安景文，倪 源

（中國礦業(yè)大學(xué)（北京）管理學(xué)院，北京100083）

1 引言

城鎮(zhèn)居民人均可支配收入，反映居民家庭全部現(xiàn)金收入能用于安排家庭日常生活的那部分收入。人均可支配收入的增加可以拉動內(nèi)需、促進就業(yè)，為國民經(jīng)濟平穩(wěn)較快發(fā)展提供有力支撐。當今世界，科學(xué)技術(shù)是第一生產(chǎn)力，要大力發(fā)展科學(xué)技術(shù)，就得優(yōu)先發(fā)展教育，教育事業(yè)為各行各業(yè)培養(yǎng)人才，科技成果轉(zhuǎn)化成為生產(chǎn)力和核心競爭力，促進國民經(jīng)濟的良性發(fā)展，改善人民生活水平，提高居民的可支配收入。

表1 教育經(jīng)費與人均可支配收入增長率對照表

一個國家，教育的投入越高，教育對經(jīng)濟的促進作用越明顯，與經(jīng)濟密切相關(guān)的居民生活水平就越高，居民收入也相應(yīng)越高。在人均可支配收入影響因素的研究中，重慶大學(xué)的劉忠群、夏麗麗，以重慶市為例論證了人均GDP與人均可支配收入相互促進的正相關(guān)關(guān)系，并用量化分析的方法對該問題進行了求解。田世海、翟忠和在《我國各產(chǎn)業(yè)對城鎮(zhèn)人均可支配收入的貢獻分析》一文中把各產(chǎn)業(yè)增加值與人均可支配收入進行回歸分析和灰色關(guān)聯(lián)分析，建立了人均可支配收入隨各產(chǎn)業(yè)增加值變動的線性模型，直觀地描述了各產(chǎn)業(yè)對人均可支配收入的影響程度。西南民族大學(xué)的鄭長德在《中國金融發(fā)展與城鎮(zhèn)居民收入差距關(guān)系的實證研究》一文中，從金融中介發(fā)展的角度分析金融與城鎮(zhèn)居民收入的關(guān)系，把各區(qū)域居民收入的差異作為分析的落腳點，不僅揭示了金融發(fā)展與居民收入的關(guān)系，而且說明了經(jīng)濟貨幣化程度和金融中介的發(fā)展擴大了城鎮(zhèn)居民收入的基尼系數(shù)。基于面板數(shù)據(jù)分析，西北大學(xué)的吳三忙、李樹民對中國經(jīng)濟高速增長過程中的城鄉(xiāng)收入差距演化問題進行了研究，分析城鄉(xiāng)居民收入差距演化的4個階段，得出縮小城鄉(xiāng)居民收入差距必須是進行農(nóng)村制度創(chuàng)新，避免形成新的工農(nóng)業(yè)產(chǎn)品價格剪刀差。

2 變量關(guān)系闡述

教育的投入不僅表現(xiàn)在教育基礎(chǔ)設(shè)施投資、教育軟硬件的改善上，它還有更深層的影響，比如對科技成果轉(zhuǎn)化的促進、對人力資本體系的構(gòu)建等都有力地促進了國民經(jīng)濟的發(fā)展，也間接增加了居民可支配收入。華南理工大學(xué)的張振剛等人在《我國區(qū)域教育經(jīng)費投入對各區(qū)域高等教育規(guī)模的影響》一文中，闡述了教育投入對高等教育的促進作用和促進方式。不僅如此，教育經(jīng)費投入提高了全民教育水平、促進經(jīng)濟發(fā)展，有助于提高人民生活水平。正是根據(jù)以上思路，本文探究教育經(jīng)費投入對未來5年我國人均可支配收入的影響，挖掘人均可支配收入與教育經(jīng)費的內(nèi)在聯(lián)系，其具體關(guān)系如圖1所示。

圖1 教育經(jīng)費與人均可支配收入關(guān)系圖

教育經(jīng)費可以分為兩部分，教育基本建設(shè)費和教育事業(yè)費。就短期而言，新校舍的修建、大型科研設(shè)備購置會拉動內(nèi)需，對GDP產(chǎn)生直接的推動作用；在中期，教育的投入帶來科技的不斷進步，科技成果的轉(zhuǎn)化促進生產(chǎn)力的提升，國民經(jīng)濟亦受益于此；在長期，教育事業(yè)的發(fā)展使得人才涌現(xiàn)，與此同時優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，提高經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量，有效服務(wù)國家各項重大戰(zhàn)略，比如西部大開發(fā)、振興東北老工業(yè)基地等等?？偠灾诙?、中、長期，教育投入對GDP有顯著影響，故圖1中由實線箭頭連接。GDP的上升，每個人獲得的生產(chǎn)成果（初次分配和再次分配）也不斷增加，因此居民人均可支配收入不斷上漲。另一方面，從提高人均可支配收入的角度出發(fā)，人均可支配收入的上升帶來稅收的增加，財政收入也會相應(yīng)上升。這樣就會增加國家對教育的投入，但是稅收的影響因素很多，且教育經(jīng)費在財政收入中占比并不固定，故人均可支配收入對教育經(jīng)費影響不顯著，圖1中兩者由虛線連接。

3 基于時間序列模型的教育經(jīng)費預(yù)測

本部分首先對時間序列平穩(wěn)性進行識別，然后建立1992～2010年我國教育經(jīng)費投入時間序列模型，最后預(yù)測2011～2015年我國教育經(jīng)費。

3.1 時間序列模型的識別

圖2為我國1992～2010年教育經(jīng)費（單位：億元）時間序列圖?？梢钥闯?，教育經(jīng)費時間序列長期內(nèi)具有明顯的上升趨勢，因此序列非平穩(wěn)，需進一步對序列進行平穩(wěn)性檢驗。利用EViews5.0，通過單位根檢驗法（ADF檢驗）對序列進行平穩(wěn)性檢驗，結(jié)果如表2、3所示。

圖2 1992～2010年我國教育經(jīng)費時間序列圖

表2 二階差分檢驗結(jié)果

表3 三階差分檢驗結(jié)果

表2中P值顯示，序列二階差分在水平1%，5%，10%水平下ADF檢驗均不通過，即可以接受原假設(shè)，一階差分序列有一個單位根，教育經(jīng)費一階差分序列不平穩(wěn)；由表3可以看出，序列三階差分序列不具有單位根，因此教育經(jīng)費序列為3階單整序列，記：

建立▽3D序列，觀察其自相關(guān)系數(shù)（AC）與偏相關(guān)系數(shù)（PAC），如圖3所示。

圖3 三階差分序列▽3 D相關(guān)圖

由圖3可以看出▽3D序列的自相關(guān)系數(shù)及偏自相關(guān)系數(shù)均落在2倍標準差范圍以內(nèi)，且每一滯后期的P值均大于0.05，有拖尾現(xiàn)象。所以可以初步判斷▽3D序列為白噪聲序列，▽3D～WN（μ，σ）～ARMA（0，0），即D～ARIMA（0，3，0）。

3.2 ARIMA（0，3，0）模型建立及教育經(jīng)費預(yù)測

利用非線性最小二乘法對模型D～ARIMA（0，3，0）進行估計，得：

回歸模型中，常數(shù)項參數(shù)未通過t檢驗，但模型整體擬合優(yōu)度良好，不存在高階序列相關(guān)及異方差現(xiàn)象，且殘差序列為白噪聲序列。因此，可得出我國教育經(jīng)費時間序列遞推方程：

3.3 2011年～2015年教育經(jīng)費進行預(yù)測

利用1992～2011年我國教育經(jīng)費序列值及時間序列方程（2），對我國2012～2015年教育經(jīng)費進行預(yù)測，如圖4所示：

圖4 教育經(jīng)費預(yù)測圖

4 我國城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與教育經(jīng)費關(guān)系研究

教育經(jīng)費作為解釋變量，人均可支配收入（選取全國平均城鎮(zhèn)人均可支配收入數(shù)據(jù)）作為被解釋變量，采用回歸模型模擬教育經(jīng)費對人均可支配收入滯后的影響，以期通過對教育經(jīng)費的預(yù)測把握未來中國居民人均可支配收入的走向。

（1）模型擬合

選取2001～2011年近11年我國城鎮(zhèn)居民人均可支配收入作為研究對象，如表4所示：

表4 2001～2011年我國城鎮(zhèn)居民人均可支配收入（單位：元）

以城鎮(zhèn)居民可支配收入It為因變量，教育經(jīng)費Dt＊為自變量，建立2001年～2010It與GDPt＊的全對數(shù)回歸模型：

（2）滯后期篩選

分別采用表4中數(shù)據(jù)與不同滯后期的教育經(jīng)費序列做模型（3）的參數(shù)估計，隨著滯后期的增大，可能會出現(xiàn)一個滯后期L，使得模型擬合為最優(yōu)，并且根據(jù)經(jīng)濟規(guī)律此種變化具有單調(diào)性。模型估計情況如圖5、6、7所示。

圖5 0期滯后期的擬合（數(shù)據(jù)來源：中華人民共和國國家統(tǒng)計局—年度統(tǒng)計數(shù)據(jù)）

圖6 1期滯后期的擬合（數(shù)據(jù)來源：中華人民共和國國家統(tǒng)計局—年度統(tǒng)計數(shù)據(jù)）

圖7 2期滯后期的擬合

由上述圖表可知，當L＝0時，模型擬合度最高，即以符合全對數(shù)回歸模型為前提假設(shè)，當期城鎮(zhèn)居民可支配收入受當年的教育經(jīng)費影響較為顯著，因此，得全對數(shù)回歸方程

利用2011～2015年教育經(jīng)費的預(yù)測值，通過回歸方程（4）預(yù)測2011～2015年城鎮(zhèn)居民可支配收入，如表5所示：

表5 2011～2015城鎮(zhèn)人均可支配收入預(yù)測表

（3）模型驗證

運用已知的2011年人均可支配收入值，檢驗回歸方程的準確性：

2011年回歸預(yù)測值：21866.823（元）

2011年實際值：21800（元）

誤差率：［（21866－21800）/21800］×100% ＝0.31%

結(jié)果說明該模型方程（4）預(yù)測誤差很小，模型估計效果佳。

5 結(jié)論

國家對小康社會的界定已經(jīng)由最初的“國內(nèi)生產(chǎn)總值”主導(dǎo)向“國內(nèi)生產(chǎn)總值和城鄉(xiāng)居民人均收入”共同主導(dǎo)轉(zhuǎn)變，“城鄉(xiāng)居民人均收入”被提到了經(jīng)濟工作的顯著地位。

結(jié)合以上研究結(jié)果，得出以下4點結(jié)論：

（1）居民人均可支配收入將繼續(xù)保持上漲趨勢。十八大報告中提出：確保到2020年實現(xiàn)國內(nèi)生產(chǎn)總值和城鄉(xiāng)居民人均收入比2010年翻一番的目標。國家對教育事業(yè)的投入必將持續(xù)反哺國民經(jīng)濟體系，可以預(yù)知在國民經(jīng)濟大環(huán)境不發(fā)生重大變化的情況下，伴隨教育事業(yè)的發(fā)展，我國的居民人均可支配收入將保持不斷上漲的趨勢。

（2）人均可支配收入增長率表現(xiàn)出周期性。如圖10，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的增長率呈現(xiàn)明顯的周期性，且該周期大致為5年。本文預(yù)測這可能受到國家五年計劃的影響，每一個五年計劃都有相應(yīng)的教育事業(yè)發(fā)展方針，與之對應(yīng)的教育經(jīng)費預(yù)算也會有變動，所以與教育經(jīng)費投入相關(guān)的居民人均可支配收增長率也呈現(xiàn)出周期性波動。

（3）分析圖7可知，“十五”期間，我國人均可支配收入增長率與教育經(jīng)費增長率相關(guān)性不高，個別年份兩者出現(xiàn)背離的情況（如圖7A段）；在“十一五”期間，人均可支配收入增長率與教育經(jīng)費增長率已經(jīng)基本步調(diào)一致，大體保證同增減（如圖7B段）。筆者認為，隨著經(jīng)濟的發(fā)展，教育體系不斷完善，教育經(jīng)費的規(guī)劃和分配趨于優(yōu)化，教育投入與國民經(jīng)濟變動大體保持同步，人們生活水平的變動與教育經(jīng)費的變動也會表現(xiàn)出一致性。故本文預(yù)測“十二五”期間，人均可支配收入增長率與教育經(jīng)費增長率將具有很高的相關(guān)性（如圖7C段）。

（4）人均可支配收入增速異動點分析。2007～2008年，人均可支配收入增長率出現(xiàn)較大幅度下滑，尤其是2008年，該增長率降至近15年的最低值（如圖7B段）。從2007年開始的全球經(jīng)濟危機波及我國，導(dǎo)致進出口貿(mào)易下滑，國民經(jīng)濟增長乏力，一定程度上抵消了教育對人均可支配收入的促進作用，延緩了人均可支配收入的高速上漲態(tài)勢。

圖7 人均可支配收入與教育經(jīng)費的增長率對比圖

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