城鎮居民可支配收入精選(九篇)

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第1篇：城鎮居民可支配收入范文

一、對城鎮居民可支配收入現狀的分析

（一）城鎮居民可支配收入實現較快增長

改革開放以來，伴隨著鄒平縣綜合實力的穩步攀升，鄒平縣城鎮居民可支配收入也得到了較快增長，統計顯示，2012年鄒平縣城鎮居民人均可支配收入25027元，增長15.0%，扣除價格因素，實際增長12.6%；2008-2012年總體名義增長64.98%，扣除價格因素年平均增長9.4%；同期GDP五年總體名義增長102.1%，高出居民收入37.1個百分點；GDP可比價年均增長12.7%，高出居民收入3.3個百分點，居民收入的增長滯后于經濟發展的增長。

表1：2008年—2012年鄒平縣GDP和居民人均可支配收入情況

年份 GDP（億元） 同比增長（%） 可支配收入（元） 名義增長（%） 同比增長（%）

2008年 429.76 14.5 15170 9 4.1

2009年 473.26 12.4 16600 9.43 9.5

2010年 540.14 13.7 19007 14.5 11.6

2011年 632.47 12.6 21763 14.5 9.6

2012年 694.92 10.5 25027 15 12.6

（二）橫向比較差距逐年縮小

1.在總量上逐漸迫近省市水平

根據調查數據顯示， 2008年鄒平縣縣居民可支配收入為15170元，比省、市分別低790元和1135.41元；2012年鄒平縣居民可支配收入為25027元，比省、市低781.69元和728元，比2008年收窄8.31元和407.41元，但是城鎮居民入均可支配收仍低于省市平均水平！近三年來，雖然增速超過省市平均增長水平，但由于基數較低，受經濟發展和增資因素的影響，總量與省市相比差距仍然很大。

表2：2008年—2012年鄒平縣居民人均可支配收入與省市比較 單位：元

年份 鄒平縣 增長 濱州市 增長 差距 山東省 增長 差距

2008年 15170 9.00% 15960.00 14.90% 790.00 16305.41 14.30% 1135.41

2009年 16600 9.43% 17500.00 9.65% 900.00 17811.04 9.23% 1211.04

2010年 19007 14.50% 19686.00 12.50% 679.00 19945.83 12.00% 938.83

2011年 21763 14.50% 22540.34 14.50% 777.34 22791.84 14.27% 1028.84

2012年 25027 15% 25808.69 14.50% 781.69 25755.00 13.00% 728.00

2.增長速度逐漸超越省市水平

2008年-2012年，鄒平縣居民可支配收入增長速度逐年加快，分別為：9%、9.43%、14.5%、14.5%、15%。近三年來，增速均超過省市水平，但由于基數較低，經濟發展起步晚和增資幅度小等因素的影響，增收額并不高，總量與省市相比差距仍然較大。

二、制約增長的因素

1.工資水平相對較低，制約了居民收入的提高

從上面的分析可以看出，工資性收入在鄒平縣居民可支配收入的主要來源。與省市城鎮在崗職工工資水平比較，鄒平縣的工資性收入相對較低，提高比較慢。以城鎮在崗職工工資平均水平指標為例，2012年全省平均水平為42837元，全市平均指標為40733元，而鄒平縣在崗職工平均工資為37731元，比全省平均水平低5106元，比全市平均水平低3002元。在崗職工工資低于全省全市平均水平直接導致了居民收入中占比重最大的工資性收入偏低，是影響鄒平縣城鎮居民收入水平的重要因素。

另外，低收入家庭對工資收入依存度較大，高收入家庭收入來源多樣，資本增值能力強，增長速度快。低收入家庭的收入來源主要靠職工工資，進而導致了其可支配收入增長速度有限。

2.物價上漲抑制了居民可支配收入的實際增長

2008年-2012年鄒平縣居民消費指數分別是（上年為100）105.3%、101.5%、102.5%、104.5%、102.1%，五年累計上漲了16.9%。物價上漲對居民的收入的增長注入了“水分”，降低了居民的實際購買力，一定程度上抑制了居民可支配收入的實際增長。

3.經營性收入有待提高，經營存在資金不足等問題

隨著經濟的發展，城鎮居民中從事生產經營活動的家庭逐漸增加，經營性收入在居民可支配收入中占的比重增加。根據工商局年報統計數據顯示，鄒平縣城鎮私營企業和個體戶的數量從2008年1915戶和1906戶，增長到2012年的2170戶和2616戶。但受近兩年經濟形勢的影響，特別是信貸部門金融形勢的影響，企業從銀行貸款，承兌、貼現等金融衍生品多，加大了企業的融資成本。個體經營戶就更難獲得銀行的資金支持，面臨無法擴大經營，制約了其增加收入。

三、關于提高城鎮居民收入的一點建議

1.大力發展經濟

居民可支配收入的高低與當地經濟發展的速度和實力密切相關，提高居民可支配收入，要以發展帶動增收，以經濟的不斷發展帶動財力的不斷加強，以提供財力支持。

2.提高工資收入

工資性收入是居民可支配收入的主要來源。提高城鎮居民收入首先應從提高工資入手。一是提高黨政事業單位人員的工資；二是嚴密監控企業職工的工資。將企業職工的工資與在企業的工作年限、工作表現以及企業的發展水平相掛鉤，保證在崗職工的工資水平；三是制定適合鄒平縣的企業最低工資規定，保障勞動者的權益。

3.實現城鎮居民的充分就業

充分就業才能促進家庭總收入的增加。社會就業面的擴大，對提高居民收入有著舉足輕重的作用。勞動部門及社會各界要關注下崗職工和失業人員，加大對下崗失業人員的培訓力度，幫助他們通過各種途徑實現就業，增加家庭收入。

4.進一步完善社會保障

一是養老保險方面，完善企業職工養老保險制度，構建多層次的養老保障。二是醫療保險方面，企業凡是有參保意愿、有繳費能力的都應允許立即參保。對收入水平較低的勞動者繳費標準可以低一些。對生活困難、無能力參加醫療保險的勞動者及城市貧困群體，通過多渠道籌集資金盡快建立社會醫療救助制度解決。三是完善失業保險制度。四是加強對低收入和困難家庭的補助力度。

第2篇：城鎮居民可支配收入范文

居民收入中位數是全部調查家庭按戶人均可支配收入排序后，位于全部調查人口數一半位置的那個家庭的人均可支配收入，高于中位數收入和低于中位數收入的人口各為50％。中位數不受極值的影響，能較好反映總體的一般水平。2005年我省城鎮居民家庭人均可支配收入的中位數為14308元，與上年收入中位數12220元相比，增長17．1％。收入中位數增幅比平均數高5．1個百分點，與平均數的差距由2004年的2326元縮小到1986元。中位數增長加快，與平均數差距縮小，表明2005年低收入家庭收入增長加快，中間收入層增加，居民收入差距縮小。

(省城調隊住戶處　吳　磊)

家用汽車快速進入我省城鎮居民家庭

隨著我省城鎮居民收入的持續增長和汽車消費環境的改善，家用汽車消費急劇升溫，成為近幾年來我省城鎮居民消費的一大熱點。據對全省4150戶城鎮居民家庭抽樣調查，2005年我省城鎮居民人均交通支出1299元，同比增長63．6％，大大高于同期消費支出15．2％的增長速度，增幅居各大類消費之首。其中交通支出的迅猛增長主要是購買汽車所致，我省城鎮居民家庭購買汽車由2002年的每千戶2．4輛上升到2004年的8．4輛進而拉升到2005年19．2輛，年均遞增1倍。2005年按我省城鎮居民家庭戶均購車支出達2153元，同比增長1．2倍，2002年至2005年年均增長1．1倍。到2005年底，每百戶城市居民家庭擁有汽車8．7輛，比上年同期增長1．5倍。無論是購買量、支出額，還是擁有量，汽車消費增幅均居主要耐用品之首，成為近年擴大居民消費、促進經濟增長一大亮點。由于家庭購車增多，帶動與汽車相關支出的迅速增長，如按家庭人口平均的車輛用燃料及零配件支出達126元，同比增長75．2％；車輛使用稅費、維修費等服務支出為124元，同比增長80．3％。

(省城調隊住戶處張愛光)

2005年底全省常住人11為4898萬人

根據國務院的決定，我國于2005年11月1日(以2005年11月1日O時為標準時間)進行了全國1％人口抽樣調查工作。浙江省的常住人口為4894萬人，與2000年11月1日零時第五次全國人口普查的常住人口4676．98萬人相比，增加了217．02萬人，增長4．64％；年平均增加43．40萬人，年平均增長0．91％。2005年底全省常住人口為4898萬人。

全省人口中，居住在城鎮的人口2742萬人，占總人口的56．02％；居住在鄉村的人口2152萬人，占總人口的43．98％。與第五次全國人口普查相比，城鎮人口占總人口的比重上升了7．35個百分點。

全省人口中，男性為2483萬人，占總人口的50．73％；女性為2411萬人，占總人口的49．27％。性別比(以女性為100，男性對女性的比例)為102．99。

全省人口中，0至14歲的人口為774萬人，占總人口的15．81％；15至64歲的人口為3603萬人，占總人口的73．63％；65歲及以上的人口為517萬人，占總人口的10．56％。與第五次全國人口普查相比，0至14歲人口的比重下降了2．26個百分點，65歲及以上人口的比重上升了1．72個百分點。

全省人口中，漢族人口為4842萬人，占總人口的98．93％；各少數民族人口為52萬人，占總人口的1．07％。與第五次全國人口普查相比，漢族人口增加了204．99萬人，增長了4．42％；各少數民族人口增加了12．03萬人，增長了30．10％。

全省人口中，具有大學(指大專及以上)程度的人口為250萬人，高中程度的人口為558萬人，初中程度的人口為1604萬人，小學程度的人口為1648萬人。與第五次全國人口普查相比，大學程度的人口增加100．84萬人，高中程度的人口增加54．85萬人，初中程度的人口增加44．88萬人，小學程度的人口減少64．79萬人。

第3篇：城鎮居民可支配收入范文

關鍵詞：基礎設施投資；人均可支配收入；協整檢驗；Granger因果檢驗

中圖分類號：F014.4 文獻標志碼：A文章編號：1673-291X（2011）18-0001-03

引言

2008年，由美國次貸危機引起的世界性經濟金融危機，已經對中國各方面產生了顯著的消極影響，如企就業形勢嚴峻，失業率上升，居民收入下降等。可以說，金融危機對社會各階層收入與財富的積累產生了極大的負面效果（朱玲、金成武，2009）[1]。為了防止這種環境對中國經濟產生的消極影響，政府采取的是由前期穩健的財政政策轉變為積極的財政政策。通過各種的措施來提高居民的收入和消費能力，擴大內需。政府基礎設施投資支出是政府投資性支出的一個組成部分，它一直被各國政府視為實現社會公平、彌合城鄉居民收入差距，促進社會和諧的重要手段之一。所以，金融危機時中國出臺了十項措施，到2010年底將陸續增加4萬億的財政支出，大部分用于基礎設施建設。巨額的資金投入，目的之一就是改善人民群眾的生活條件、擴大就業、增加居民收入。由于政府的財政支出的結構、范圍和受益對象不同，對社會公平、社會福利狀況和收入分配的作用也不同（Ravallion，2009）[2]。于是，認清政府基礎設施投資支出與居民收入關系的研究才顯得具有重要的現實意義。

目前學術界通過實證比較財政支出和居民收入關系的研究相對較少，而更多關注的是城鄉收入差距與財政支出結構的相關研究以及積極的財政政策對社會產生的影響。Aaron 和 McGuire（1970）[3]基于個人效用函數的方法分析了美國20世紀60年代初期財政支出和收入關系的研究。他們得出本時期財政支出的分配是不合理的，因為經過研究，再分配政策把中等收入家庭的收入轉移到了富裕家庭和窮人手中。朱柏銘和車琰（2010）[4]利用中國1978―2006年的數據研究居民收入對財政支出的影響。實證結果表明：長期內，基礎設施需求和國防安全需求隨著居民收入增長趨于穩定；短期內，文化教育支出需求隨著居民收入的增長而增加。而本文將采用1980―2009年相關的時間序列數據進行實證研究，通過協整檢驗、Granger因果檢驗和誤差修正模型的建立來分析政府基礎設施投資支出與城鎮居民收入的關系，為政府政策制定者提供合理、有效的建議。

一、變量選取、模型設定和數據來源

本文在變量的數據選取上，用城鎮居民人均可支配收入代表城鎮居民收入，用變量Y表示；政府基礎設施投資支出用每年的支出總額來代表，并用變量X 表示。具體變量的含義范圍如下：城鎮居民人均可支配收入主要是城鎮居民能夠自由支配的收入，就是從居民總收入中扣除了繳納給國家的各項稅費和各項社會保險后余下的收入；政府基礎設施投資支出主要指用于保障性住房、社會事業建設、災后恢復重建和鐵路、公路、機場和港口等設施方面的投資支出。

為了考察政府城鎮居民人均可支配收入與政府基礎設施投資支出的關系，我們選取X為解釋變量，Y作為被解釋變量。同時，為了消除時間序列數據的自相關性和數據的大幅度波動，模型設定過程中我們將采用對數的形式，這樣也不影響原數據變量之間的協整關系。另外，在van de Walle（2004）[5]對越南公共安全網的實證研究所建立的復合函數基礎上，我們提取了公共轉移和消費兩個變量，而收入的多少又決定著消費需求的大小。所以基于上述分析，我們建立的雙對數模型如式（1）：

lnY = α+ βlnX + ε（1）

其中，α為常數項，β為lnХ的系數，ε為隨機誤差項。

本文中用于研究的1980―1989年的數據來自《中國統計年鑒（1990）》，1990―2008年的數據來自《中國統計年鑒（2009）》，2009年的數據來自2010年3月《政府工作報告》中公布的數據。

二、實證分析

（一）單位根檢驗

在進行協整檢驗之前，由于時間序列數據大都具有非平穩性，容易產生“偽回歸”現象，所以要先進行單位根檢驗，也就是數據的平穩性檢驗。本文采用最常用的ADF（Augmented Dickey-Fuller）檢驗方法，通過Eviews3.1軟件分析得出的結果（如表1所示）。

表1變量數據的平穩性檢驗

注：（1）D表示一階差分，（2）** 表示顯著水平為10%，* 表示顯著水平為5%。

由變量數據的平穩性檢驗可知，lnY和lnX都是不平穩的，但兩個序列的一階差分數據是平穩的，所以它們是一階單整序列，可能存在一定的協整關系，可以繼續分析。

（二）協整關系檢驗

通過單位根檢驗的分析，兩變量之間可能存在長期的協整關系，于是接下來對它們進行協整（Cointegration）檢驗。對協整關系的檢驗與估計，本文采用Engle和 Grangle（1987）提出的EG兩步法[6]，即第一步建立變量間長期均衡的回歸方程，第二步對方程模型中的殘差序列做單位根檢驗。具體操作步驟如下：

首先，采用OLS（Ordinary Least Square）回歸分析法對兩變量進行回歸，結果得到的協整方程如式（2）:

lnY=0.5118+1.0662lnX （2）

（0.9945）（14.6628）

R2=0.8848 DW=0.7672

括號里的數字代表的是對應系數的t統計值。

其次，對協整方程中的殘差序列進行平穩性檢驗。結果（如表2所示）。

表2 殘差序列的平穩性檢驗

注：Et表示殘差序列，* 表示顯著水平為5%。

可以看到，在顯著水平為5%時，Et序列是平穩的。這表明方程式（2）不是偽回歸，lnY與lnX之間存在協整關系，也就是說政府基礎設施投資支出的不斷增加和城鎮居民人均可支配收入的不斷增長，兩者具有長期穩定的平衡關系。

（三）Granger因果關系檢驗

通過協整關系分析，我們知道政府基礎設施投資支出和城鎮居民人均可支配收入具有長期的平衡關系，但是這種關系是否具有另外一種關系――因果關系，也就是說是政府基礎設施投資支出的增加促進了城鎮居民人均可支配收入的增加，還是城鎮居民人均可支配收入的增加促進了政府基礎設施投資支出的增加，這時候就要通過因果關系檢驗來證明。本文選用Granger在1969年提出的通過時間序列具有的可觀測性來分析的一種方法[7]，即若A變化能引起B變化，則A變化是發生在B變化之前的。所以此檢驗的關鍵在于滯后期的選擇，因為滯后期不同得出的結論也會有所不同。根據赤池信息準則（AIC）最小化準則，我們選取的滯后期為6、7、8、9階，結果（見表3）。

從表中分析得出，當我們選擇的滯后期為8階時，拒絕LNX does not Granger Cause LNY 的虛無假設，P值的大小通過了顯著性水平為5%時的檢驗，此時說明政府基礎設施投資支出變動是城鎮居民人均可支配收入變動的Granger原因，即政府基礎設施投資支出的增加會引起城鎮居民人均可支配收入的增加。另外，當滯后期為6、7、8、9階時，都接受LNY does not Granger Cause LNX的虛無假設，說明城鎮居民人均可支配收入不是政府基礎設施投資支出的Granger原因。

（四）建立誤差修正模型

由于通過協整檢驗簡單差分不一定能解決非平穩時間序列所遇到的全部問題，所以要進行誤差修正。誤差修正模型就是將誤差修正項看做一個解釋變量，連同其他反映短期波動的解釋變量一起，建立短期模型（李子奈，2000）[8]。本文將殘差序列Et作為誤差修正項，與政府基礎設施投資支出和城鎮居民人均可支配收入兩個變量的差分有機的結合在一起，建立誤差修正模型，用于說明變量差分項表現出的短期波動。根據分析結果，可建立的修正模型如式（3）：

lnYt=0.0656lnXt + 0.9185lnYt-1 - 0.0365Et-1 （3）

（0.9800） （11.2459）（-1.4727）

Likelihood=46.5370 AIC=-3.1098 SC=-2.9670

括號里的數字代表的是對應系數的t統計值。可見，AIC、SC的值都比較小，變量的整體擬合優度也比較好。從模型中分析得知，lnXt的系數是0.0656。說明短期內政府基礎設施投資支出每變化1%，本期內城鎮居民人均可支配收入就會同方向變化0.0656%，也說明在短期內，支出的增加對收入增長的促進作用不是很明顯。同理，在本期政府基礎設施投資支出不變的情況下，上期城鎮居民人均可支配收入變化1%，本期城鎮居民人均可支配收入就會同方向變化0.9185%，也說明了收入在一定時期內是具有剛性的。另外，誤差修正項系數為負數，符合反向修正機制，說明長期均衡關系對城鎮居民人均可支配收入的變化具有修正作用，由于系數是0.0365，也說明修正作用并不是十分顯著。

結論分析及政策建議

本文從政府基礎設施投資支出和城鎮居民人均可支配收入兩個變量進行討論，采用了1980―2009年政府相關時間序列數據，利用協整檢驗和Granger因果檢驗以及誤差修正模型的方法進行實證研究，得出的結論及建議如下：（1）從協整檢驗模型結果分析表明，所選時間序列數據的一階差分是平穩的，且政府基礎設施投資支出每增加1%，城鎮居民人均可支配收入就會同方向增加1.0662%，說明兩者存在長期均衡關系的同時，政府基礎設施投資支出的增加會對城鎮居民人均可支配收入的增加起到顯著的促進作用。從Granger因果關系檢驗結果中分析，當我們選擇滯后期為8階時，得出政府基礎設施投資支出是城鎮居民人均可支配收入的Granger原因（反向關系不成立），于是印證了基礎設施支出對收入的顯著促進作用。所以，政府應連續逐年增加政府基礎設施投資支出數額，保證城鎮居民人均可支配收入的可持續增長。但并不是說一年內增加的政府基礎設施投資支出，城鎮居民人均可支配收入就能在一年內立即增長，它是在相當長的時期內實現與政府基礎設施投資支出均衡的狀態。另外還要求政府優化政府基礎設施投資支出結構，使其支出更多的轉移到城鎮居民生活水平上，變相提高其收入。（2）從誤差修正模型的結果來看，短期內，本期的人均收入水平在本期的政府基礎設施投資支出和上期的收入水平之間相比，更多的依賴于上期的收入水平（0.9185＞0.0656）。因此，短期內政府不可過多的增加政府基礎設施投資支出，盡管長期均衡關系對城鎮居民人均可支配收入的變化具有修正作用，但作用并不是十分顯著，若實際城鎮居民人均可支配收入的增長幅度小于通貨膨脹的增長幅度，這時候短期政府基礎設施投資支出的劇增很可能會引發通貨膨脹。

參考文獻：

[1]朱玲，金成武.中國居民收入分配格局與金融危機應對[J].管理世界，2009，(3):63-71.

[2]Ravallion，M. Are There Lessons for Africa from China’s Success Against Poverty[J].World Development，2009，(37):303-313.

[3]Aaron，A.and McGuire，M.C.Benefits and burdens of government expenditure[J].Econometrica，1970，(6):919.

[4]朱柏銘，車琰.居民收入增長對公共支出的需求變動分析――基于中國1978―2006年數據的實證研究[J].技術經濟與管理研究，

2010，(4):28-32.

[5]Vn de Walle.Testing Vietnam’s public safety net[J]. Journal of Public Economics，2004，(32).

[6]Engle，R.F.and Granger，C.W.J.Cointegration and Error Correction:Representation，Estimation and Tesring[J].Econometrica，1987，(55).

[7]Granger C W J.Investigating causal relations by econometric models and cross-spectral methods[J].The Econometric Society，1969，(37).

[8]李子奈.計量經濟學[M].北京:高等教育出版社，2000:7.

An Empirical Study of Governmental Investments in Infrastructure and Resident’s Incomes

WANG Zhi-tao，WANG Yan-jie

（Henan University of Technology Management College，Zhengzhou 450001，China）

Abstract：One of the goals of governmental expenditure is to help people improve their living conditions and increase their incomes.Based on Chinese time-series datas from the year 1980 to 2009，the thesis has made an empirical study and analyzed the relation between governmental investments in infrastructure and urban residents’ incomes by Cointegration test、Granger causality test and setting up an Error-correction model.It turns out that both of them has the long-term equilibrium relation，and governmental investments in infrastructure is the Granger cause of urban residents’ incomes and not vice versa.

第4篇：城鎮居民可支配收入范文

關鍵詞：旅游消費；城鄉居民收入；成都

基金項目：中央高校基本科研業務費專項資金項目優秀學生培養工程項目：“對成都近十年旅游產業的動態分析――基于因子分析法”（課題編號：2017ZYXS120）

中圖分類號：F59 文獻標識碼：A

收錄日期：2017年5月15日

成都市低空旅游發展“十三五”專項規劃中提出，低空旅游的體驗性和消費需求契合未來旅游產業轉型發展的方向。2015年，成都市旅游經濟總收入達到2，040.19億元人民幣，首次突破2，000億元大關。國內旅游總收入為1，986.57億元人民幣，占旅游總收入的97.3%，增長幅度為17.87%，超過居民收入增長。可以預見的是，隨著居民收入的不斷提升，成都市旅游市黿會有更加廣闊的發展前景。在影響旅游經濟發展的各種因素中，居民收入有著決定性作用。

對于居民收入與旅游消費關系的研究已取得了豐碩的成果，赫琦認為，旅游消費不僅僅依靠經濟因素，在提高居民收入的同時也需要完善諸如社會保障等措施來激發居民的旅游潛能；姬文婷基于計量經濟學，構建出了人居旅游消費、儲蓄、交通娛樂綜合物價指數和居民收入之間的關系，得出旅游業應該加強和整體經濟之間的聯系，才能促進旅游業的發展，同時認為適當地降低旅游產品的消費會促進居民對旅游消費的提升。吉香喬認為農村本身的消費市場巨大，但是城鄉二元制結構限制了此市場的進一步成長，需要加強相關的配套措施促使農村消費成為經濟發展的動力。付春曉認為通過需要加強旅游經濟同整體經濟的聯系，只是單一的提升居民收入的水平，不足以提升旅游經濟，需要通過其相應的配套措施，比如社會保障的健全。劉振中認為，隨著國民經濟的發展和國民收入水平的提升，旅游業將會產生越來越重要的作用。姚麗芬利用協整理論、誤差修整模型和Granger因果檢驗理論，說明了旅游消費和居民收入之間是長期均衡關系，農村居民收入對旅游消費的促進作用更加明顯于城鎮居民。

通過梳理發現，前者研究中多數基于大區域視角，做出對居民收入與旅游消費之間關系的研究。同時，對于成都市居民收入與旅游消費之間關系的分析與研究仍屬于空白。

本文將會利用線性回歸分析法分析成都市2005～2015年旅游經濟與居民收入之間的關系做出較為深層次的分析，填補前者空白。為成都市旅游經濟的發展提供相應的建議。

一、2005～2015年成都市旅游經濟與居民收入狀況

2005年成都市國內旅游收入為272.5億元，接待國內游客數量3，619.6萬人次，平均消費為753元。同2004年相比，都實現了兩位數的增長速度。特別是平均消費高于全國水平。居民收入狀況方面，城鎮居民人均可支配收入和農村居民人均純收入皆實現了增長，分別是11，359元和4，485元。農村居民人均純收入增長幅度達到了10.1%，超過城鎮居民人均可支配收入的增長幅度。

2015年，成都市國內旅游收入1，986.6億元，是2005年的7.2倍；接待國內游客數量1.89億人次，是2005年的5.2倍；平均消費為1，051.09元，是2005年的1.3倍。城鎮居民人均可支配收入為20，835元，是2005年的1.8倍；農村居民人居純收入為17，690元，是2005年的3.9倍。相比較于全國，2015年成都市國內旅游收入和居民收入增長幅度超過全國同期水平。以上表明，成都市旅游產業發展具有相對扎實的社會經濟基礎。

二、線性回歸結果與分析

（一）數據來源。用于研究的數據必須遵循可靠性、可操作性等原則，因此選取成都市統計局的《成都市國民經濟和社會發展統計公報》（2005-2015）作為量化指標國內旅游收入、國內游客數量、城市居民人均可支配收入和農村居民人均純收入的數據來源。

（二）數據的相關性分析。相關性分析是指對兩個或多個具備相關性的變量元素進行分析，從而衡量兩個變量因素的相關密切程度。其計算公式為：

r=■ （1）

通過計算得到以下結果，見表1。（表1）

通過Pearson檢驗，可以看出國內旅游收入、國內游客數量、城市居民人均可支配收入和農村居民人均純收入都通過顯著性（雙側）檢驗，并且Pearson相關系數為正，接近于1；因此兩者之間呈正相關。國內旅游收入和國內游客數量會隨著城市居民人均可支配收入和農村居民人均純收入的增長而增長。

（三）模型建立與多重線性回歸分析

1、模型建立。根據多元線性回歸理論，多重線性回歸分析的一般公式如下：

Y=β0+β1X1+β2X2+…+βpXp+ε （2）

公式中，因變量Y是被解釋變量；β0 常數項；β1，…βp稱為偏回歸系數；X1，X2，…，Xp稱為解釋變量。βi（i=1，2，…，p）表示在其他自變量固定不變的情況下，自變量Xi 每改變一個單位時，其單獨引起因變量的平均改變量。

2、多重線性回歸分析。把成都市2005～2015年量化指標的“國內游客數量”、“國內旅游收入”、“城鎮居民人均可支配收入”、“農村居民人居純收入”的數據通過SPSS軟件進行多重線性回歸分析，得出分析結果，見表2國內旅游收入與城鎮居民人均可支配收入、表3國內旅游收入與農村人均純收入、表4國內游客數量與城鎮居民人均可支配收入、表5國內游客數量與城農村人均純收入。（表2、表3、表4、表5）

表2和表3表明，“國內旅游收入與城鎮居民人均可支配收入”和“國內旅游收入與農村人均純收入”的P值均小于0.05，因此回歸結果是顯著的。國嚷糜問杖胗氤欽蚓用袢司可支配收入的回歸系數值為0.07，常數項為-707.903；國內旅游收入與農村人均純收入的回歸系數值為0.134，常數項為-423.096。因此兩者的方程式可寫成公式（3）和公式（4）：

Y=0.07X1-707.903 （3）

Y=0.134X2-423.096 （4）

可知，假定其他條件不變的前提下，城鎮居民人均可支配收入每增加1元，國內旅游收入就能增加0.07億元人民幣；農村居民人居純收入每增加1元，國內旅游收入就能增加0.134億元人民幣。所以，在城鎮居民人均可支配收入和農村居民人居純收入對國內旅游經濟收入的貢獻上，農村居民人均純收入大于城鎮居民人均可支配收入。

表4和表5表明，“國內游客數量與城鎮居民人均可支配收入”和“國內游客數量與城農村人均純收入”的P值均小于0.05，因此回歸結果也是顯著的。國內游客數量與城鎮居民人均可支配收入的回歸系數值為0.732，常數項為-6802.057；國內游客數量與城農村人均純收入的回歸系數值為1.360，常數項為-3391.023。因此，兩者的方程可寫成公式（5）和公式（6）：

Y=0.732X3-6802.057 （5）

Y=1.36X4-3391.023 （6）

可知，假定在其他條件不變的前提下，城鎮居民人均可支配收入每增加1元，國內游客數量就能增加0.732萬人次；農村居民人均純收入每增加1元，則國內游客數量就能增加1.36萬人次。所以，在城鎮居民人均可支配收入和農村居民人居純收入對國內游客數量的貢獻上，農村居民人均純收入大于城鎮居民人均可支配收入。

三、旅游邊際消費傾向分析

邊際消費傾向（MPC）是對可支配收入增加的分析，旨在說明每一固定數量的收入增加便會帶動一固定百分比的消費開支增加。其值通常在0到1之間。其計算公式為：

MPC=■ （7）

通過計算，在整體趨勢上，2006年城鎮居民的旅游消邊際費傾向為0.039，農村居民的旅游邊際消費傾向為0.134；到了2015年，城鎮居民的旅游消邊際費傾向為0.213，農村居民的旅游邊際消費傾向為0.053。整體成“U”字型，城鎮居民在2006～2014年整體較為穩定，以2014年為起點，開始大幅度的增長；農村居民以2008年為分界線，2006～2008年下降最為明顯，之后增幅較為緩慢，2014年以后，開始大幅度落后于城鎮居民對旅游邊際消費傾向的增長幅度，2014年城鎮居民的旅游邊際消費傾向為0.014，農村居民的旅游消費傾向為0.026，高出城鎮居民。2015年城鎮居民的旅游邊際消費傾向為0.213，相比上一年增幅為142.1%，農村居民的旅游邊際消費傾向為0.053，其增幅為103%。說明成都市城鎮居民比農村居民對旅游消費的傾向更高，城鎮居民和農村居民對旅游消費的需求差異明顯，也顯示出農村居民對旅游消費傾向的增長緩慢，旅游消費對于農村居民而言屬于高消費。

另一個重要的原因是，農村居民的收入仍然處于相對低的水平；據成都市統計局的數據上看，2005年農村居民人均收入為4，485元，2015年農村居民人均收入為17，690元，平均年增長率為14.7%，雖然高于城鎮居民，但是農村居民下相比較于城鎮居民收入仍然大幅度落后，并且缺少相應的基本的社會保障，所以農村居民很難把旅游消費需求從“高消費”轉化為“基本消費”。其詳情見2006～2015年成都市居民旅游邊際消費傾向統計圖。（圖1）

四、研究結論及建議

（一）研究結論。世界旅游組織專家根據收入彈性系數理論認為，居民收入每增加1%，旅游消費便會增加1.88%。通過對成都市2005～2015年的旅游經濟與居民收入關系的數據分析，可以得到以下結論：

1、居民收入是影響旅游經濟發展的重要因素。居民收入的增加會促進國內旅游收入和國內游客人數的增加。并且在一定程度上，居民收入水平越高，對旅游消費的層級需求也就越高。

2、在城鎮居民人居可支配收入和農村居民人均純收入的兩個因素上，農村居民人均純收入的影響力均大于城鎮居民人均可支配收入。同時，由于受到區域經濟因素的影響，對旅游業發展的貢獻率也會產生差異。

3、雖然農村居民人均收入的提高會成為成都旅游市場發展的另一個重要的動力來源，但是邊際消費傾向的統計表明，農村居民對旅游需求并不如城鎮居民高。

（二）建議。當前中國經濟處于“新常態”時期，要在“供給側改革”大背景下合理地規劃處在消費領域的成都旅游產業的調整與發展。消費領域的發展則需要依靠內需的帶動。旅游產業具有關聯性強、領域廣、消費性強的特點。因此提出以下建議：

1、提升農村居民人均可支配收入的關鍵是統籌城鄉發展。充分利用現有條件，挖掘和發展農村旅游經濟，實現農村居民的收入在初次分配和再次分配中的比重。同時，也必須拓寬農村居民收入的渠道，一方面需要更合理充分利用現有土地資源，發展現代農業和農業觀光旅游，能夠形成生“農旅一體”的現代農業發展格局；另一方面也需要完善各種社會保障制度，讓農村居民的消費比例在整個支出比例有顯著的提升。

2、增強農村居民對旅游消費的信心和需求是旅游業發展的重點。挖掘農村居民的旅游消費能力，提升其收入水平是一方面，更重要的是能夠使農村居民能夠改變消費內容和倡導新型的消費方式。著力于培養新型農民，使其能符合現代農業發展要求的同時也能成為文化旅游的創造者和欣賞者。讓精神文化消費在農村居民消費結構中所占的比例逐漸上升，成為農村居民消費的主要部分。

3、發展特色鄉村旅游，拓寬旅游市場。成都市作為全國首先踐行鄉村旅游的區域，應該在先前發展鄉村旅游的經驗上，進一步結合當下實際，發揮鄉村旅游的優勢，完善基礎設施建設。讓鄉村旅游和城市旅游成為成都市旅游市場的支柱，提升休閑旅游市場的壯大。鄉村旅游的發展：一是可以使農村土地實現更多的附加值，增加農村居民人均純收入；二是能促進新農村建設的發展，豐富農村物質財富和精神財富；三是優化產業結構的同時也不會削弱第一產業的生產力。

主要參考文獻：

[1]馮麗萍.旅游經濟學[M].北京大學出版社，2008.1.1.

[2]郝琦.基于SPSS分析的城鄉居民人均可支配收入對國內旅游業的影響[J].山東紡織經濟，2014.5.

[3]姬文婷.我國城鎮居民旅游消費的實證分析[J].商業經濟，2008.11.

第5篇：城鎮居民可支配收入范文

關鍵詞：基尼系數；收入差距；綜合平衡；絕對差距

中圖分類號：F014.4文獻標志碼：A文章編號：1673-291X（2014）16-0007-03

城鎮居民富人家庭人均可支配收入、城鎮居民非富人家庭人均可支配收入的實際狀況國家統計局沒有公布，由于城鎮居民家庭人均可支配收入“平均數自身的維穩性”，使得人們很難看清城鎮居民富人家庭、非富人家庭人均可支配收入的實際狀況，間接阻礙了城鎮居民富人、非富人家庭人均可支配收入與居民消費之間的相互關系。為理清城鎮居民富人、非富人家庭人均可支配收入，就必須借助居民儲蓄結構、城鎮居民家庭人均可支配收入、基尼系數等間接手段獲得。

一、富人與非富人收入計算所需的基礎數據

1.消費者收入水平變化

據國家統計局公布的數據1985年至2013年中國城鎮居民家庭人均可支配收入數據如下：

2.居民儲蓄存款

據2012年城鄉居民人民幣儲蓄存款年底余額 399 551.00億元（來源：國家統計局網站，http：///workspace/

index；jsessionid=B7DE06E94AC88E33C00A2F94C31A3ADC?m=hgnd），結合根據郎咸平2013年4月15日《理財周刊》《我們是真正的儲蓄大國嗎》一文中所提到的，“2012年底，城鄉居民儲蓄余額高達近40萬億元人民幣，中國人民銀行做過的研究發現，中國10%的人擁有了75%的存款。換句話說90%的人只擁有25%的存款”。照此計算富人家庭人均儲蓄為218 572.76元（2012年城鄉居民儲蓄399 551億元×75%）÷（10%×13.71億人口）=218 572.76元/人），非富人家庭人均儲蓄為8 095.29元（2012年城鄉居民儲蓄399 551億元×25%）÷（90%×13.71億人口）=809 5.29元/人；富人三口之家儲蓄655 718.28元（218 572.76元/人×3人=655 718.28元），非富人三口之家儲蓄24 285.86元（8 095.29元/人×3人=24 285.86元），富人、非富人1∶9的儲蓄比例，亦即中國富人與非富人比例（注：在工資比例份額相對較低的分配體制里，如果考慮到投資報酬率高于工資報酬率的事實，貧富偏差會更大，由于1∶9的儲蓄比例為2012年的富人、非富人的儲蓄比例，考慮到計算口徑的一致性和準確性，故本文選取的數據截止到2012年）。

3.居民收入基尼系數

2012年1月18日國務院新聞辦公室舉行的新聞會（2012年中國新聞網，http：///cj/2013/01-

18/4500444.shtml），國家統計局局長馬建堂介紹2012年國民經濟運行情況時稱，中國全國居民收入的基尼系數，2003年是0.479，2004年是0.473，2005年0.485，2006年0.487，2007年0.484，2008年0.491。然后逐步回落，2009年0.490，2010年0.481，2011年0.477，2012年0.474（介于國家統計局提供的基尼系數是2003年開始的，同樣為了考慮到計算口徑的一致性和準確性，本文的所有數據的選取都由2003年開始的）。

二、城鎮居民家庭可支配收入富人與非富人權重

按照基尼系數的絕對平均線，在中國只有富人與非富人之分的假設情況下，富人與非富人應各自占有總收入的1/2，然而現實中的絕大多數的情況下并非是絕對平均，而是存在有一定的偏差（即基尼系數0Gn1），因為此時的收入已經向富人偏離了Gn，因此當0Gn1時，富人得到的收入比例應該為（1+ Gn）/2；同理，因為此時的非富人收入已經向富人偏離了Gn，因此當0Gn1時，非富人得到的收入比例應該為（1-Gn）/2或者為1-（1+ Gn）/2。故此可以根據國家統計局公布的數據計算得出，根據基尼系數計算的城鎮居民平均可支配收入富人與非富人收入權重表（見表2）。

三、城鎮居民富人與非富人家庭可支配收入絕對數

根據前述提到的中國富人、非富人1∶9的儲蓄比例（亦即中國富人、非富人比例），再結合上述依據基尼系數計算的城鎮居民平均可支配收入富人、非富人收入權重表（見表2）和城鎮居民家庭平均可支配收入，即可計算出如下城鎮居民家庭可支配收入富人、非富人絕對收入對比表（見表3）。

四、城鎮居民家庭可支配收入富人與非富人收入增長趨勢對比

進一步依據城鎮居民家庭可支配收入富人與非富人絕對收入對比表（見表3），繪出城鎮居民家庭可支配收入富人與非富人收入增長趨勢對比圖（見圖1）。

五、城鎮居民家庭可支配收入富人、非富人收入增長趨勢的結論推斷

1.非富人儲蓄不足的直接原因在于收入過低

如果按照前述郎咸平提供的數據，90%的非富人平均存款只有9 000元左右，年家庭收入23 675.48元（按照三口之家計算人均7 891.83 元/年、月均657.6522元/月）的計算結果，他們要穿衣、要吃飯、要住房、要看病，孩子要上學，扣除這些必須的支出，這些錢根本就不夠用，儲蓄積累自然很少。

2.收入畸形必然引發畸形消費

巨大的收入差距，必然引起消費扭曲，一方面是僅供極少數人使用的、對經濟拉動極為有限的奢侈品、炫耀品市場的異常火爆，另一方面是可以拉動經濟增長的大眾消費品、正常生活用品的需求乏力。2003―2012年期間，出現的“珠寶熱”、“豪車熱”、“土豪金熱”與“買不起房”、“上不起學”、“看不起病”現象，已經形成了鮮明的對比。

3.收入結構扭曲必將影響市場化的正常發展

2003年富人、非富人可支配收入比例擴大到25.55倍以后，之后的十年間基本保持著這一比例，這一比例長期地扭曲了中國收入結構的合理性，現在這一趨勢還在擴大。這種收入畸形所產生的消費畸形，使得絕大多數人消費乏力，致使人們在住房、醫療、教育這些正常的保障性、基礎性消費面前變得困難重重，嚴重阻礙了房地產、醫療衛生、文化教育、體育娛樂市場的正常發展。

4.巨大收入差距下經濟的消費拉動根本就無法實現

正常生活都難以保障的條件下，又如何敢消費，消費拉動又如何能夠實現，中國人有錢不敢花，中國人有錢不愿意花，中國人熱衷于儲蓄而不是消費，并非是中國現實社會經濟發展的真實狀況，建立在虛構富足基礎上的消費拉動，脫離了中國收入、消費結構現實，巨大收入偏差的現實條件下，消費拉動只是句空話。

5.糾正富人與非富人收入差別應采取的措施

當務之急是通過調整收入結構，嚴格所得稅征收，限制公職人員過高收入，提高最低工資標準，調節中層收入，規范合法收入，打擊灰色收入、黑色收入（灰色收入本質上講即是公職人員利用手中的權力所取得的黑色收入、非法收入、違法收入的總稱，所謂的灰色收入不過是黑色收入、非法收入、違法收入的官用文人禍國殃民的甜言、蜜語、美詞而已，所以必須予以嚴厲打擊）。只有這樣消費拉動才不至于只是句空話。

參考文獻：

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[2]馬從輝.中國城鄉居民收入差距原因分析[J].經濟學家，2002，(4).

[3]王云飛.中國地區收入差距變化趨勢――基于基尼系數分解的分析[J].山西財經大學學報，2007，(8).

[4]喬為國，孔欣欣.中國居民收入差距對消費傾向變動趨勢的影響[J].當代經濟科學，2005，(5).

收稿日期：2014-03-08

第6篇：城鎮居民可支配收入范文

關鍵詞：西部地區；城鎮居民消費；面板數據

中圖分類號：F124.7 文獻標志碼：A 文章編號：1673－291X（2011）20－0045－02

引言

消費對國民經濟增長的推動具有持續性作用，隨著我國改革開放的不斷深化，消費需求在我國區域經濟增長中的作用明顯增強。根據錢納里多國工業化模型，進入工業化初期的標準是最終消費率為87%，其中，居民消費率為73%，政府消費率為14%。我國2008年最終消費率為48.6%，其中居民消費率為35.33%，政府消費率為13.27%；而農村居民消費率更低，僅占最終消費的8.87%。顯然，我國政府消費率與錢納里工業化初期標準比較接近，但是居民消費率偏低。在當前繼續推進西部大開發戰略的背景下，研究西部地區城鎮居民的消費問題有著重要的理論價值和實踐意義。

國內關于城鎮居民消費問題的研究層出不窮，但是關于西部地區城鎮居民消費問題的研究則不是很多，主要是以某個西部省份來研究，而對西部地區城鎮居民消費的比較研究則較少。下文將通過對我國西部地區城鎮居民消費的比較分析，企圖尋找一些規律性的東西，并以此作為擴大西部地區城鎮消費需求的突破口，促進西部地區經濟均衡協調發展。

一、面板數據協整檢驗

（一）數據來源

本文采用1992―2008年西部地區城鎮居民消費及收入的面板數據，選取城鎮居民的人均消費支出和人均可支配收入為經濟變量，以1978年為基期使用城鎮消費價格指數消除價格影響，并對人均消費和人均可支配收入取自然對數。這里所指西部地區包括廣西、四川、貴州、云南、、內蒙古、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆等11個省份。

（二）面板數據單位根檢驗與協整檢驗

1.面板單位根檢驗

由于考慮到宏觀經濟變量可能是非平穩的，為了避免面板數據模型估計中出現“虛假回歸”問題，在進行模型估計之前應對面板數據進行面板單位根檢驗。本文主要采用了LLC檢驗、IPS檢驗、Fisher-ADF檢驗、Fisher-PP檢驗、Breitung t-stat檢驗、Hadri Z-stat檢驗等面板單位根檢驗方法。西部城鎮居民人均消費支出和人均可支配收入面板數據單位根檢驗結果如表1所示。通過分析可知，面板單位根檢驗不能拒絕面板數據存在單位根的假設。

2.面板協整檢驗

協整檢驗是考察變量之間長期均衡關系的方法。為了避免非平穩面板數據的虛假回歸，下面進行面板協整分析，結果如表2所示。通過Fisher和Kao檢驗發現西部地區城鎮居民消費與人均可支配收入之間存在協整關系，即西部地區城鎮居民的消費和人均可支配收入之間存在長期均衡關系，所以可以對該面板數據進行面板模型回歸分析。

二、面板數據模型估計

常見的面板數據靜態模型主要有混合估計模型、固定效應模型、隨機效應模型等。下面分別簡單介紹這三種模型估計方法。

對于面板數據來說，如果從時間上看，不同個體之間不存在顯著性差異，從截面上看，不同截面之間也不存在顯著性差異，那么就可以把面板數據混合在一起，用普通最小二乘法估計參數，即可得到混合效應模型。混合效應模型假設了解釋變量對被解釋變量的影響與個體無關。如果解釋變量對被解釋變量的效應不隨個體和時間變化，并且其解釋被解釋變量的信息不夠完整時，即在解釋變量中不包含一些被解釋變量的不可觀測的確定性因素時，可以采用反映個體特征或時間特征的虛擬變量或者分解模型的截距項來描述這些缺失的確定性信息，這就是固定效應模型。如果從時間和個體上看，面板數據回歸模型的解釋變量對被解釋變量的邊際影響均是相同的，而且除模型的解釋變量之外，影響被解釋變量的其他所有確定性變量的影響只是隨個體變化而不隨時間變化時，面板數據應設定為個體固定效應模型。面板數據的固定效應模型中包含了許多虛擬變量，減少了模型估計的自由度，同時，固定效應模型的隨機誤差項難以滿足模型的基本假設，易于導致參數的非有效估計，為彌補固定效應模型的不足，Maddala將混合數據回歸的隨機誤差項分解為截面隨機誤差分量、時間隨機誤差分量和個體時間隨機誤差分量三部分。如果模型中只存在截面隨機誤差分量，而不存在時間隨機誤差分量，則稱為個體隨機效應模型，如果二者同時存在，則稱為個體時間隨機效應模型。本文討論個體隨機效應模型。

（一）混合效應模型估計結果

西部地區城鎮居民消費及收入的面板數據混合效應模型估計結果如下：

lcit＝0.627981+0.880640liit

（8.15） （81.23） R2＝0.97，RRSS＝0.542709

（二）個體固定效應模型估計結果

西部地區城鎮居民消費及收入的面板數據個體固定效應模型估計結果如下：

lcit＝0.641519-0.012718D1+0.0491889D2-0.028553D3

-0.005732D4+0.017050D5-0.037538D6+0.022186D7+0.002309D8

+0.020634D9+0.004685D10-0.031511D11+0.878734liit

（8.82） （85.86）

R2＝0.98，URSS＝0.42651

其中，虛擬變量D的定義是：

Di＝1，如果屬于第i個個體，i＝1，2，3，4，5，6，7，8，9，10，11。0，其他

其中，i取1代表廣西，取2代表四川，取3代表貴州，取4代表云南，取5代表，取6代表內蒙古，7代表陜西，8代表甘肅，9代表青海，10代表寧夏，11代表新疆。以下分析中D的含義和取值與此一致，不再解釋。

下面進行個體固定效應模型設定檢驗。從表3可以看出，混合模型與個體固定效應模型相比，設定為個體固定效應模型更為合理。

（三）個體隨機效應模型估計結果

西部地區城鎮居民消費及收入的面板數據個體隨機效應模型估計結果如下：

下面進行個體隨機效應模型設定檢驗。H檢驗結果如表4所示，可以看出，95%的概率下模型應設定為個體隨機效應模型。

三、結論及建議

通過對西部城鎮居民的人均消費和人均可支配收入的面板單位根檢驗發現，人均消費和人均可支配收入均存在單位根。為了避免虛假回歸，進而進行了面板協整檢驗。通過檢驗發現，西部地區人均消費和人均可支配收入之間存在協整關系。由此對西部地區人均消費和人均可支配收入的面板數據進行面板回歸分析，發現設定為個體隨機效應模型是適合的。從上文的個體隨機效應估計結果可以看出，在我國西部地區隨著城鎮居民可支配收入的不斷增加，消費以收入增加量的87.91%的比例增加。雖然西部地區邊際消費傾向較高，但在另一方面表明西部城鎮居民的收入較低，因此，當前西部城鎮地區要提高居民的消費需求就必須以提高居民可支配收入為目標。

參考文獻：

[1] 藏旭恒.中國消費函數分析[M].上海：上海三聯書店；上海人民出版社，1994.

[2] 尹世杰.消費經濟學[M].北京：高等教育出版社，2003.

第7篇：城鎮居民可支配收入范文

關鍵詞：高房價居民消費支出收入分配改革

2008年的全球金融危機后，由于西方發達國家經濟的整體衰退，我國的出口遇到了前所未有的困難，拉動內需成為我國目前最迫切需要解決的問題。近兩年我國出臺了一系列刺激投資的計劃，2009年的投資率高達45.4%，高出2008年近5個百分點；而消費卻略有下降，由2008年的48.3%下降到了2009年的47.9%。

一、我國居民消費不振的原因

影響消費的因素很多，從凱恩斯的絕對收入理論，到邊際消費傾向遞減這一經典假設被“庫茲列茨反論”所質疑，從杜森貝里的相對收入假說到莫迪利阿尼的生命周期假說和弗里德曼的持久收入假說，從霍爾的隨機游走假說到預防性儲蓄假說、流動性約束假說等，我國學者不斷引進和吸收西方學說，并在一定程度上加以中國化。就已有的國內研究來看，學者們較為統一的將居民消費不振歸因為收入分配失衡。根據收入法GDP核算數據，勞動收入占GDP的比重從1995年的51.44%下降到了2007年的39.74%。這種勞動收入占比的大幅下降，勢必影響著我國居民消費。方福前（2009）通過數據演算，得出我國經濟在1997―1998年開始出現居民消費需求不足不是偶然的, 而是由居民人均收入增長落后于GDP增長造成的。其他一些學者的類似研究，也紛紛證明居民收入占比的不斷下降，已成為我國居民消費不振的主要原因。除了居民收入占GDP比重下降之外，國內部分學者還認為我國居民消費需求不足的一個重要原因是收入差距擴大。這種差距包括城鄉收入差距、地區間收入差距和城鎮居民收入差距等。楊汝岱、朱詩娥（2007）、楊天宇等（2007）認為，當收入分配呈正態分布且邊際消費傾向與收入水平呈倒“U”型關系時,縮小收入差距能提高總消費需求。朱國林、范建勇、嚴燕（2002）建立了一個用于解釋中國消費不振的理論框架，并認為收入分配嚴重不均是導致我國總消費不振的一個重要原因。但他們認為我國的消費不振可能是一個長期問題,因為收入分配不可能迅速改善。

即將出臺的收入分配改革無疑會帶來居民特別是中低收入居民的收入增加，但是收入能否轉化為內需則是一個比較現實的問題。居民可能由于對于未來支出的不確定而將收入上升的這部分作為儲蓄存起來，而不進行消費，在這種情況下，收入的增加可能只會帶來儲蓄的增長，而不能帶來消費需求的增加。

我國自1998年住房改革以來，房價呈現了持續的上漲的勢頭。房改初期，主要是單位的公房由私人購買，這時的房價仍帶有福利性質，比較優惠。隨著房改的深入，住房徹底市場化，購房的優惠和福利已不存在。同時，房地產開發需要的大量土地也解決了地方政府捉襟見肘的財政狀況。越來越高的地價和開發商對利潤孜孜不倦的追求，房價日益被推高，再加之炒房者的推波助瀾，過高的房價已成為我國城鎮居民的一個巨大的負擔。住房改革導致的房價上漲與城鎮居民消費下降之間是存在相對應的關系，下面將就這個問題進行探討。

二、高房價對與城鎮居民消費的抑制分析

本文把城鎮居民按照是否購買商品房分為三類來進行分析。

一是已購買商品房的城鎮居民。居高不下的房價使得居民在購房時大多會選擇貸款的方式來購買商品房，這樣居民每月就會面臨較大的還款壓力，少則千元，多則上萬，相對于城鎮居民普遍不高的收入來看，這無疑會擠占已購房居民的消費。

二是準備購買商品房的城鎮居民。準備購買商品房的居民會因為房價的不斷上漲，而對未來購房支出產生不確定性，為了應對不斷上漲的房價，他們必然要通過更多儲蓄的方式來積累資金，儲蓄的增加顯然會擠占居民的消費。

三是租房的城鎮居民。這類城鎮居民雖然不用購買住房，但高房價會帶來房租的增長，居民每月不得不將收入的一部分用來支付越來越高的房租，這顯然也對居民消費產生了擠占。房價的上漲在這里是起到了一個間接傳導的作用。

城鎮居民消費率低的主要原因除了收入增速緩慢以外，主要就是把收入轉化成了儲蓄，而儲蓄的目的則是為了應對未來的不確定性。北京城鎮居民未來支出最主要的不確定性可能是過高的商品房價格。鑒于房改正式啟動于1998年，本文考察北京1999―2009年的城鎮居民的可支配收入、年均消費以及商品房價格。

表1表明，北京的商品房價格占人均可支配收入的比重呈現“U”型結構，由1999年的0.61下降到2004年的0.32，再升至2009年的0.52。與之相對應的，則是人均消費占可支配收入比重自2003年以后的不斷下滑，這也是北京市房價開始快速上漲的年份，由2003年的4737元每平米上升至2009年的13799元每平米，增長了近200%，只用了7年的時間。而城鎮居民人均可支配收入同期只增長了92%，人均全年消費支出增長的更少，只有60%。這些數據充分說明，房價的快速增長及城鎮居民可支配收入增速的減緩，嚴重影響了北京市城鎮居民消費支出的增長。

三、擴大北京城鎮居民消費的政策建議

北京作為一個典型的高房價城市，其房價的快速增長與居民可支配收入的緩慢增長，顯著影響了北京城鎮居民的消費支出的增加。消費決定了生產的最終目的和市場的需求活力，只有擴大消費，才能不斷提供和增加最終需求。

一是切實提高城鎮居民收入。居民收入與居民消費密切相關，影響消費支出的最根本因素還是可支配收入，可支配收入尤其是低收入人群的可支配收入提高，無疑會帶來消費的增加。

二是加速保障性住房建設，降低城鎮居民住房支出。推動以廉租房為主體、經濟適用房為補充的保障性住房體系改革，解決廣大中低收入居民的安居問題，維護最廣大的中低收入居民的基本生活權利。使市場住房供給結構有利于滿足不同收入階層特別是中等收入階層居民的需要，增加居民住房消費的可選擇性，引導居民在不同年齡段、不同收入水平選擇不同的住房方式，以降低居民的住房費用支出。

2010年北京市出臺了一系列房價調控政策，房價也出現了下降的趨勢，加上呼之欲出的收入分配改革政策，對于擴大城鎮居民消費來看，這無疑是一個好消息。

參考文獻:

①方福前．中國居民消費需求不足原因研究―基于中國城鄉分省數據[J]．中國社會科學，2009（2）：68-82

②楊汝岱，朱詩娥．公平與效率不可兼得嗎?―基于居民邊際消費傾向的研究[J]．經濟研究，2007（12）：46-58

③楊天宇，朱詩娥．我國居民收入水平與邊際消費傾向之間“倒U”型關系研究[J]．中國人民大學學報．2007（3）：49-56

第8篇：城鎮居民可支配收入范文

重慶市自直轄以來，經濟發展迅速，城鄉居民人均可支配收入增加，生活水平大幅度提高，居民消費結構也發生了顯著變化。本文對重慶市城鎮居民從1997年到2013年的消費結構進行分項分析，從數據分析中得出存在的問題，并提出對策建議。

二、重慶市城鎮居民消費結構變化分析

（一）總體分析

本文搜集了從1997年到2013年的重慶市城鎮居民人均可支配收入、人均消費支出和各項消費支出的數據。數據顯示，重慶市直轄以來，城鎮居民人均可支配收入逐年上漲，從1997年的5343.06元到2013年的25216.13元，人均可支配收入增加了近4倍。而城鎮居民的人均消費支出也是逐年上升，2013年（17813.86元）是1997年（4403.62元）的4倍多。由此可以看出，直轄17年，重慶市城鎮居民的生活水平得到了迅速提高。

（二）消費結構分析

根據歷年的《重慶統計年鑒》的數據計算得出城鎮居民消費支出類的各項結構如表一：由上表的數據可以看出：（1）食品支出在居民消費支出中所占比重最大。重慶市城鎮居民將收入的大部分依然用于購買食品，食品支出絕對數額呈現逐年上升的趨勢，但是食品支出比重卻是呈現波動態勢，且在近三年有上升趨勢。食品支出占居民消費總支出的比重，即恩格爾系數，是國際上通用的反映居民消費結構和質量的指標。根據國際上對于恩格爾系數的通用衡量標準：恩格爾系數大于60%為貧窮；50%-60%為溫飽；40%-50%為小康；30%-40%屬于相對富裕；20%-30%為富足；20%以下為極其富裕。我們認為重慶市城鎮居民的生活水平目前整體來看相對富裕，較好較快的完成從溫飽到小康再到相對富裕的這一歷程。而這三年的食品消費支出所占比重有所上升可能是因為居民在食品方面追求高質量、高水平的原因，食品消費趨向多樣化，側面反映居民生活水平提高。（2）衣著消費在類的消費支出中所占比重也較大，僅次于食品消費。衣著消費比重從1997年到2013年大致呈U型分布，2002年所占比重最低，1997年所占比重最高。從絕對數額來看，這些年衣著消費額快速增加。（3）家庭設備用品的支出比重趨于穩定，歷年來都在7%上下浮動。家庭設備用品是每個家庭必須的，且市場發展已經比較成熟，大型家電消費又以更新換代為主，因此家庭設備支出比重變化不大。（4）醫療保健在居民消費支出中的比重有逐漸增大的趨勢。重慶城鎮居民在醫療保健方面的支出由直轄時的137.15元漲至2013年的1245.33元，增長了8倍左右，為類中增長速度最快的，其增長速度遠遠超過城鎮居民人均可支配收入和人均消費支出。這說明隨著重慶城鎮居民生活水平的提高和收入的增加，人們抗病防病、自我保護保健的意識越來越強，購買補品、家庭購買健身機械和體育用品的也越來越多，側面反映出這些用品的巨大市場潛力。另一方面，醫療保健項的支出增加也與我國的醫療制度改革密切相關。（5）交通和通訊消費比重呈現較快的增長趨勢。交通和通訊消費是衡量生活現代化程度的一個重要標志，是現代高科技消費對生活滲透的主要領域。重慶市城鎮居民此項指標增長迅速，說明重慶城鎮居民的生活現代化程度快速提高，發展和享受需要的滿足程度較高。直轄以來，重慶市公路運載能力加強，市內交通情況大幅改善，市政建設逐步完善，加之近年來市內軌道交通的大力發展，極大程度緩解了交通擁堵情況，方便市民出行，滿足居民對于交通消費的需求。而移動電話的普及和家用汽車市場的不斷擴大，更是加大居民在交通和通訊方面的消費支出。（6）娛樂教育文化和居住的消費支出整體來看較為穩定。兩項消費支出的絕對數額都逐年增加，但從時間序列上來看占總消費支出的比重先上升后下降。在娛樂教育文化方面，重慶城鎮居民隨著收入的提高，越來越重視精神方面的享受和子女教育投資，加大該項支出，整個社會文化生活水平提高。在居住方面，重慶城鎮居民在2004年的居住消費所占比重最高，之后有所下降，得益于重慶市的住房政策，使得人們用于改善居住環境的消費支出有所下降，房地產市場穩步合理發展。

三、存在的問題

盡管直轄以來重慶市城鎮居民生活水平得到大幅度提高，但是由于受到收入水平、產業結構和消費觀念等多方面的因素制約，在居民消費支出方面依然存在以下問題：第一，食品消費比重依然偏大。由表1的數據可以看出，雖然重慶市城鎮居民生活水平漸漸提高，并有進入富裕水平的趨勢。但近幾年食品消費支出所占比重有反彈趨勢，且與發達國家相比仍然偏大。早在1993年美國恩格爾系數就已下降到11.4%，而2013年的全國城鎮居民的恩格爾系數也才35%，重慶還未達到全國城鎮居民的平均水平。因此重慶市城鎮居民食品消費支出比重仍有很大的下降空間。第二，醫療保健、交通和通訊以及居住三個方面的消費支出增長速度過快，容易抑制居民消費傾向。伴隨居民消費體制市場化，社會保障和社會福利制度的基本完善，醫療保健、交通和通訊以及居住這些消費現在均由居民個人承擔。從1997年到2013年，這三項的支出分別增長了8.08倍、7.38倍、4.72倍，而城鎮居民在此期間的人均可支配收入增長3.72倍，這三項的增長速度都超過了人均可支配收入的增長速度，說明這三項的消費價格與大多數居民收入相比顯得過高，需要一個較長的過程來完成自身的積累。第三，不同收入階層的消費差距大。根據西方經濟學理論消費支出與人均可支配收入呈現高度正相關關系。近年來不同消費群體的收入差距加大，導致消費差距擴大，市場消費分散化、層次化明顯，進而導致居民邊際消費傾向下降，影響居民總體消費支出上漲。

四、對策與建議

第9篇：城鎮居民可支配收入范文

內容摘要:目前,我國普遍存在城鄉居民收入差距的問題,這種差距的發展趨勢如何,是以小速度的持續擴大,還是在最近幾年會出現一個拐點,使得城鄉居民收入差距逐步縮小。文章以河北省為例,對此進行分析,以為解決城鄉差距問題,全面建設小康社會有所啟示。

關鍵詞:城鄉居民收入差距 擴大 縮小 趨勢

目前,我國普遍存在城鄉居民收入差距的問題,這種差距的發展趨勢如何,是以小速度的持續擴大,還是在最近幾年會出現一個拐點,使得城鄉居民收入差距逐步縮小,值得進一步探討。文章以河北省為例,對此進行分析。河北省城鄉居民收入資料見表1。由表1可以看出:目前河北城鄉居民收入差距問題比較嚴重,城鄉居民收入差距持續擴大,而且還將繼續。但2004年以后,城鄉居民收入差距擴大速度明顯減緩。

城鄉居民收入差距變動預測聯立模型構建

從人均GDP增長對城鄉居民收入增長的貢獻率角度,對河北1978-2007年的人均GDP分別和城鎮居民人均可支配收入(CR)、農村居民人均純收入(NR)數據建立雙對數模型。則有:

聯立模型(1)、(2)、(3),并將2010-2020年各期T值代入即可進行預測。

人均地區生產總值變動模型構建

從上面的聯立模型可知,要預測城鄉居民收入水平,必須先根據模型3預測未來各年的人均地區生產總值,然后再推算出城鎮居民人均可支配收入和農村人均純收入,所以需要首先使用模型(3)預測未來年份的人均GDP各期值。本文使用統計軟件Eviews5.0進行分析,模型(3)中,GDPt表示當年人均GDP(元),GDPt-1表示上一年人均GDP(元),T表示時間,1978-2020年T值分別為1,2,…,43。河北省人均地區生產總值預測模型如表2所示。從表2可以看出,在其他條件不變的情況下,人均GDP隨著年份增長而增長0.110047%,上一年人均GDP增長11%,對當年人均GDP的慣性影響很大,為0.949544%。

根據模型(3),得出河北省人均GDP在未來11年的變動趨勢如圖1所示。由圖1可以看出, 河北省人均GDP在2020年將達到80108元,而2007年的人均GDP為19877元,這期間河北省人均GDP增長了2番多,跟現實差距有出入,原因如下:一是人均GDP是按現值進行計算預測,忽視了通貨膨脹因素;二是根據世界各國發展慣例來看,隨著GDP總量的增加,人均GDP增長速度會有所減緩,將會低于模型中11%的年平均遞增,所以根據模型預測人均GDP偏高,但是本文最后目的是對城鄉收入比進行預測,所以此處影響不大。

農村居民家庭人均純收入變動模型構建

由于河北省未來年份的人均GDP已通過模型(3)預測出來,所以現在可以通過模型(1)預測未來年份河北省農村居民人均純收入。對模型(1)進行簡單變換,加入一個虛擬變量Dt,則有:

(4)

在模型(4)中,NRt表示當年的農村居民人居純收入(元),GDPt表示當年人均GDP(元),NRt-1表示上一年的農村居民人均純收入(元),Dt表示政策因素的虛擬變量,主要指國家的重大惠農政策,其中:1981-1985年、1993-1997年以及2004-2007年中取值為1,其余年份取值為0。運用Eviews5.0對模型進行分析,河北省農村居民人均純收入預測模型如表3所示。

從表3可以看出,河北省農村居民人均純收入對人均地區生產總值GDP的彈性較小,說明河北農民增收對經濟增長的依賴性不是很強,當經濟快速增長時,農村居民家庭人均純收入并沒有快速增長;河北省上一年農村人均純收入對當年農村居民收入的慣性非常大,說明河北省農村居民收入波動不是很大,這是由于河北處于華北平原,不容易受到自然災害等因素的影響,農村居民收入較為持續穩定增長;農村人均純收入對政策變量Dt的彈性比較高,由此可以看出,國家的惠農政策能快速帶動農村居民家庭平均純收入的增加。

根據模型(4),對虛擬變量Dt進行假設,得出河北省農村居民人均純收入在未來11年的變動趨勢,如圖2所示。

圖1中,本文假設國家從2004年對“三農”實行的惠農政策持續到2010年,即2008-2010年Dt為1,其余年份為0,則從圖2可以看出,在2010年處發生轉折,增長速度明顯減緩,說明河北農村居民家庭人均純收入的增加和國家惠農政策密不可分,農村居民家庭人均純收入在很大程度上依賴于國家政策;同時,2020年農村居民家庭人均純收入預測為9817元,比2007增長了一番多,而根據前面模型(3)可知人均GDP翻了2番多,由此看來,對于河北省農村居民來說,河北省經濟的快速發展并不能快速帶動農村居民人均純收入的增長。

城鎮居民家庭人均可支配收入變動模型

農村居民人均可支配收入通過模型已經預測出結果,下文使用模型(2),對河北省未來年份城鎮居民人均可支配收入進行預測。

模型(2)中:CRt表示當年的城鎮居民家庭人均可支配收入(元),GDPt表示當年人均GDP(元),CRt-1表示上一年的城鎮居民家庭人均可支配收入(元)。運用Eviews5.0對模型(2)進行分析,河北省城鎮居民家庭人均可支配收入預測模型如表4所示。從表4可以看出,在其他條件不變的情況下,當河北省人均GDP增長1%時,河北省城鎮居民收入增長0.403645%;上一年城鎮居民收入增長1%,對當年城鎮居民收入的慣性影響為0.450510%。結合表3可以明顯看出,城鎮居民家庭人均可支配收入對經濟增長的依賴性要強于農村居民家庭人均可支配收入,說明河北省經濟的快速發展不能很快帶動農村居民家庭人均純收入的增加,但是對于城鎮居民來說,經濟的快速增長可以快速帶動城鎮居民家庭人均可支配收入增加。

根據模型(2),得出河北省城鎮居民人均可支配收入在未來11年的變動趨勢,如圖3所示。從圖3可以看出,2020年城鎮居民人均家庭可支配收入為49277元,增長了1番多,接近2番,增長速度略慢于人均GDP的增長速度,但是遠遠高于農村人均可支配收入,說明經濟的發展可以快速帶動城鎮居民家庭人均可支配收入。

河北省城鄉居民收入差距變動趨勢預測