長率、農村居民人均純收入環比增長率的比較

圖1顯示，三種環比增長率基本符合了農村居民人均純收入環比增長率＜城鎮居民人均可支配收入環比增長率＜國民生產總值環比增長率。

分別對國內生產總值環比增長率、城鎮居民人均可支配收入環比增長率、農村居民人均純收入環比增長率進行時間序列分析，發現國內生產總值環比增長率、城鎮居民人均可支配收入環比增長率及農村居民人均純收入環比增長率均為隨機游動過程，可以進行趨勢的秩檢驗。

原假設H0:國內生產總值增長率＝城鎮居民人均可支配收入增長率＝農村居民人均純收入增長率

圖1 增長率折線圖

備擇假設

H1：農村居民人均純收入增長率＜城鎮居民人均可支配收入增長率＜國內生產總值增長率

檢驗所得的p值很小，則拒絕原假設，接受備擇假設，農村居民人均純收入增長率＜城鎮居民人均可支配收入增長率＜國內生產總值增長率成立。

這就證明了，在近20年內，我國的國內生產總值增速遠大于居民收入的增速，而在居民收入中，城鎮居民人均可支配收入又要大于農村居民的人均純收入。

2.2 促進GDP增長的相關要素分析

通常將投資、消費、凈出口這三大需求作為國民經濟的三駕馬車，認為此三大需求的增長同GDP的增長有著密切的關系分別計算最終消費支出、資本形成總額及貨物和服務凈出口這三大需求增速與GDP增速的Spearman秩相關系數，所得結論如下：

最終消費支出環比增長率與GDP環比增長率的Spearman秩相關系數Γs1=0.935，p值=0.000，拒絕原假設，這就說明了，最終消費支出的增速越快，GDP的增速也就越快；資本形成總額環比增長率與GDP環比增長率的Spearman秩相關系數Γs2=0.812，p值=0.000，拒絕原假設，說明了資本形成總額的增速越快，GDP的增速也就越快；貨物和服務凈出口環比增長率與GDP環比增長率的Spearman秩相關系數Γs3=-0.028，p值=0.909，接受原假設。

由上述分析，不難看出，近20年來，GDP的增速與最終消費支出和資本形成總額增速有較強的正相關關系，然而，消費水平會受到收入水平的限制，不應作為造成居民收入變化的因素，為了探究與GDP增長正相關性較強的因素資本形成總額是否也能有效促進居民收入的增加，選取固定資產投資這一指標來探究其與居民收入的相關關系。

2.3 固定資產投資在不同行業的分配對GDP增速與居民收入增速的不同影響

我國對于三次產業的劃分源于1985年，并在2003年5月進行了調整，目前，我國采用的三次產業的劃分依據為：

第一產業：農、林、牧、漁業；

第二產業：采礦業，制造業，電力、燃氣及水的生產和供應業，建筑業；

第三產業：除第一、二產業外的其他產業。包括交通運輸、倉儲和郵政業，信息傳輸、計算機服務和軟件業、批發和零售業，住宿和餐飲業，金融業，房地產業，租賃和商務服務業，科學研究、技術服務和地質勘查業，水利、環境和公共設施管理業，居民服務和其他服務業，教育，衛生、社會保障和社會福利業，文化、體育和娛樂業，公共管理和公共組織，國際組織等。

為保證數據的協調一致性，本文選取了三次產業結構調整之后即2003～2010年度城鎮固定資產在三次產業中的分配額度及其環比增長率進行分析。

接下來將以三次產業為分層依據，具體對固定資產投資在各行業中的分配額度進行分析。以期篩選出能促進居民收入增長的行業。

為了研究的方便，本文僅以城鎮居民為例，分別計算了全社會固定資產投資在三次產業的分配比例與國內生產總值增速的相關性和城鎮固定資產投資在三次產業的分配比例與城鎮居民人均可支配收入增速的相關性，并進行了比較。

圖2顯示了從2003～2010年度城鎮固定資產投資在三次產業中所占的比重，從圖中可以看出，近年來，第一產業所占比重較為恒定，有輕微的增長，第二產業所占比重呈現出一定的上升趨勢，第三產業所占比重則有一定的下降趨勢。下面對三次產業所占比重的變化對居民收入和國民生產總值的影響進行探究。

圖2 城鎮固定資產投資中三次產業所占比重折線圖

2.3.1 第一產業

通過分析計算，在全社會范圍內，固定資產投資分配在第一產業中的比例與國內生產總值的環比增長率以及城鎮固定資產在第一產業中的分配比率與城鎮居民人均可支配收入環比增長率的Spearman秩相關系數均較小且p值較大，這就反映了固定資產投資在第一產業中的比例無論是與國內生產總值的增速還是與人民收入的增速均無明顯的相關關系。

2.3.2 第二產業

第二產業基本是工業，一直以來都受到了國家的高度重視，并得到了大力投入。經過計算，在全社會范圍內，固定資產投資在第二產業中的比例與國內生產總值環比增長率的Spearman秩相關系數Γs21=1.000，p值=0，具有顯著的完全正相關性，這說明，固定資產投資分配在第二產業的比重越大，國內生產總值的增速就越大。

同時，計算城鎮固定資產投資在第二產業中的比例與城鎮居民人均可支配收入環比增長率的Spearman秩相關系數，Γs21=0.800，p值=0.104，并不具有顯著的正相關關系，這說明，城鎮固定資產投資在第二產業中的比重并不能對城鎮居民人均可支配收入的增長速度產生明顯的影響。

但是，由于全社會固定資產投資在第二產業中的比例逐年增加，這就導致了GDP的增長速度會逐年加快，但是人民卻并不能因此獲得收入上的增長。

2.3.3 第三產業

第三產業主要包含了服務業等。根據計算，在全社會范圍內，固定資產投資在第三產業中的比例與國內生產總值的環比增長率的Spearman秩相關系數Γs31=-0.900，p值=0.037，具有一定的負相關關系，這就說明了，投入在第三產業的固定資產比投入在第二產業的固定資產對經濟的拉動作用要慢。

而城鎮固定資產投資在第三產業中的比例與城鎮居民人均可支配收入的環比增長率的Spearman秩相關系數Γs31=0.203，p值=0.029，具有一定的正相關關系，說明了城鎮固定資產投資在第三產業中的比重越大，城鎮居民人均可支配收入的增速就會越快。

但是，統計數據顯示，近年來，我國固定資產投資在第三產業中的比重呈現一定的下降趨勢，這雖然可以削弱其對國內生產總值增速的減緩，但是也減弱了對居民收入增長的促進作用。

2.4 財政支出在不同方面的支出會影響到居民收入的增速

2.4.1 我國的財政收入增長速度與GDP增長速度的比較

財政收入通常被認為代表了國家及政府的收入，財政在不同方面的支出也會給我國的經濟民生帶來不同的影響。1990年，我國財政收入為2937.1億元，2010年，我國財政收入為83080億元，約為1990年財政收入的28.3倍，換算為增長率來看，我國財政收入的年均增長率為18.2%，在居民收入增速低于GDP增速的情況下，財政收入的增速甚至還超過了GDP的增速。

圖3直觀的顯示了近20年來財政收入與GDP的增速。進行Wilcoxon檢驗，原假設與 備擇假設分別為

原假設H0:財政收入與GDP以相同速度增長備擇假設 H1:財政收入增速高于GDP增速檢驗結果拒絕原假設，接受備擇假設，說明財政收入顯著高于GDP增速。

2.4.2 財政支出的分配比例對居民收入增速的影響

大多數學者一致認為，我國財政支出分布在社會保障和就業福利的數額與人民收入有著密切關系，故此本文也將其作為研究指標，探究這部分支出在財政總支出中所占比例與居民收入增速的關系。由于我國現行的公共財政支出分類標準在2007年度進行了調整，故這部分采用2007～2010年度的相關數據進行研究。

計算2007～2010年度財政支出在社會保障和就業方面所占比例與城鎮居民人均可支配收入環比增長率的Spearman秩相關系數，Γs11=1.000，p值=0，存在完全的正相關關系，這就說明了，財政支出分配在社會保障和就業福利方面所占的比例越大，城鎮居民人均可支配收入增速就越快。

同樣的，計算2007～2010年度財政支出在社會保障和就業福利方面所占比例與農村居民人均純收入環比增長率的Spearman秩相關系數，Γs12=1.000，p值=0，同樣存在完全的正相關關系，那么財政支出分配在社會保障和就業福利方面所占的比例越大，農村居民人均純收入增速也會越快。

有上述分析，不難得出結論，國家在社會保障和就業福利方面的支出越大，居民收入的增長速度就會越快。

圖4直觀表明了近年來我國財政支出總額與社會保障和就業福利支出額的發展趨勢。財政支出額的斜率明顯大于社會保障和就業福利的斜率，我國的財政支出總額呈現出較快增長，但分配在社會保障和就業福利方面的支出卻增速緩慢。

圖3 財政收入與GDP環境比增長率

通過具體數據的計算，不難發現，近年來，國家在社會保障和就業福利方面的支出占財政支出的比例維持在一個較為恒定的水平，均只占10%左右，占GDP的比例更是只在2%左右，雖然社會保障和就業福利的增加對加快居民收入的增長有明顯的促進作用，但是，考慮到這一部分的分配數額實在有限，居民的收入增長自然也就受到了限制。

圖4 我國財政支出總額與社會保障和就業福利支出額

3 結論

基于現實的統計數據，運用非參數統計的方法進行分析，避免了個人主觀因素的影響，所得結論更為客觀。對1990～2010年的數據分析，可以得到導致居民收入增速與GDP增速存在差異的原因如下：①我國固定資產投資在三次產業里的不同分配比例。當投資于第二產業的固定資產比重加大時，我國國內生產總值的增速會明顯加快，但是居民的收入增速卻不會有太大變化，當投資于第三產業的固定資產比重加大時，我國的GDP增速會受到影響，但是居民收入的增速會有一定程度的增加；②我國的財政支出在社會保障和就業福利上的比重。當我國財政支出在社會保障和就業福利上分配的比重加大時，我國的居民收入的增速會有顯著的增加。

由此看來，為了實現“十二五”規劃中居民收入趕超GDP增長的目標，可以采取如下措施：①適當調節固定資產投資在三次產業中的分配比例，以協調居民收入與國內生產總值的同步穩定增長；②加大財政支出在社會保障和就業福利上的分配比例，促使居民收入持續較快的增長。

[1] 陳志武.為什么百姓收入趕不上GDP增長[J].國際融資，2008,(9).

[2] 殷柏堯,張全躍.如何實現居民收入增長與經濟發展同步[J].今日浙江，2011,(18).