(X2-)2=12405-7515.026)}2=23911845.72 取a=0.05,',平均值置信度95%的预测区间为： 1 (X- Y tlancyn ∑x 156998574 Xn=8270时 6555.13干2.045×413.1593× 31125176492.59 =6555.13年162.10 9691.58F2.045x413.1593×5 1 2391184572 X2=12405时 + 125176492.59 =9691.58干499.25 即是说，当Xn=8270元时，'1平均值置信度95%的预测区同为(639303,671723) 元。当Xn=12405元时，y,n平均值置信度95%的预测区间为(92923,1090,83)元。 号个别值置信度95%的预测区间为： +1X,- ∑x 1 56998574 Xn=8270时 6555.13年2.045×413.1593×，1+ 125176492.59 =6555.13于860.32 X2=12405时 9691.582.045×413.1593× 123911845.72 31125176492.59 =9691.58年934.49 即是说，当第一步Xn=8270时，Y1个别值置信度95%的预测区间为（569481， 741545)元。当第二步Xn=12405时，'，2个别值置信度95%的预测区间为(8757.09， 10626.07)元. 在“Equation”框中，点击“Forecast”可得预测值及标准误差的图形如图2.14
11 2 2 2 (X X f - ) = (12405 - = 7515.026) 23911845.72 取a = 0.05, Yf 平均值置信度 95%的预测区间为： 2 ^ ^ 2 2 1 ( ) f f i X X Y t n x a s - + å m 1 8270 X f = 时 1 569985.74 6555.13 2.045 413.1593 31 125176492.59 m ´ ´ + = 6555.13m162.10 2 12405 X f = 时 1 23911845.72 9691.58 2.045 413.1593 31 125176492.59 m ´ ´ + = 9691.58 m 499.25 即是说，当 1 8270 X f = 元时， Yf 1 平均值置信度 95%的预测区间为（6393.03，6717.23） 元。当 2 12405 X f = 元时， Yf 2 平均值置信度 95%的预测区间为（9292.33，10090.83）元。 Yf 个别值置信度 95%的预测区间为： 2 ^ ^ 2 2 1 ( ) 1 f f i X X Y t n x a s - + + å m 1 8270 X f = 时 1 569985.74 6555.13 2.045 413.1593 1 31 125176492.59 m ´ ´ + + = 6555.13m 860.32 2 12405 X f = 时 1 23911845.72 9691.58 2.045 413.1593 1 31 125176492.59 m ´ ´ + + = 9691.58 m 934.49 即是说，当第一步 1 8270 X f = 时， Yf 1 个别值置信度 95%的预测区间为（5694.81， 7415.45）元。当第二步 2 12405 X f = 时， Yf 2 个别值置信度 95%的预测区间为（8757.09， 10626.07）元。 在“E quation ”框中，点击“Forecast”可得预测值及标准误差的图形如图 2.14：
图2.14 案例分析三建筑行业工资差异制度因素的分析—一元线性回归模型 一、引言 我国目前正处在由计划经济向市场经济过渡的体制转型时期。在这一时期，各行业之 间的职工工资差异在日趋扩大的同时，呈现出与计划经济时期完全不同的特征。本文试图通 过考察体制转型时期行业（以建筑业为例）工资，以及行业垄断程度，提出基于体制转型这 特定时期的行业工资决定假说：行业相对工资差异的扩大是由于行业垄断程度的扩大引致 的，并用回归方法分析对这一假说进行验证。 二、数据定义与经济理论假说 (一)数据定义 1.建筑业工资水平 建筑业相对工资水平定义为建筑业平均工资与全社会平均工资之比。本文之所以采用 的是相对工资水平的概念，而没有采用绝对水平，因为我们更关注改革开放20多年来，建 筑行业的工资相对于整个行业的变化，而不关心建筑业自身工资的发展趋势。部分年份建筑 业相对工资水平的时序数据见表1。 表1 部分年份建筑业相对工资水平时序数据 年份 建筑业平均工资（元） 全社会平均工资（元） 建筑业相对工资(%) 1978 714 615 116.1 1980 855 762 112.2 1985 1362 1148 118.6 1989 2166 1935 111.9 1990 2384 2140 111.4
12 图 2.14 案例分析三 建筑行业工资差异制度因素的分析——一元线性回归模型 一、引言 我国目前正处在由计划经济向市场经济过渡的体制转型时期。在这一时期，各行业之 间的职工工资差异在日趋扩大的同时，呈现出与计划经济时期完全不同的特征。本文试图通 过考察体制转型时期行业（以建筑业为例）工资，以及行业垄断程度，提出基于体制转型这 一特定时期的行业工资决定假说：行业相对工资差异的扩大是由于行业垄断程度的扩大引致 的，并用回归方法分析对这一假说进行验证。 二、数据定义与经济理论假说 （一）数据定义 1．建筑业工资水平 建筑业相对工资水平定义为建筑业平均工资与全社会平均工资之比。本文之所以采用 的是相对工资水平的概念，而没有采用绝对水平，因为我们更关注改革开放 20 多年来，建 筑行业的工资相对于整个行业的变化，而不关心建筑业自身工资的发展趋势。部分年份建筑 业相对工资水平的时序数据见表 1。 表 1 部分年份建筑业相对工资水平时序数据 年份 建筑业平均工资(元) 全社会平均工资(元) 建筑业相对工资(%) 1978 714 615 116.1 1980 855 762 112.2 1985 1362 1148 118.6 1989 2166 1935 111.9 1990 2384 2140 111.4
1991 2649 2340 113.2 1992 3066 2711 113.1 1993 3779 3371 112.1 1994 4894 4538 107.8 1995 5785 5500 105.2 1996 6249 6210 100.6 1997 6655 6470 102.9 1998 7456 7479 99.7 1999 7982 8346 95.6 2000 8735 9371 93.2 2001 9484 10870 87.2 2002 10279 12422 82.7 资料米源：《中国统计年鉴》(2004)第158页。 2.垄断程度 在西方国家，人们通常用一个行业中最大的儿家厂商的销售收入的份额表示一个行业 的垄断程疲。然而这种方法在我国目前的情况下并不完全适用，因为目前影响（甚至决定） 我国行业职工工资水平的并不是一般意义上的垄断，而是体制转型时期一种特有的垄断 它并不是针对企业的规模而言的，而是针对所有制结构或国有经济成分对行业的控制程度而 言的，即所谓“所有制垄断”或“行政垄断”。 在传统的计划经济体制下，我国经济属于典型的二元经济模式。如果撒开农村经济这 一“元”而不论，城市经济这一“元”的大多数行业基本上都是由国有经济控制的，各行业 间在这一点上没有显著性的差别。然而，随着计划经济体制向市场经济体制的过渡，这种国 有经济一统天下的格局逐步被打破，呈现出所有制日趋多元化的的趋势。但是，不同行业所 有制多元化的进程并不一致，由此产生了不同行业间所有制结构的差异。建筑业相对于电力、 金融、房地产等行业，其非国有经济成分进入的门槛相对较低，竞争较为激烈，因此所有制 多元化进展较快。因此，在体制转型时期，我国建筑行业的垄断程度的绝对水平可以在建筑 行业的国有化程度上得到大致的体现。为了获取资料的方便，本文将建筑业国有化程度用建 筑业国有单位职工人数占建筑业全部就业人数的比重来表示。 由于不管什么行业，所有制结构多元化、国有经济比重下降是一个总的趋势，而且决 定相对工资高低的不是个行业垄断程度的绝对数，而是行业垄断程度与其他行业垄断程度或 社会平均水平相比较的相对水平，所以引入相对垄断程度的概念： 相对垄断程度=行业所有制垄断度的绝对数/全社会所有制垄断度的平均数
13 1991 2649 2340 113.2 1992 3066 2711 113.1 1993 3779 3371 112.1 1994 4894 4538 107.8 1995 5785 5500 105.2 1996 6249 6210 100.6 1997 6655 6470 102.9 1998 7456 7479 99.7 1999 7982 8346 95.6 2000 8735 9371 93.2 2001 9484 10870 87.2 2002 10279 12422 82.7 资料来源：《中国统计年鉴》（2004）第 158 页。 2．垄断程度 在西方国家，人们通常用一个行业中最大的几家厂商的销售收入的份额表示一个行业 的垄断程度。然而这种方法在我国目前的情况下并不完全适用，因为目前影响（甚至决定） 我国行业职工工资水平的并不是一般意义上的垄断，而是体制转型时期一种特有的垄断， 它并不是针对企业的规模而言的，而是针对所有制结构或国有经济成分对行业的控制程度而 言的，即所谓“所有制垄断”或“行政垄断”。 在传统的计划经济体制下，我国经济属于典型的二元经济模式。如果撇开农村经济这 一“元”而不论，城市经济这一“元”的大多数行业基本上都是由国有经济控制的，各行业 间在这一点上没有显著性的差别。然而，随着计划经济体制向市场经济体制的过渡，这种国 有经济一统天下的格局逐步被打破，呈现出所有制日趋多元化的的趋势。但是，不同行业所 有制多元化的进程并不一致，由此产生了不同行业间所有制结构的差异。建筑业相对于电力、 金融、房地产等行业，其非国有经济成分进入的门槛相对较低，竞争较为激烈，因此所有制 多元化进展较快。因此，在体制转型时期，我国建筑行业的垄断程度的绝对水平可以在建筑 行业的国有化程度上得到大致的体现。为了获取资料的方便，本文将建筑业国有化程度用建 筑业国有单位职工人数占建筑业全部就业人数的比重来表示。 由于不管什么行业，所有制结构多元化、国有经济比重下降是一个总的趋势，而且决 定相对工资高低的不是个行业垄断程度的绝对数，而是行业垄断程度与其他行业垄断程度或 社会平均水平相比较的相对水平，所以引入相对垄断程度的概念： 相对垄断程度=行业所有制垄断度的绝对数/全社会所有制垄断度的平均数
改革开放以来部分年份建筑业相对垄断度的时序数据见表2。 表2部分年份建筑业相对莹断度的时序数据 建筑业国有 建筑业 建筑业 全社会国有单 全社会职 全社会国有 建筑业国有 位职工人数 就业人数 国有化程度 位职工人数 工人数 化程度 化相对程度 年份 万人 万人 万人 万人 9% () (2) (31M2) ④ 5 (6)=(4)/(5) (7)=(3)/(6) 1978 447 854 52.3 7451 40152 18.6 282.1 1980 475 993 47.8 8019 42361 18.9 252.7 1985 545 2035 26.8 8990 49873 18.0 148.6 1989 541 2407 22.5 10109 55329 183 123.0 1990 538 2424 222 10346 64749 16.0 138.9 1991 557 2482 224 10664 65491 163 137.8 1992 577 2660 21.7 10889 66152 16.5 131.8 1993 663 3050 21.7 10920 66808 16.3 133.0 1994 629 3188 19.7 10890 67455 16.1 122.2 1995 605 3322 18.2 10955 68065 16.1 113.2 1996 595 3408 17.5 10949 68950 15.9 109.9 1997 577 3449 16.7 10766 69820 15.4 108.5 1998 444 3327 13.3 8809 70637 125 107.0 1999 399 3412 11.7 8336 71394 11.7 100.2 2000 372 3552 10.5 7878 72085 10.9 95.8 2001 336 3669 92 7409 73025 10.1 90.3 2002302 3893 7.86924 73740 9.4 82.6 资料来源：《中国统计年鉴》(2004)第127页和第128页。 (二)体制转型期行业工资决定假说 从表1的数据看出，经过20多年，作为具有高劳动强度、艰苦、危险等特征的传统高 工资行业之一一建筑业逐渐被挤出高工资行业的行列，在市场经济下建筑业具有进入门槛 低、竟争激烈的特征，其工资相对水平逐年下降，2003年建筑业工资只相当于全国平均工 资的82%。而一些原米工资并不太高，但垄断程度至今仍保持较高水平的行业，如金融保
14 改革开放以来部分年份建筑业相对垄断度的时序数据见表 2。 表 2 部分年份建筑业相对垄断度的时序数据 建筑业国有 位职工人数 建筑业 就业人数 建筑业 国有化程度 全社会国有单 位职工人数 全社会职 工人数 全社会国有 化程度 建筑业国有 化相对程度 万人 万人 % 万人 万人 % % 年份 (1) (2) (3)=(1)/(2) (4) (5) (6)=(4)/(5) (7)=(3)/(6) 1978 447 854 52.3 7451 40152 18.6 282.1 1980 475 993 47.8 8019 42361 18.9 252.7 1985 545 2035 26.8 8990 49873 18.0 148.6 1989 541 2407 22.5 10109 55329 18.3 123.0 1990 538 2424 22.2 10346 64749 16.0 138.9 1991 557 2482 22.4 10664 65491 16.3 137.8 1992 577 2660 21.7 10889 66152 16.5 131.8 1993 663 3050 21.7 10920 66808 16.3 133.0 1994 629 3188 19.7 10890 67455 16.1 122.2 1995 605 3322 18.2 10955 68065 16.1 113.2 1996 595 3408 17.5 10949 68950 15.9 109.9 1997 577 3449 16.7 10766 69820 15.4 108.5 1998 444 3327 13.3 8809 70637 12.5 107.0 1999 399 3412 11.7 8336 71394 11.7 100.2 2000 372 3552 10.5 7878 72085 10.9 95.8 2001 336 3669 9.2 7409 73025 10.1 90.3 2002 302 3893 7.8 6924 73740 9.4 82.6 资料来源：《中国统计年鉴》（2004）第 127 页和第 128 页。 （二）体制转型期行业工资决定假说 从表 1 的数据看出，经过 20 多年，作为具有高劳动强度、艰苦、危险等特征的传统高 工资行业之一—建筑业逐渐被挤出高工资行业的行列，在市场经济下建筑业具有进入门槛 低、竞争激烈的特征，其工资相对水平逐年下降，2003 年建筑业工资只相当于全国平均工 资的 82%。而一些原来工资并不太高，但垄断程度至今仍保持较高水平的行业，如金融保
险业、房地产业等则陆续进入最高工资行列。基于上述事实，我们提出如下关于体制转型这 一特定时期行业决定的假说：从总体上看，我国行业相对工资差异的扩大是由于行业垄断程 度差异的扩大引致的：建筑业相对工资水平已经逐渐地不再取决于该行业的拉动强度及艰苦 危险程度，而是主要取决于行业的垄断程度。即建筑业相对工资水平的变化，可以由该行业 垄断程度的相对变化所解释。 三、模型设定、估计与检验 将我国建筑业1978年至2002年的主要17个年份的工资相对水平与其垄断相对程度， 建立一元计量模型，理论模型如下： 7=2.939984+1.311088X 其中Y表示建筑业工资相对水平，X表示建筑业相对国有化程度。根据体制转型期行业 工资决定假说，总体参数应该大于0，相对国有化程度越高，行业垄断程度越高，工资相对 水平就越高。 利用计量经济分析软件Eviews进行估计，结果如下： ,建筑业工资相对水平Y Method:Le Sample:1 17 Included observations:17 Coefficient Std.Error t-Statistic Prob. 2.939984 11.78218 0.249528 0.8063 建筑业相对国有化程度X 1.311088 0.1508728.690069 00000 R-squared 0.834286 Mean dependent var 104.9118 Adiusted R-squared 0.823238 S.D.dependent var 10.40786 S.E.of regression 4375783 Akaike info criterion 5900179 Sum squ ared resid 2872121 Schwarz criterion 5.998204 og lik 4815152 755173 Durbin-Watson stat 0.930656 Prob(F-statistic) 0.000000 以上估计结果发现，可决系数为0.834286，修正的可决系数为0.823238，说明模型拟 合优度较高。建筑业相对国有化程度对建筑业工资相对水平的回归系数为1311088，t值达 到8.690069，通过了变量的统计检验：并且该回归系数大于0，与理论模型总体参数的预期 符号相一致，因此通过了经济意义检验。但截距项系数2.939984，t值只有0.249528，未通 过统计检验，说明建筑业相对国有化程度对建筑业工资相对水平的总体回归直线是通过原点 的。因此理论线性模型应设定为通过原点的回归直线模型，具体形式如下： 再利用计量经济分析软件Eviews进行估计，结果如下： Dependent Variable:建筑业工资相对水平 Method:Least Squares 15
15 险业、房地产业等则陆续进入最高工资行列。基于上述事实，我们提出如下关于体制转型这 一特定时期行业决定的假说：从总体上看，我国行业相对工资差异的扩大是由于行业垄断程 度差异的扩大引致的；建筑业相对工资水平已经逐渐地不再取决于该行业的拉动强度及艰苦 危险程度，而是主要取决于行业的垄断程度。即建筑业相对工资水平的变化，可以由该行业 垄断程度的相对变化所解释。 三、模型设定、估计与检验 将我国建筑业 1978 年至 2002 年的主要 17 个年份的工资相对水平与其垄断相对程度， 建立一元计量模型，理论模型如下： Y ˆ = 2.939984 +1.311088X 其中 Y 表示建筑业工资相对水平，X 表示建筑业相对国有化程度。根据体制转型期行业 工资决定假说，总体参数应该大于 0，相对国有化程度越高，行业垄断程度越高，工资相对 水平就越高。 利用计量经济分析软件 Eviews 进行估计，结果如下： Dependent Variable: 建筑业工资相对水平 Y Method: Least Squares Sample: 1 17 Included observations: 17 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 2.939984 11.78218 0.249528 0.8063 建筑业相对国有化程度 X 1.311088 0.150872 8.690069 0.0000 R-squared 0.834286 Mean dependent var 104.9118 Adjusted R-squared 0.823238 S.D. dependent var 10.40786 S.E. of regression 4.375783 Akaike info criterion 5.900179 Sum squared resid 287.2121 Schwarz criterion 5.998204 Log likelihood -48.15152 F-statistic 75.51731 Durbin-Watson stat 0.930656 Prob(F-statistic) 0.000000 以上估计结果发现，可决系数为 0.834286，修正的可决系数为 0.823238，说明模型拟 合优度较高。建筑业相对国有化程度对建筑业工资相对水平的回归系数为 1.311088，t 值达 到 8.690069，通过了变量的统计检验；并且该回归系数大于 0，与理论模型总体参数的预期 符号相一致，因此通过了经济意义检验。但截距项系数 2.939984，t 值只有 0.249528，未通 过统计检验，说明建筑业相对国有化程度对建筑业工资相对水平的总体回归直线是通过原点 的。因此理论线性模型应设定为通过原点的回归直线模型，具体形式如下： 再利用计量经济分析软件 Eviews 进行估计，结果如下： Dependent Variable: 建筑业工资相对水平 Method: Least Squares