袁國敏，黃穎秋

(南京財經(jīng)大學(xué) 公共管理學(xué)院，江蘇 南京 210023)

一、問題的提出與文獻(xiàn)綜述

居民的消費需求不足在我國已經(jīng)是一個不爭的事實。利用我國1978－2011年的經(jīng)驗數(shù)據(jù)來看我國的消費情況可以發(fā)現(xiàn)(如圖1所示)，最終消費支出貢獻(xiàn)率從1978年以來，雖然呈現(xiàn)出上下波動的規(guī)律，但總體上呈現(xiàn)逐漸下降的趨勢，特別是從2003年以來，最終消費支出貢獻(xiàn)率都在40%左右徘徊，2010年最終消費支出貢獻(xiàn)率更是達(dá)到了近幾年的最低點，僅為36．8%，2011年的最終消費支出貢獻(xiàn)率有所回升，在55．5%左右。

我國在“十一五”規(guī)劃中就將擴大居民消費需求作為一項重要的經(jīng)濟工作目標(biāo)。2008年金融危機之后，中國面臨著出口下滑、外需萎縮和國內(nèi)實體經(jīng)濟下行的多重壓力。在這樣一種背景下，如何通過促進居民消費來提高我國經(jīng)濟發(fā)展，以達(dá)到可持續(xù)的長期經(jīng)濟發(fā)展顯得尤為重要。

為何我國的居民消費需求長期得不到有效擴大?朱國林、范建勇、嚴(yán)燕(2002)通過實證分析發(fā)現(xiàn)收入分配不均是中國消費萎靡的一個重要因素。臧旭恒、裴春霞(2004)從預(yù)防性儲蓄和流動性約束的角度分析對中國居民消費的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)市場體制改革加深了居民對未來收入預(yù)期的不確定性，而流動性約束的存在進一步使居民增加當(dāng)期儲蓄而減少即期消費。鄧春寧(2011)利用1986－2008年中國城鎮(zhèn)居民的相關(guān)數(shù)據(jù)，對城鎮(zhèn)居民消費需求的影響進行實證分析，指出城鎮(zhèn)居民對未來的不確定性是抑制其消費需求的關(guān)鍵原因。

圖1 最終消費支出貢獻(xiàn)率

更為具體的是，有許多學(xué)者都注意到政府支出同居民消費之間存在著某種關(guān)系。Barro(1990)基于擴展的內(nèi)生增長模型，分析了財政政策對生產(chǎn)和效用的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn):消費性的政府支出降低儲蓄率和經(jīng)濟增長率，而生產(chǎn)性的政府支出會使儲蓄率和經(jīng)濟增長率上升。Paitoon(2010)以泰國為例，研究了政府支出對私人消費和經(jīng)濟的影響，他將政府支出分為消費性支出和資本性支出，將私人消費分為食物消費、非食物消費和服務(wù)性消費，研究發(fā)現(xiàn):政府的資本性支出對私人消費和經(jīng)濟增長都沒有影響，而政府的消費性支出對經(jīng)濟增長有負(fù)效應(yīng)。Antonello d＇Alessandro(2010)使用意大利20個地區(qū)的面板數(shù)據(jù)探求政府支出影響私人消費的程度，他將政府支出界定為生產(chǎn)性的支出，采用面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗方法和誤差修正模型實證分析，最后發(fā)現(xiàn)政府支出對私人消費有正的影響。

國內(nèi)方面，胡書東(2002)將居民消費與政府支出、前期居民消費進行回歸分析，發(fā)現(xiàn)政府支出有利于促進居民消費，國家財政支出中的經(jīng)濟建設(shè)費支出有利于促進居民需求，因而得出結(jié)論:實施積極的財政政策，擴大財政支出，加強基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)有利于促進民間消費需求。李廣眾(2005)基于消費者最優(yōu)消費選擇歐拉方程，對全國、城鎮(zhèn)以及農(nóng)村的樣本進行分析，發(fā)現(xiàn)改革開放以來，政府支出與居民消費之間呈現(xiàn)互補關(guān)系，并指出其對居民消費的拉動作用主要表現(xiàn)在啟動城鎮(zhèn)居民的消費。黃賾琳(2005)采用隨機動態(tài)一般方法，將政府支出作為外生隨機沖擊變量，構(gòu)建中國三部門實際經(jīng)濟周期模型，對改革開放后的中國經(jīng)濟進行了實證檢驗，證實改革開放后政府支出對居民消費產(chǎn)生了一定的擠出效應(yīng)。

洪源(2009)基于中國居民消費的視角，構(gòu)建了符合中國國情的消費函數(shù)，從理論和實證兩個角度分析了政府民生消費性支出對居民消費的影響，并且理論和實證分析都表明，政府民生消費性支出與居民消費之間存在著顯著的互補關(guān)系。李建強(2010)將政府民生支出引入最優(yōu)消費行為理論分析框架，并基于我國城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟體制的消費特點，對政府民生支出與我國居民消費的動態(tài)關(guān)系進行實證檢驗，發(fā)現(xiàn)改革開放后，政府民生支出對居民消費產(chǎn)生倒V字形影響。李春琦、唐哲一(2010)建立代表性消費者的跨期迭代理論模型，研究我國政府財政支出結(jié)構(gòu)對私人消費的影響，實證結(jié)果表明:政府的行政管理費用支出擠出私人消費，政府的社會文教費用支出、經(jīng)濟建設(shè)支出擠進私人消費。

綜上所述，擴大我國居民消費的問題已經(jīng)得到很多學(xué)者的重視。有許多學(xué)者也注意到政府支出與居民消費之間存在關(guān)系，但究竟政府支出是擠進居民消費還是擠出居民消費尚未達(dá)成共識?，F(xiàn)階段研究的趨勢是從討論政府支出的總量對居民消費的影響發(fā)展到研究政府支出的結(jié)構(gòu)對居民消費的影響。

當(dāng)前階段，中國的民生問題不斷顯現(xiàn)，政府對民生的重視度不斷增強，但是民生支出究竟對居民消費是否存在影響還是需要研究的課題。因此，本文就民生支出對居民消費影響這一問題進行了探討。關(guān)于民生的內(nèi)涵有不同的定義，本文中所指的民生，特指與居民生活密切相關(guān)的教育、醫(yī)療衛(wèi)生、社會保障與就業(yè)那部分支出，因此也可稱為是民生保障性支出。許多學(xué)者在研究政府支出特別是政府民生支出對居民消費的影響時，大多只是通過構(gòu)建模型進行經(jīng)驗分析，而忽視了理論方面的探討。而有的學(xué)者在建模分析民生支出對居民消費的影響時，雖然考慮到了我國城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟體制的特征，但是在實證分析時用同一個民生支出變量分別估計城市消費方程和農(nóng)村消費方程，這是不恰當(dāng)?shù)?。鑒于以上兩個不足，首先，本文試著從理論和實證兩個方面全面分析民生支出對居民消費的影響;其次，由于分別針對農(nóng)村和城市的民生支出數(shù)據(jù)不可得，本文將農(nóng)村和城市的消費方程合并考慮。

二、民生支出對居民消費影響的理論分析

國內(nèi)許多學(xué)者在研究政府支出對居民消費的影響時，大多借鑒了西方的現(xiàn)代消費理論，如生命周期理論或者持久收入假說。但是這些消費理論都是建立在市場機制相對完善的基礎(chǔ)上的。目前我國的實際情況是市場經(jīng)濟體制還不完善，金融、信貸、證券等資產(chǎn)市場尚處于起步階段，直接借鑒西方的消費理論可能并不符合中國的國情。鑒于此，本文嘗試從中國居民的實際消費情況和中國現(xiàn)行的財政分權(quán)體制出發(fā)，探討民生支出對居民消費的影響。

一方面，按照洪源(2009)的觀點，我國居民的消費并不是以一生為跨度來達(dá)到自身效用的最大化，更多的是呈現(xiàn)出周期性和階段性的特點。也就是說，人們經(jīng)常會有階段性的“大額剛性支出”，如教育、醫(yī)療、住房、養(yǎng)老等，在每一個階段中，人們都會通過儲蓄來應(yīng)對支出高峰的到來，圖2①形象地刻畫了一個代表性消費者一生的消費情況。橫軸代表一生的時間跨度T，縱軸表示代表性消費者的收入和消費支出。圖中兩條向右上方傾斜的曲線分別代表不同時期的收入(Y曲線)和消費(C曲線)，除了“大額剛性支出階段”，該消費者每一期的消費都小于收入。在T1階段，該代表性消費者面臨“大額剛性需求”S1，他通過前期的儲蓄來應(yīng)對“大額剛性支出”S1。T2時期，該消費者又重新開始儲蓄以應(yīng)對T2期的“大額剛性需求”S2，以此類推。在我國，由于信貸市場還不夠完善，銀行貸款手續(xù)復(fù)雜而門檻又高，所以在急需資金時依靠銀行借貸幾乎是于事無補的。正是這種階段性的“大額剛性支出”的客觀存在，而借貸市場不完善的客觀現(xiàn)實，使得消費者在每一期都盡量減少自己的消費而增加儲蓄，以應(yīng)對將來的支出高峰。從圖2也可以看到居民儲蓄→大額剛性支出→居民儲蓄→大額剛性支出這一過程。這也是為什么我國的居民消費一直得不到提高。所以政府增加民生支出，有利于促進居民的消費，其作用機理是:政府加大民生支出→人們的教育、醫(yī)療、養(yǎng)老、住房等得到保障→人們預(yù)期將來的“大額剛性支出”減少→減少儲蓄，增加當(dāng)期消費→居民消費水平提高。

圖2 中國代表性消費者消費模式圖

另一方面，我國居民的消費需求長期得不到提高，與我國現(xiàn)行的財政分權(quán)體制和官員晉升激勵制度有很大的關(guān)系。從中國經(jīng)濟的宏觀背景來看，各級政府對于民生性消費支出的偏好不足，似乎是現(xiàn)有體制的一種“自發(fā)行為”，各級政府有少提供民生性服務(wù)的內(nèi)在偏好(王偉同，2009)。自從我國實行分稅制改革之后，地方政府對于財政的使用就有了很大的靈活性。一些學(xué)者認(rèn)為，事責(zé)與財權(quán)向地方政府轉(zhuǎn)移，有助于提高經(jīng)濟運行效率。因為較之于中央政府，地方政府具有更大的信息優(yōu)勢，地方政府能夠更好地提供公共物品以滿足該地區(qū)的需要。但是，更多的學(xué)者認(rèn)為中國式的財政分權(quán)雖然促進中國經(jīng)濟30年的飛速發(fā)展(林毅夫、劉志強，2000;王偉同，2009)，但是也正因此有理由懷疑，以官員任免為主要方式的中央政府對地方政府的有力控制和以經(jīng)濟績效為考核標(biāo)準(zhǔn)的經(jīng)濟增長激勵，限制了地方民生服務(wù)的發(fā)展。在以經(jīng)濟績效為考核標(biāo)準(zhǔn)的前提下，地方官員將其自身的職能長期定位于經(jīng)濟建設(shè)方面，從而忽視了民生服務(wù)規(guī)模的發(fā)展，這造成了地方政府“重投資、輕服務(wù)”的財政支出結(jié)構(gòu)。特別是在當(dāng)前經(jīng)濟發(fā)展面臨下行壓力、國內(nèi)居民需求長期得不到提高的背景下，地方政府會加大政府投資來促進經(jīng)濟增長。在財政收入一定的前提下，地方政府加大政府投資，必然會擠壓民生方面的支出。民生方面支出受到擠壓，教育、醫(yī)療、社會保障、住房保障無法滿足人們?nèi)找嬖鲩L的需要，在消費者面臨“大額剛性支出”的背景下，消費者必然會減少當(dāng)期的消費以應(yīng)對將來的“大額剛性支出”。以此造成的后果是，居民消費率偏低，經(jīng)濟增長緩慢，地方政府必須用更多的政府投資來促進經(jīng)濟增長。這樣就形成了一個惡性循環(huán):政府重經(jīng)濟建設(shè)、輕民生服務(wù)→民生支出規(guī)模不足→居民加大儲蓄，減少當(dāng)期消費→居民消費不足→政府投資拉動經(jīng)濟增長→民生支出規(guī)模不足→居民加大儲蓄，減少當(dāng)期消費→居民消費不足→政府投資拉動經(jīng)濟增長。

基于上述分析發(fā)現(xiàn)，居民消費不足與民生支出規(guī)模不足之間存在很大聯(lián)系。同時，考慮到不管是生命周期理論還是持久性收入假說，都認(rèn)為收入水平是影響居民消費的一個重要變量，因此，我們考慮建立居民收入、民生支出對居民消費影響的模型。出于數(shù)據(jù)的可得性和準(zhǔn)確性，在建立的模型中用居民可支配收入代替收入水平變量，用居民消費水平表示居民消費變量。民生支出主要包括教育、醫(yī)療衛(wèi)生和社會保障與就業(yè)。這樣，建立的方程為:

其中，xft表示居民消費水平，srt表示居民可支配收入，rjmst表示人均民生支出，ut表示隨機誤差項。為了避免數(shù)據(jù)的劇烈波動以及使得到的系數(shù)更具有經(jīng)濟學(xué)意義，上述變量在建模過程中都取了自然對數(shù)。

三、民生支出對居民消費影響的實證分析

(一)數(shù)據(jù)來源與說明

本文選取了1978－2011年的時間序列數(shù)據(jù)進行分析。居民消費水平的數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒2012》;居民可支配收入用城鎮(zhèn)家庭平均每人可支配收入和農(nóng)村居民人均純收入按照人口權(quán)重?fù)Q算②，城鎮(zhèn)家庭平均每人可支配收入和農(nóng)村居民家庭人均年純收入數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒2012》;民生支出的數(shù)據(jù)來源于歷年中國統(tǒng)計年鑒中教育、醫(yī)療衛(wèi)生和社會保障與就業(yè)三項數(shù)據(jù)的加總。上述數(shù)據(jù)均用1978年為基期的定基價格指數(shù)進行了調(diào)整。

(二)單位根檢驗

在對時間序列數(shù)據(jù)建模分析之前，首先要檢驗數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。因為對于平穩(wěn)序列和非平穩(wěn)序列，在建模時需要區(qū)別對待。如果數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的，就能直接運用普通最小二乘法(OLS)對上式方程進行估計，而如果數(shù)據(jù)是非平穩(wěn)序列，那么必須用協(xié)整理論進行建模分析。

圖3 lnxf、lnsr和lnrjms的時間趨勢圖

通過觀察lnxf、lnsr和lnrjms這三個時間序列的趨勢圖(圖3)，可以發(fā)現(xiàn)這些序列隨著時間的推移都有明顯的上升趨勢，從而可以大致判斷這些數(shù)據(jù)的水平序列是非平穩(wěn)的。

接著采用較常用的ADF單位根檢驗對這些序列進行單位根檢驗，檢驗結(jié)果如表1所示。

表1 ADF單位根檢驗結(jié)果

由ADF單位根檢驗結(jié)果可知，水平序列l(wèi)nxf、lnsr和lnrjms在1%、5%和10%的顯著性水平下都不能拒絕原假設(shè)，可以認(rèn)為水平序列l(wèi)nxf、lnsr和lnrjms存在單位根。而一階差分序列Δlnxf和Δlnsr在1%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，一階差分序列Δlnrjms在5%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，可以認(rèn)為一階差分序列Δlnxf、Δlnsr和Δlnrjms在5%的顯著性水平下不存在單位根。因此序列l(wèi)nxf、lnsr和lnrjms都是一階單整的，滿足協(xié)整建模的要求，可以進行下面分析。

(三)Johansen協(xié)整檢驗

對于都是一階單整的時間序列，可以采用Johansen協(xié)整檢驗來判斷它們之間是否存在協(xié)整關(guān)系，從而得到序列間的長期協(xié)整關(guān)系。在進行Johansen協(xié)整檢驗之前，必須先就待檢驗的序列組成的無約束的VAR模型確定準(zhǔn)確的滯后階數(shù)。在AIC、SC準(zhǔn)則的標(biāo)準(zhǔn)下，經(jīng)反復(fù)實驗發(fā)現(xiàn)，由lnxf、lnshr和lnrjms組成的無約束VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為滯后一階。

由于協(xié)整檢驗的滯后期為無約束VAR模型的一階差分的滯后階數(shù)，因此，這里協(xié)整檢驗的滯后期輸入(0 0)。按照鐘志威、雷欽禮(2008)的說法，在協(xié)整建模時，比較符合經(jīng)濟數(shù)據(jù)特征的應(yīng)該是“水平形式的數(shù)據(jù)序列沒有確定性趨勢，協(xié)整方程有截距項，沒有趨勢項”這個選項。因此，在實際操作時選擇該選項，最終得到的協(xié)整檢驗結(jié)果如表2所示。

表2 Johansen協(xié)整檢驗

由Johansen協(xié)整檢驗的結(jié)果可以知道，在1%的顯著性水平下，協(xié)整檢驗表明時間序列l(wèi)nxf、lnsr和lnrjms之間存在一個協(xié)整關(guān)系。該協(xié)整方程為(括號內(nèi)的為標(biāo)準(zhǔn)誤差):

該協(xié)整方程表明，從長期來看，居民可支配收入和人均民生支出對居民消費有正的影響，其中居民可支配收入的系數(shù)為0．737，表明居民可支配收入增加1個百分點，可以使居民消費增加0．737個百分點;而人均民生支出的系數(shù)為0．253，表明人均民生支出增加1個百分點，可以使居民消費增加0．253個百分點。因此，從長期來看，居民可支配收入仍然是影響居民消費的一個最重要的因素，而民生支出對居民消費的影響也占據(jù)著一個重要比重。

(四)向量誤差修正(VEC)模型

Johansen協(xié)整檢驗只是給出了居民消費、居民可支配收入和人均民生支出這三者之間的一個長期協(xié)整關(guān)系。要知道這三者之間的短期動態(tài)關(guān)系，必須建立向量誤差修正模型。VEC模型是含有協(xié)整約束的VAR模型，上面在協(xié)整檢驗時已經(jīng)確定無約束的VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為滯后一階，因此，這里VEC模型的滯后階數(shù)為0。

表3 VEC模型整體檢驗結(jié)果

由表3可以看出，VEC模型的整體檢驗結(jié)果中，AIC、SC準(zhǔn)則數(shù)都較小，可以認(rèn)為VEC模型擬合較好。

由此得到VEC模型的方程:

由方程(3)可知，人均民生支出誤差修正項的系數(shù)為－0．1176，符合短期修正機制，說明當(dāng)人均民生支出短期波動偏離長期均衡時，將以－0．1176的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回均衡狀態(tài)。

(五)格蘭杰因果關(guān)系檢驗

格蘭杰因果關(guān)系檢驗主要是檢驗兩個變量之間是否具有因果關(guān)系。有時兩個表現(xiàn)出相關(guān)關(guān)系的變量并不一定具有因果關(guān)系，而且在經(jīng)濟序列中，特別容易出現(xiàn)兩個沒有因果關(guān)系的序列表現(xiàn)出很強的相關(guān)關(guān)系。因此，為了避免將兩個毫無因果關(guān)系的變量序列進行建模分析的“偽回歸”現(xiàn)象，必須對回歸中的變量進行格蘭杰因果關(guān)系檢驗，以確定這些變量之間確實是有因果關(guān)系的，否則，回歸方程也將是不成立的。由上面建立的無約束VAR模型可知，最優(yōu)的滯后階數(shù)為滯后一階，因此這里的格蘭杰因果關(guān)系檢驗也選擇滯后一階。實驗結(jié)果由表4給出。

表4 格蘭杰因果關(guān)系檢驗

從表4結(jié)果可知，在5%的顯著性水平下，拒絕原假設(shè)“l(fā)nsr不是lnxf的格蘭杰原因”，即認(rèn)為居民可支配收入是居民消費的格蘭杰原因，這也印證了上面Johansen協(xié)整方程得到的結(jié)論。在10%的顯著性水平下，拒絕原假設(shè)“l(fā)nrjms不是lnxf的格蘭杰原因”，即人均公共服務(wù)類民生支出是居民消費的格蘭杰原因。從而，在10%的顯著性水平下，可以認(rèn)為，居民可支配收入和人均民生支出都是居民消費的格蘭杰原因。因此，上述建立的回歸方程是成立的。

四、結(jié)論與政策建議

本文從理論和實證兩個方面分析了民生支出對居民消費的影響，并得出了一致性的結(jié)論，即民生支出的增加有利于促進居民消費。

從上面的協(xié)整方程發(fā)現(xiàn)，收入仍然是影響居民消費的一個重要的因素。一方面應(yīng)注意到，居民消費與居民可支配收入呈正比關(guān)系，即，居民可支配收入的增加有利于提高我國居民的消費水平;另一方面應(yīng)注意的是，居民消費對居民可支配收入的彈性達(dá)到了0．737，居民可支配收入的提高，能夠在很大程度上促進居民消費。但是，我國經(jīng)濟發(fā)展的現(xiàn)實情況是，1978－2011年，我國實際GDP以9．91%③的平均增長率快速增長，而我國居民實際可支配收入的平均增長率為8．51%④，低于我國GDP的平均增長率，而且有的勞動者的工資連續(xù)幾年都沒有漲。而且在我國當(dāng)前階段，資本的報酬率明顯高于勞動報酬率，先富的那一部分人憑借積累的資本收入更多的報酬，這使得普通居民收入在緩慢上漲的情況下面臨著收入分配差距進一步擴大的不公。因此，如何提過勞動報酬在國民收入中所占的報酬，增加居民可支配收入，縮小收入分配差距是現(xiàn)階段亟待解決的一個重要問題。

從協(xié)整方程還可以發(fā)現(xiàn)，民生支出也是促進居民消費的一個重要因素。居民消費與人均民生支出呈正比關(guān)系，同時，人均民生支出增加1個百分點，可以使居民消費增加0．253個百分點。改革開放以來，許多在計劃經(jīng)濟時期由政府負(fù)責(zé)提供的公共服務(wù)，如養(yǎng)老、醫(yī)療、教育、住房保障等，都推給了市場與個人。雖然我國民生支出的絕對數(shù)在不斷增大，但是比起經(jīng)濟增長速度來說，其增加的幅度要小的多。從圖4中可以看到，1978年以來，政府民生支出占財政支出的比重在逐年提高，到2011的時候已經(jīng)達(dá)到31．155%;而政府民生支出占GDP的比重雖然歷年有所增長，但一直在較低的水平徘徊，到2011年也僅達(dá)到7．20%。因此，現(xiàn)階段民生支出的不足也是造成我國居民消費不足的一個重要原因。

圖4 民生支出占財政總支出及國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重

針對上面提到的導(dǎo)致我國居民消費不足的兩個原因，有下面兩條改進的方法:一是要不斷提高我國居民收入水平。提高勞動報酬率，逐步提高勞動報酬在國民收入分配中所占的比重，進一步縮小居民間的收入分配差距;二是要提高民生支出水平。政府要切實保障居民的教育、醫(yī)療以及社會保障等方面的權(quán)益。同時，由于上面提到的，我國政府之所以注重經(jīng)濟建設(shè)而忽視民生服務(wù)的提供，其本質(zhì)原因在于我國以經(jīng)濟績效為考核標(biāo)準(zhǔn)的官員任免方式。因此，探索更好地考核地方政府官員績效的標(biāo)準(zhǔn)，切實以一個地區(qū)居民收入水平的提高、公共服務(wù)水平的提高、居民幸福指數(shù)的提高作為考核地方政府官員的標(biāo)準(zhǔn)，這也更符合當(dāng)前服務(wù)型政府的主旨，也有利于提高居民的消費水平。

［注 釋］

① 參考洪源(2009)并作了改動．

② 居民可支配收入=城鎮(zhèn)家庭平均每人可支配收入×年底城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎?農(nóng)村居民家庭人均年純收入×年底鄉(xiāng)村人口占總?cè)丝诘谋戎兀?/p>

③ 數(shù)據(jù)來源:根據(jù)《中國統(tǒng)計年鑒2012》國內(nèi)生產(chǎn)總值和居民價格指數(shù)計算得到．

④ 數(shù)據(jù)來源:根據(jù)上文中提到的實際居民可支配收入換算得到．

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