城镇居民可支配收入十篇

城镇居民可支配收入篇1

关键词：城镇居民；消费性支出；可支配收入；回归分析

中图分类号：F22 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2013）24-0229-04

珠海市位于广东省珠江口的西岸，是中国南方港口城市，经济特区。珠海1953年建县，1979年建市，1980年成立经济特区，2008年国务院颁布实施珠江三角洲地区改革发展规划纲要（2008—2020年），并明确珠海为珠江口西岸的核心城市。珠海建市以来，经济持续快速增长，从一个默默无闻的边陲小镇发展成为初具规模的现代化花园式海滨城市。随着珠海经济的快速发展，珠海城镇居民的消费性支出与可支配收入水平也持续稳步提高。研究珠海城镇居民消费性支出与可支配收入的变化趋势及相关关系，发现二者之间在数量关系上的基本规律，对增加居民收入，提高人民生活水平具有重要的现实意义。本文根据1993—2011年珠海城镇居民家庭消费性支出与可支配收入的统计数据，采用一元线性回归模型进行回归分析，为珠海市政府研究制定相关政策措施提供可靠的依据。

一、一元线性回归模型

对于变量间的相关关系，我们可以根据大量的统计资料，找出它们在数量变化方面的规律（即“平均”的规律），这种统计规律所揭示的关系就是回归关系，所表示的数学方程就是回归方程或回归模型。在研究变量间的相关关系时，一般将引起某一现象变化的因素（或原因）称为自变量，将被引起变化的现象（即结果）称为因变量。在直角坐标系中将大量数据绘制成散点图，这些点不在一条直线上，但可以从中找到一条合适的直线，使各散点到这条直线的纵向距离之和最小，这条直线就是回归直线，这条直线的方程叫做线性回归模型。

（四）模型检验

1.显著性检验。表3中，相关系数是R=0.979，预定显著性水平a=0.05，在自由度n-2=17下查相关系数表知Ra=0.45553。因为|R|Ra，所以消费性支出与可支配收入呈正相关关系，说明可支配收入是决定消费性支出的关键因素，因此，该一元线性回归模型通过显著性检验。

2.R2检验。R2是样本决定系数（R-square），它测度了在y的总变异中，由回归模型解释的那个部分所占的比例，所以R-square反映回归方程的拟合优度，取值范围在0～1之间，越接近1，则拟合越好，拟合优度高；越接近0，则拟合越差，拟合优度低。表3中我们可以看到，R-square为0.958，数值较大，并且接近于1，因此我们认为该一元线性回归模型拟合好，拟合优度高，因此，该一元线性回归模型通过R2检验。

3.正态性检验。假设在一元线性回归模型中，ε服从正态分布，即ε～N（0，σ2）。我们可以绘出回归残差值的直方图来检验这一假设能否成立，如果绘出回归残差值的直方图是钟状图形，假设成立。我们用SPSS软件绘制回归模型的残差值直方图（如图2所示）。从图2来看，该直方图接近于钟状图形，即正态分布，因此，该一元线性回归模型通过正态性检验。

4.异方差性检验。绘制自变量可支配收入的回归残差值散点图，可以检验自变量可支配收入的回归残差值的异方差性。我们使用SPSS软件绘制可支配性收入的回归残差值散点图（如图3所示）。图3中，回归模型中自变量可支配收入的残差值的分布是乱七八糟的，没有规律，因此，该一元线性回归模型通过异方差性检验。

三、结论

通过上述分析，我们可以得出以下三个结论。

1.珠海城镇居民消费性支出与可支配收入存在较优的回归关系，且呈正相关关系。经过对回归模型的各项检验，可以确定珠海城镇居民年人均消费性支出与可支配收入之间的一元线性回归模型为： i=913.718+ 1.227xi。

2.可支配收入是决定消费性支出的关键因素。政府应合理调整收入分配格局，努力增加居民收入，实现居民收入增长和经济发展同步，提高低收入群体的收入水平，缩小贫富差距，才能真正刺激内需，促进消费，从而推动经济持续健康发展。

3.可支配收入不是影响消费性支出的唯一因素，非收入因素对消费的影响也十分重要。政府应高度重视这些非收入因素，尽可能完善促进消费的政策措施，巩固扩大传统消费，积极培育热点消费，推动消费结构的优化升级，改善消费环境，加快商贸流通环境等基础设施建设，扩大消费信贷，整顿和规范市场价格秩序，为广大消费者提供更加便利、安全、放心的消费环境。

参考文献：

[1] 孙彩虹.中国城镇居民消费结构变动的因子分析[J].重庆工商大学学报：西部经济论坛，2007，（2）.

城镇居民可支配收入篇2

关键词：居民可支配收入 幸福指数 实证研究 对策建议

本文的幸福指数是幸福的量化体系，是对一定时期内的生活质量和生活状况的反映，是多种因素共同影响的结果，能准确反映人们的主观幸福感以及对当前生活质量的满意程度。在影响幸福指数的各因素中，最有争议的是收入。关于幸福指数与收入的关系，目前有三种代表性观点：王娟、陈涛（2007）认为幸福指数与收入正相关，收入的增加能带来更多财富，换取更多满足欲望的物品，带来更高的幸福指数；而奚恺元教授（2004）认为居民幸福指数与收入弱相关甚至无关。短期收入的提高只能增加一时的幸福指数，并没有显著的长期影响作用。但黄有光教授（2005）又在《福祉经济学》中指出幸福指数与收入通常呈现倒U型关系。在可支配收入较低的情况下，收入与幸福指数显著正相关，幸福指数随着收入的提高而持续上升，而当可支配收入增加到一定水平后，幸福与收入的相关程度就会减弱，甚至呈现负相关关系。

收入与幸福指数的相关经济学理论

（一）收入边际效用递减理论

边际效用递减理论，由19世纪70年代奥地利经济学家K·门格尔、英国经济学家W·S·杰文斯和瑞士经济学家L·瓦尔拉斯最初提出的边际效用价值论，经过历史的演变、创新和发展而成。该理论认为：在其他条件不变的前提下，随着消费者对某种商品或劳务拥有量的不断增加，每一单位商品或劳务使消费者增加的满足程度即边际效用是逐渐递减的。当收入较低时，每一单位的收入增加所带来的效用比较大，而当收入增加到一定的水平，收入的增加所造成的幸福感的边际产出，在超过一定的临界点，很可能是递减的。

（二）个人劳动供给理论

1948年，凯恩斯主义的集大成者保罗·萨缪尔森在他所发表的最具影响的巨著《经济学》中分析了个人劳动供给理论：个人劳动供给即在不同的工资率下，个体劳动主体所提供的使其效用最大、幸福感最强的劳动时间组合。曲线如图1所示。劳动供给揭示的是作为收入函数的劳动供给量是如何随工资率的变化而变化的。由图1可知，在工资率较低的情况下，提高工资水平，劳动供给会相应增加，劳动者对可支配收入的需求比较强烈，此时可支配收入的提高能更好的增强个人幸福感；而在工资率较高的阶段，工资率提高，劳动供给反而下降，收入的提高并不一定增加个人效用，不一定使幸福指数上升。此时，劳动者对收入以外的精神需求更加迫切，增加劳动者闲暇时间，丰富劳动者的精神生活，加强精神文明建设显得更为重要。

城镇居民可支配收入与居民幸福指数的实证检验分析

（一）数据来源及变量选择

该研究的数据主要来源于《湖北统计年鉴2011》，样本期从1980到2011年。以城镇居民人均可支配收入为自变量，以居民幸福指数为因变量，考虑到收入的变动易受到通货膨胀的干扰，影响最终的实际货币购买力，因此同时引入历年通货膨胀率为控制变量。

（二）相关性分析

利用SPASS14.0统计分析软件，将数据归纳整理，采用偏相关分析方法得出结论如表1所示。从相关系数的表中可以看出，在以通货膨胀率为控制变量的前提下，城镇居民人均可支配收入与居民幸福指数相关系数为0.642，P值为0.000，二者有着显著的相关关系，人均可支配收入的高低可以直接影响居民幸福指数。以上结果与理论分析结果是一致的，即可支配收入是影响幸福指数的重要因素，但实证研究显示，在不考虑通货膨胀率因素的情况下，收入水平的高低与居民幸福指数的相关性并不高，影响不显著，说明在改善收入水平的同时更重要的是要考虑社会宏观环境以及货币购买力。

（三）平稳性检验

相关性分析仅仅验证了城镇居民可支配收入与幸福指数显著相关，并未说明解释变量与被解释变量的因果关系。对于收入与幸福何为因何为果，迄今为止学术界还没有统一的定论。以下将运用格兰杰因果关系检验法对此问题予以解答。为了避免由于变量的非平稳性引起的“伪回归”现象，首先需要对各变量进行ADF检验。检验结果如表2所示。由结果得知，序列INCOME、HAPPY是二阶单整序列，它们之间的单整阶数相同，序列是平稳的，经进一步协整检验，二者之间存在长期稳定的均衡关系。

（四）格兰杰因果关系检验

格兰杰因果关系检验为克莱夫·格兰杰所开创，可用于分析以上经济变量之间的影响是否为双向影响。利用Eviews6.0分析软件，检验结果如表3所示。在检验过程中，根据AIC和SC信息量最小准则确定模型的最优滞后阶数为4。如结果所示，在5%的显著水平下，拒绝原假设，即可支配收入与居民幸福指数之间存在相互因果关系，并且互为因果。当收入基数较低时，增加可支配收入可以显著提高幸福指数，使幸福感增强，而在人们感受到幸福的同时，也会激发更多创造财富的活力和动力，使经济、社会持续快速健康发展。

（五）实证结论

根据所建立的计量经济模型可看出，在通货膨胀率影响下的居民实际可支配收入是影响城镇居民幸福指数的重要因素，且可支配收入与幸福指数二者相互影响。并结合理论分析的结果可知，城镇居民收入较低时，增加可支配收入对提升幸福指数是有效的，但当收入积累到一定程度之后，它对幸福感的影响将会减少，而其他因素如家庭成员的和谐程度、人际关系、社会环境、自我价值的实现及身份地位等将成为决定幸福的重要因素，这说明，幸福感随收入增加会面临一个拐点，过了拐点，幸福感将不会随着收入的增加而增长。因此，不同收入层次的居民其幸福感是有差异的。据统计，世界平均幸福指数约为8.5到9.0，而近年来湖北省城镇居民平均幸福指数趋于8.0～8.3之间，很明显，我们离世界居民的幸福水平还有一定距离。

改善城镇居民幸福指数的对策建议

（一）加大政府宏观调控力度，将通货膨胀率控制在合宜的范围内

适度的通货膨胀有利于经济的增长，但严重的通货膨胀会造成物价的不稳定，导致货币购买力不断下降，引起居民实际工资急剧下滑，甚至会扰乱市场经济运行秩序。因此，应该加大政府的宏观调控力度，将通货膨胀率控制在合宜的范围之内（5%以下）。首先，财政政策方面，通过控制财政支出实现资本利润平均化，利用价格控制防止垄断，使各行业的利润率波动在合理的范围之内；其次，货币政策方面，通过提高银行准备金，运用再贴现、公开市场业务等手段调节市场，消除并预防通货膨胀率的过快增长。最后，完善税制改革，优化税收结构。适当降低和减免低收入群体的生产经营相关赋税，减轻其缴税压力，增加居民的可支配收入，增加消费，提高幸福指数。最后，加强风险防范和市场监管，防止市场上违规、克扣、诈骗居民收入等违法行为，维持健康有序的市场经济环境。

（二）切实完善最低工资制度，逐步培养低收入群体的理财意识

在城市低收入群体中，工资性收入在居民收入中占很大比重，是低收入人群收入的重要来源。提高低收入劳动者幸福指数的最直接方法是提高其薪资水平。依据国际经验，最低工资一般相当于平均工资的40%-60%。而针对我国的收入状况，目前可考虑使最低工资达到相当于社会平均工资50%-60%，还要在此基础上考虑其他相关因素，劳动部门也需对此不断追踪调查，评估其社会效益，并且定期或不定期地依据通货膨胀率调整最低标准。

同时，不能单单是对其输送血液，还应该培养群体自身的造血功能。完善职工培训机制，从各方面提高劳动者的技能和充实知识，尤其是培养合理理财意识。我们必须引导低收入群体学会理性投资，让他们更加重视由那些过去所形成的财富转变成资本创造的财富，并设法运用资本市场工具使财产性收入多元化，带动整体收入的增加，最终提升幸福水平。

（三）多角度完善社会保障体系，维系城市中产阶级的幸福

提高中产阶层的幸福指数，首先需要为他们减负。中产阶级的绝对收入并不低，但是这些人的生活压力也不轻。一旦遭遇住房、教育、养老、医疗等任何一个问题，“中产”们的腰包就迅速缩水，稍不留神，就会成为低收入阶层的替补。当前社会保障制度的健全与否，严重地影响着中产阶级的幸福水平。完善我国社会保障体系迫在眉睫。首先政府应加大社保力度，从养老、医疗、住房、教育、就业等方面入手，减少居民的顾虑，减轻城镇居民消费的心理压力，使城镇居民形成正向的社会预期与乐观的消费心理。其次，社保部门应积极拓宽社保资金的来源渠道，完善基金营运、监管机制，确保资金的落实和分配公平，让群众切实享受到国家的社保福利，充分发挥社保基金的最大效用。

（四）从精神层面提升高收入人群的幸福指数，树立合理健康的生活理念

从实证分析得知，收入的高低与幸福指数有一定的相关性，但收入越高并不一定代表越能获取幸福。据统计，月可支配收入超过万元的高收入阶层"幸福感"很不稳定。这种不稳定主要来自他们自身的高要求和高压力。对于这样的人群而言，他们考虑的更多的是欲望的满足。他们的生活圈子的可比性更多，对生活质量的要求更高，所承受的压力也相应更大。主观目标难达成，幸福感很难实现。持续的不满足感导致幸福感不断下降。身份的提升、家庭婚姻的和谐度、与周围人群的差距程度都或多或少地影响着她们的感受。因此，对于这类群体来说，提高幸福指数的更重要途径是丰富其精神文化生活，树立合理健康的生活理念，正确看待功名利的取舍，积极投身慈善、公益事业，关爱弱势群体，从社会感受爱，实现个人最大社会价值，获取精神财富最大化。

参考文献：

1.马立平.收入水平与幸福指数关系的实证研究[J].统计与决策，2012（3）

2.于传岗.幸福度量学与我国农民幸福问题的度量[J].江汉论坛，2009（7）

3.胡海军.收入与幸福指数：基于经济学角度的思考[J].理论新探，2007（9）

4.唐毅.高校教师幸福指数体系和模型构建研究[M].湘潭大学学报，2008（6）

5.邢占军.测量幸福—主观幸福感测量研究[M].人民出版社，2005

6.孙静，张林.薪酬福利管理与员工工作幸福指数相关性研究[M].理论与方法，2007（6）

城镇居民可支配收入篇3

关键词：储蓄；收入；消费；行为分析

中图分类号：F830 文献标识码：B文章编号：1674-2265（2009）03-0021-03

一、引言

在信息不完全、居民面临不确定性的情况下，居民储蓄会分化为“预防性储蓄”和“非预防性储蓄”两个部分。利率的变动只会导致消费和“非预防性储蓄”之间的替代关系，而“预防性储蓄”不会对利率变动作出强烈反应，于是，“预防性储蓄”在居民总储蓄中所占的份额越大，利率对消费的杠杆作用就会越小（臧旭恒、刘大可，2003）。消费者效用函数的不同会导致不同的消费者谨慎动机，从而使得消费者对待不确定性的态度各不相同，消费者的谨慎动机和不确定性共同决定了预防性储蓄，预防性储蓄和消费者谨慎动机以及不确定性有着同向变动的趋势（贺菊煌，2005）。汪浩瀚（2006）通过构建包含不确定性和消费增长率的预防性储蓄模型，将导致预防性储蓄的总不确定性分解为利率波动的不确定性和消费增长率波动的不确定性，并利用利率的条件方差和消费增长率的条件方差来度量这两种不确定性。齐天翔（2000）观察不确定性对我国居民储蓄的影响，得出居民储蓄和不确定性呈现倒U型的关系。随着收入的提高，居民对不确定性承受能力逐渐增强。在一定收入水平的条件下，随着不确定性的增加，居民储蓄也相应提高；当储蓄达到最高点后，不确定性的进一步增加将会导致居民储蓄的降低。收入水平高低是居民消费水平高的主导因素，我国居民消费还受到除了收入以外多种因素的影响，城市化水平是紧跟收入水平的第二位影响因素。

二、储蓄行为变化的背景：可支配收入增加

在转轨时期和收入增长的背景下，我国城镇居民的收入状况也表现出自身的特点。我国城镇居民家庭的人均可支配收入大体上表现出相同的两个特点：一方面是人均可支配收入水平大幅度提高，另一方面是不同收入阶层群体之间的人均可支配收入逐渐扩大。

转轨时期的一个重要特征是我国城镇居民家庭的人均可支配收入大幅度提高。按照可比价格计算，从1978年到2007年我国城镇居民家庭的人均可支配收入每年大约提高6.23%①。1990年我国城镇居民家庭的人均可支配收入是1978年的1.98倍，人均可支配收入翻一番的时间大约是12年；而2000年我国城镇居民家庭人均可支配收入是1978年的3.84倍，这次我国城镇居民人均可支配收入翻一番所需的时间大约是10年，比上一次翻一番的时间缩短了2年。可见，我国城镇居民家庭的人均可支配收入不仅逐期提高，而且上升速度也表现出逐渐提高的特点。这说明我国城镇居民家庭的人均可支配收入呈现出一种加速上升的趋势。

同时，我国不同收入阶层的城镇居民家庭的人均可支配收入也表现出持续上升的趋势，且距离当前越近的人均可支配收入增长幅度就越大。这一特点也印证了它具有加速上升的特点。在城镇居民总体收入增加的背景下，各个不同收入阶层的人均可支配收入也均表现出上升的特点：最低收入户、低收入户、中下收入户、中等收入户、中上收入户、高收入户和最高收入户的人均可支配收入每年分别上涨10.84%、11.92%、12.77%、13.54%、14.32%、15.08%、16.51%。同时，不同收入阶层的人均可支配收入的增长速度也表现出加速上升的特征。作为消费主体的城镇居民家庭，直接影响其消费支出多少的因素便是可支配收入的大小，只有当可支配收入增加才有可能使消费支出发生变化。于是，直观来看，人均可支配收入明显提高和快速上涨是我国城镇居民消费行为发生变化的时代背景和重要的诱因。

与我国城镇居民家庭的人均可支配收入呈现出总体上涨的同时，不同收入阶层的人均可支配收入的变化趋势也是存在着差别的，这种差别主要表现在不同收入阶层的人均可支配收入的增长速度所存在的差别。从1985年到2007年，城镇居民家庭的人均可支配收入总体上大约增长了18.32倍，最低收入家庭仅仅增加了9.63倍，最高收入家庭达到了28.82倍，几乎是最低收入家庭的3倍多。

在我国城镇居民人均可支配收入和人均消费支出都上升时，城镇居民储蓄也在大幅度上升。储蓄的大幅度上升，意味着我国城镇居民家庭在当期消费支出和未来消费支出之间可供选择的余地就越大，消费的跨期选择行为也就会越加明显。可以发现：我国城镇居民的收入水平一直都在上升；但是，不同收入群体的收入上升幅度是有所不同的，越是高收入的群体其收入上升的速度越快，越是低收入的群体其收入上升的速度反而越慢。在收入上升和收入差距逐渐拉开的背景下，我国城镇居民的储蓄行为也必然会发生变化。

从图1中可以发现，我国城镇居民的人均储蓄额在可支配收入和人均消费都增长的背景下也表现出快速提高的趋势，这就意味着储蓄在我国城镇居民的消费决策和消费行为中所占的分量也会越来越大。当居民在进行当期消费的时候，不仅仅要考虑收入的影响，同时也要考虑如何对当期消费和储蓄合理地进行配置，以及对各种配置所带来的不同自身效用水平进行比较，从而选择自身效用最大的消费配置方式。

三、我国城镇居民储蓄行为的实证分析

为了更进一步分析在收入增长的背景下，我国城镇居民的当期消费和储蓄（未来消费）之间的具体关系。本文首先对转轨时期我国城镇居民的人均可支配收入、人均消费和人均储蓄进行格兰杰因果检验。如果某两个变量之间存在格兰杰因果关系，说明在某一个经济变量的滞后值对另一个经济变量有影响作用。由于前文已经对我国城镇居民的人均可支配收入和消费水平进行了格兰杰因果检验，本节将主要检验人均可支配收入和人均消费对人均储蓄的影响和作用关系。格兰杰因果检验的结果在下表中列出：

在进行格兰杰因果检验的时候，对我国城镇居民家庭的人均可支配收入、人均储蓄和人均消费的滞后时期均取滞后三期。从表1中可以发现，人均可支配收入不是人均储蓄的格兰杰原因和人均消费不是人均储蓄的格兰杰原因这两个假设均被拒绝了；而人均储蓄不是人均可支配收入的格兰杰原因和人均储蓄不是人均消费的格兰杰原因这两个假设均被拒绝了。被拒绝的两个假设条件，说明我国城镇居民的当期储蓄受到收入及其滞后项和消费及其滞后项的共同作用。

格兰杰因果检验只能说明我国城镇居民的储蓄受到收入和当期消费的共同作用，但是不能说明收入和当期消费是如何影响储蓄的。为了得到收入和当期消费对储蓄的具体影响作用，就需要对我国城镇居民的人均储蓄、人均可支配收入和人均消费之间的关系进行更进一步研究。由于居民收入常常是转化为消费支出和储蓄这两大项，那么，就可以把我国城镇居民的人均可支配收入、人均储蓄和人均消费这三个经济变量看作是处于同一经济系统中相互作用的三个变量，从而可以利用向量自回归模型来分析三者之间的具体作用。对这三个经济变量进行单位根检验之后，发现这三个经济变量的时间序列都表现出非平稳性的特征。于是，考虑对三个经济变量进行协整检验，从而观察这三个经济变量之间是否存在着协整关系。在进行协整检验的时候，检验的方式是允许存在线性决定趋势条件下的有截距项和趋势项的协整检验，滞后时期选择的是滞后三期。我国城镇居民的人均储蓄、人均可支配收入和人均消费的协整检验结果在下表中列出：

从表2中可以得出我国城镇居民的人均储蓄、人均可支配收入和人均消费之间存在着协整关系的结论。当这三个经济变量之间存在着协整关系的时候，一方面说明我国城镇居民的储蓄受到收入和当期消费这两个因素的共同作用；另一方面说明直接利用向量自回归模型来分析这三者之间的关系就会有所偏差，应当考虑采用误差修正模型来合理地得到这三个经济变量之间的具体作用力度的大小。

从表3中可以发现我国城镇居民的人均储蓄具有以下几个特点：（1）我国城镇居民的人均储蓄和前一期的人均储蓄表现出同向变动的趋势，这和前面的收入增速大于消费增速的结论也是相吻合的。当收入的增速大于消费增速的时候，城镇居民就会有较多的收入剩余，于是，储蓄也就会表现出逐年递增的特点。（2）我国城镇居民的当期人均储蓄和前一期的人均可支配收入表现出同向变动的特点。在人均可支配收入一直是持续提升的情况下，前一期的收入越多，当期的收入就会更多，消费者就会在满足其自身的基本消费之后拥有更大数额的储蓄。（3）我国城镇居民的当期人均储蓄和前一期的人均消费表现出反向变动的特征。这说明增加当前的消费支出就会降低储蓄（未来消费），或者降低当前消费支出会导致储蓄（未来消费）的增加。如果当前消费和未来消费之间表现出一个反向变动的关系的时候，这种情况说明我国城镇居民已经在当期消费和未来消费之间进行合理的选择，消费中的跨期选择行为已经是一个重要特征。

四、结论及展望

本文发现我国城镇居民的人均储蓄具有以下几个特点：（1）人均储蓄和前一期的人均储蓄表现出同向变动的趋势，（2）当期人均储蓄和前一期的人均可支配收入表现出同向变动，（3）当期人均储蓄和前一期的人均消费表现出反向变动的特征。通过对人均储蓄、人均消费和人均可支配收入的分析之后，可以得到我国城镇居民储蓄行为不断演变的结论。

由于多方面因素的共同作用，我国城镇居民的消费行为与过去的时期相比表现出更加具有复杂和易变的特点。然而对于具体的影响因素，这些因素对我国城镇居民储蓄行为演变的影响力度都需要在以后的研究中得到更进一步的说明。

注：

①资料来源：新中国55年统计资料汇编。

②SA、CA和IA分别表示我国城镇居民的人均储蓄、人均消费支出和人均可支配收入。

参考文献：

[1]贺菊煌.经济增长模型中的储蓄率内生化问题[J].经济研究，2005，（8）.

[2]汪浩瀚.跨期选择、制度转轨与居民消费行为的不确定性[J].当代财经，2006，（5）.

城镇居民可支配收入篇4

关键词：经济增长 城镇 农村

1.引言

自全球金融危机以来，国外购买力的下降，依靠出口拉动经济的弊端，影响到我国的经济增长，出现内需不足，为此政府实行积极的财政和适度宽松的货币政策，以及扩大国内需求的措施。

人均可支配收入是经济增长模型里非常重要的一个变量，因为它决定了个人消费支出、货币和服务的进口和货币需要。中国的个人可支配收入统计主要分为城镇居民个人可支配收入和农村个人可支配收入两种，这种分法成为了中国有别发达国家的一个统计特点。本文主要采用这两种人均可支配收入的数据来分析研究城镇与农村对我国经济的影响。

2.城乡差距对消费的影响情况

消费是拉动国民经济的重要因素，消费的机理表现，消费的运行情况，对国民经济的整体运行起着决定性的作用。消费是经济增长的最终动力，同时又是度量经济运行效率和效益的“测量器”，引导经济运行不断改善的“指示器”。

对于居民来说消费的情况是有可支配收入决定的，从1979年到2009年，我国人均可支配收入总体持续上升，其中城镇居民人均可支配收入上升幅度最大，城镇居民人均可支配收入与农村居民人均可支配收入差距日益明显，近几年间城镇居民人均支配收入是农村居民人均可支配收入的3倍左右（见图1）。

可支配收入是消费的一个很重要的确定因素，前一年消费对今年消费的影响，反映了消费的“棘轮效应”。居民储蓄存款年底余额也是对消费有影响的确定因素，居民为了存钱会选择减少消费。因此本文的消费模型主要的影响因素有：前一年的消费情况（Ct-1）、农村居民个人可支配收入（YPDS）、城镇居民人均可支配收入（YPDU）、居民储蓄存款年底余额（NETWRTH）、六月期存款利率（定期存款）年平均数（RS）。估计形式如图2。

从拟合结果看出，个人可支配收入对消费都是正向影响的，收入越高，消费越多，且每年的消费习惯会影响下一年的消费习惯。农村居民个人可支配收入（YPDS）对消费的影响比城镇居民人均可支配收入（YPDU）高，尽管农村居民有比较强的储蓄欲望，但他们的经济实力决定了他们必须将收人的大部分消费掉，其消费相对于城镇居民来说难以压缩，农村居民消费的绝大部分都是以生活必需品支出为特征的消费习惯，这也是我国近几年内不断推动家电下乡拉动农村消费的原因，中国的制造产品主要是国内有效需求不足，农民的收入太低，需要通过大力发展农村经济和新农村建设，提高农民收入，启动农村消费来扩大内需。

3.城乡差距对进口商品消费的情况

中国加入世界贸易组织以后，国内市场与国际市场的快速融合，人们的消费习惯越来越受到世界的影响，针对这种情况，把进口的变化和可支配收入水平联系起来，可以内生地确定一般贸易的进口需求（M）如下：

Mt*= 840.84+0.87×Mt-1+4.9×YPDUt-11.76×YPDSt

t （1.64） （10.7） (4.39) (-4.25)

R2=0.996 DW=1.7

拟合的回归模型可以看到我国消费进口商品主要依靠城镇居民，城镇个人可支配收入（YPDU）的对一般贸易进口额（M）有很大的正向影响，而农村个人可支配收入（YPDS）对一般贸易进口额（M）是反向影响，说明当城镇居民收入增加的时候，进口商品的消费也会随之增加，而当农村居民收入增加的时候，农村居民会选择消费国内商品而不是消费进口商品，可见我国购买进口商品的主力还是集中在城市，农村是国内商品的主要购买军，农村消费群体成为了我国拉动内需的重要力量。

4.结束语

综上所述我国城乡收入差距日益明显，而农村居民拉动我国消费的作用日益明显，农村居民收入的提高对全国消费能力的影响已经超过城镇居民，同时我国的进口消费主要还是集中在城镇，农村消费主要集中在对国内商品的消费。提高农村居民的收入，推动农村群体的消费，在当前国际贸易不明朗，急需依靠出口转内销的方式来推动国内制造业发展的情况下，重视农村消费群体是非常具有战略眼光的决策。

教育部新世纪优秀人才支持计划（项目编号：NCET-10-0908）。

参考文献：

[1]Robert S. Pindyck, and Daniel L. Rubinfeld,“Econometric Models and Economic Forecasts”,2008

[2] 赵人伟，李实，卡尔・李思勤 中国居民收入分配再研究［M］.北京:中国财政经济出版社，1999.57 -58.

城镇居民可支配收入篇5

关键词：居民收入；高等教育；需求；影响

中图分类号：F224 文献标志码：A 文章编号：1002-2589（2013）09-0065-03

一、问题的提出

改革开放以来，中国的高等教育需求日益扩大，即便在1999年中国实行高校扩招政策以来，日益扩大的高等教育需求仍然没有得到完全满足。日益膨胀的高等教育需求到底是由哪些因素造成的？已有研究做了很多探索，其中，收入水平被认为是一个重要的因素。

有关家庭教育支出与收入关系的研究很早就受到学者们的重视[1]。很多国家的经验表明，富裕和贫困家庭的孩子的教育成就是存在显著差别的[2]。再进一步说，家庭收入水平会显著影响孩子的入学水平[3-4]。Hossain S. A.对中国的研究发现，1993年中国城乡家庭收入最高组与最低组7～11岁的入学率差异达到了l0.7%，12～14岁的入学率差异达到了49.6%[5]。此外，很多研究还发现，家庭收入水平对孩子的学习成绩也存在着显著的影响，影响了孩子教育成就的获得[6-7]。

与高等教育需求不断扩大相伴随的是，中国城乡居民的收入水平不断提高。那么，中国城乡居民收入水平的不断提高是如何影响高等教育需求的，其影响又 有多大？对此，本文将使用已有宏观数据进行定量分析，以此深入探讨收入与高等教育需求之间的关系。

二、中国城乡居民的家庭收入

1.城镇居民家庭人均可支配收入和农村居民家庭人均纯收入。在统计中国城乡居民的家庭收入时，由于城乡家庭收入渠道存在差异，所以使用的指标也不同。具体说来，城镇居民使用的是城镇居民家庭人均可支配收入，而农村居民使用的是农村居民家庭人均纯收入。改革开放以来，城乡居民的家庭人均可支配收入变化幅度很大，增加很快。但由于中国城乡二元制度的存在，城乡居民收入存在较大差异，为更全面准确地描述城乡居民的收入水平，本文将分别对其予以分析。

图1显示了1980—2009年城乡居民家庭人均可支配收入和人均纯收入的情况。对于城镇居民家庭来说，1980年其人均可支配收入只有477.6元，而到了2009年，这一收入水平达到了17 174.7元，即在29年的时间里增加了16 697.1元，增加了近35倍，平均每年增幅120.55%。从时间上来看，城镇居民家庭人均可支配收入在1980—1990年期间增加幅度有限，10年期间增加了1 032.6元，平均每年增幅21.62%。而从1990年开始，城镇居民家庭人均可支配收入的增加水平驶入快车道。1990年，城镇居民家庭人均可支配收入为1 510.2元，而到了2009年，这一收入水平达到了17 174.7元，翻了10番还要多，年均增幅54.59%，是1980—1990年增幅的2.5倍。

对于农村居民家庭来说，1980年其人均纯收入只有191.3元，而到了2009年，这一收入水平达到了5 153.2元，即在29年的时间里增加了4 961.9元，增加了近25倍，平均每年增幅89.44%。从时间上来看，农村居民家庭人均纯收入和城镇居民家庭人均可支配收入的增长不同，没有出现较为明显的阶段性。

通过城乡收入比较可以看出，二者都呈指数增长，增长速度快，增长幅度大；城镇居民家庭人均可支配收入始终高于农村居民家庭人均纯收入，随着时间的推移，二者之间的差值越来越大，表明城乡之间收入水平差距拉大，而且有继续拉大的趋势。

2.城乡居民人民币储蓄存款额。中国城乡居民历来有储蓄的传统和习惯，对于有子女就学的家庭来说，这种储蓄的传统和习惯就更为强烈。而且，随着高等教育的普及和大众化，教育收费已经成为“共识”，即要想读完大学，每年必须要支付足够的学费，四年大学读完必须要有充足的学费作为保证。因此，从这个意义上来说，高等教育的发展需要城乡居民有一定的储蓄习惯和存款水平，这是保证子女读完大学的物质基础。反过来讲，如果城乡居民具有一定的储蓄习惯，并有较高的存款水平，那么其资助子女读大学的积极性就会提高，其对“高等教育需求扩大的推动能力就会增强。为此，本文选取了城乡居民人民币储蓄存款额这一指标来考察城乡居民的收入水平。

图2显示了城乡居民的人民币储蓄存款额。数据显示，1980—2009年的城乡居民人民币储蓄存款的年底余额和年增加额呈不断增加的趋势，经过拟合呈指数方式增长。1980年，城乡居民人民币年底余额为395.80亿元，到了2009年，这一数字达到了260771.70亿元，增长了650多倍。1980年，城乡居民人民币年增加额为114.80亿元，到了2009年，这一数字达到了42886.35亿元，增长了370多倍。尽管存在通货膨胀等因素，但从巨大的变化量上来看，城乡居民的储蓄存款水平较高，在一定程度上保障了子女就读大学、完成学业，推动了高等教育需求的扩大。

3.城乡居民家庭人均可支配收入指数和人均纯收入。虽然城乡居民家庭人均可支配收入和人均纯收入以及城乡居民的人民币储蓄存款额这两个指标都表明城乡居民的收入水平有了较大幅度的提高，为高等教育需求扩大的产生和发展奠定了坚实的物质基础，但由于它们都没有扣除物价上涨因素，其可比性不高，不容易看出其真实的增长幅度和水平。对此，本文选取了城乡居民家庭人均可支配收入指数这一指标对城乡居民的收入水平再做评价。图3显示了城乡居民家庭人均可支配收入指数和人均纯收入。该指数以1978年为基准期进行测算。图3主要说明了两个问题：第一，城乡居民家庭人均可支配收入指数和人均纯收入指数均以指数方式增长，增长速度快，增长幅度大；城镇居民家庭人均可支配收入指数增长了88倍多，农村居民家庭人均纯收入指数增长了85倍多；第二，总体上来说，城镇居民家庭人均可支配收入指数的增长水平和增长幅度快和高于农村居民家庭人均纯收入指数，但二者之间的差异较小，且远远小于城镇居民家庭人均可支配收入和农村居民家庭人均纯收入水平之间的差距；第三，从2003年开始，城镇居民家庭人均可支配收入指数的增长水平和增长幅度快和高于农村居民家庭人均纯收入指数的状况发生了逆转，表明农村居民家庭人均纯收入的增长水平和增长幅度超过了城市，虽然超过的幅度有限，但其意义重大。

4.恩格尔系数。恩格尔系数（Engel’s Coefficient）是食品支出总额占个人消费支出总额的比重。恩格尔发现：一个家庭收入越少，家庭收入中（或总支出中）用来购买食物的支出所占的比例就越大，随着家庭收入的增加，家庭收入中（或总支出中）用来购买食物的支出比例则会下降。因此，通过考察中国城乡居民的恩格尔系数，也可以发现城乡居民收入水平的变化，图4说明：（1）总体上看，城乡居民家庭的恩格尔系数从1980年开始一直处于线性下降态势，表明城乡居民家庭的收入水平呈增长的趋势；（2）从城乡差异上来看，1980—1989年城乡居民家庭的恩格尔系数差异较小，曾一度黏合，但从1990年开始这一差异开始扩大，直到现在才有差异缩小的趋势，这与前面城乡居民家庭人均可支配收入指数和人均纯收入指数所展现的结果是一致的；（3）根据联合国粮农组织提出的标准，恩格尔系数在59%以上为贫困，50%～59%为温饱，40%～50%为小康，30%～40%为富裕，低于30%为最富裕，目前中国的城乡居民家庭恩格尔系数维持在30%～40%之间，属于富裕水平。

三、城乡居民收入水平与高等教育需求的关系

通过上述指标的考察和相互印证，总体上可以得出以下两点简单的结论：第一，城乡居民的收入水平提高很快，增加幅度大；第二，城乡居民的收入水平差异总体上呈现“缩小-扩大-缩小”的趋势。那么，上述指标代表的城乡居民收入水平的提高是否真正实现了推动高等教育需求扩大的作用呢？本文将对此进行数据分析。

表1显示了以表征收入水平的各指标为自变量和以表征高等教育需求水平的两个指标高等教育毛入学率、每万人口平均普通高等学校在校生数之间的各自线性回归结果。需要指出的是，由于城镇居民家庭人均可支配收入、农村居民家庭人均纯收入、城镇居民家庭人均可支配收入指数、农村居民家庭人均纯收入指数、城乡居民人民币储蓄存款年底余额以及城乡居民人民币储蓄存款年增加额均呈指数增长，为了使其具有较好的线性关系，以便模拟其对高等教育需求扩大的线性推动作用，本文在进行回归时，均使用了其对数。从表中可以发现，表征收入水平的各指标均与表征高等教育需求水平的高等教育毛入学率和每万人口平均普通高等学校在校生数具有较好的线性关系，其普遍较高的Beta系数说明，无论从哪个层次的收入水平来看，中国城镇居民家庭收入水平的提高都对高等教育需求扩大的产生和发展起到了巨大的推动作用。

如果分城乡来看的话，从表2中可以发现，城镇居民的人均收入和人均收入指数与高等教育毛入学率和每万人口平均普通高等学校在校生数之间的Beta系数和回归拟合优度都要高于农村居民，这说明城镇居民的收入水平对高等教育需求扩大的推动作用要大于农村居民。但从恩格尔系数这一指标来看，情况正好相反，城镇收入水平提高的推动作用弱于农村居民。恩格尔系数这一指标主要是从消费内容上来考察居民收入水平的，恩格尔系数的下降除了表明收入水平提高以外，还表明食物消费支出的减少和教育文化消费支出的扩大。因此，农村居民恩格尔系数与高等教育毛入学率和每万人口平均普通高等学校在校生数之间的Beta系数和线性回归拟合优度都要高于城镇居民可以解释为，农村居民在收入水平提高之后比城镇居民更愿意把收入投入到教育中去。此外还可以发现，城乡居民人民币储蓄存款年底余额对于高等教育需求扩大的推动力要远远大于年底增加额，这也说明，在高等教育需求扩大的过程中，城乡居民的年储蓄增加额有限，教育费用的确是城乡居民消费支出的大项。

参考文献：

[1]金莲.中国贫困地区的教育与发展[M].北京：中国财政经济出版社，2009.

[2]Filmer D.， Pritchett L. The Effect of Household Wealth on Educational Attainment： Evidence from 35 Countries[J]. Population. Development Review. 1999，（25）： 85-120.

[3]Tansel Aysit. Determinants of School Attainment of Boys and Girls in Turkey[J]. Economic Growth Center. Yale University， 1998： 789.

[4]Glick P.， Sahn D. Schooling of Girls and Boys in a West African Country： The Effects of Parental Education， Income and Household Structure[J]. Economics of Education Review， 2000，（19）： 63-87.

[5]Hossain S. A. Making An Equitable and Efficient Education： the Chinese Experience. Mimeo， revised from China： Social Sector Expenditure Review[J].Washington， D. C.： World Bank，1996.

城镇居民可支配收入篇6

关键词：基础设施投资；人均可支配收入；协整检验；granger因果检验

引言

2008年，由美国次贷危机引起的世界性经济金融危机，已经对中国各方面产生了显著的消极影响，如企就业形势严峻，失业率上升，居民收入下降等。可以说，金融危机对社会各阶层收入与财富的积累产生了极大的负面效果（朱玲、金成武，2009）[1]。为了防止这种环境对中国经济产生的消极影响，政府采取的是由前期稳健的财政政策转变为积极的财政政策。通过各种的措施来提高居民的收入和消费能力，扩大内需。政府基础设施投资支出是政府投资性支出的一个组成部分，它一直被各国政府视为实现社会公平、弥合城乡居民收入差距，促进社会和谐的重要手段之一。所以，金融危机时中国出台了十项措施，到2010年底将陆续增加4万亿的财政支出，大部分用于基础设施建设。巨额的资金投入，目的之一就是改善人民群众的生活条件、扩大就业、增加居民收入。由于政府的财政支出的结构、范围和受益对象不同，对社会公平、社会福利状况和收入分配的作用也不同（ravallion，2009）[2]。于是，认清政府基础设施投资支出与居民收入关系的研究才显得具有重要的现实意义。

目前学术界通过实证比较财政支出和居民收入关系的研究相对较少，而更多关注的是城乡收入差距与财政支出结构的相关研究以及积极的财政政策对社会产生的影响。aaron 和 mcguire（1970）[3]基于个人效用函数的方法分析了美国20世纪60年代初期财政支出和收入关系的研究。他们得出本时期财政支出的分配是不合理的，因为经过研究，再分配政策把中等收入家庭的收入转移到了富裕家庭和穷人手中。朱柏铭和车琰（2010）[4]利用中国1978—2006年的数据研究居民收入对财政支出的影响。实证结果表明：长期内，基础设施需求和国防安全需求随着居民收入增长趋于稳定；短期内，文化教育支出需求随着居民收入的增长而增加。而本文将采用1980—2009年相关的时间序列数据进行实证研究，通过协整检验、granger因果检验和误差修正模型的建立来分析政府基础设施投资支出与城镇居民收入的关系，为政府政策制定者提供合理、有效的建议。

一、变量选取、模型设定和数据来源

本文在变量的数据选取上，用城镇居民人均可支配收入代表城镇居民收入，用变量y表示；政府基础设施投资支出用每年的支出总额来代表，并用变量x 表示。具体变量的含义范围如下：城镇居民人均可支配收入主要是城镇居民能够自由支配的收入，就是从居民总收入中扣除了缴纳给国家的各项税费和各项社会保险后余下的收入；政府基础设施投资支出主要指用于保障性住房、社会事业建设、灾后恢复重建和铁路、公路、机场和港口等设施方面的投资支出。

为了考察政府城镇居民人均可支配收入与政府基础设施投资支出的关系，我们选取x为解释变量，y作为被解释变量。同时，为了消除时间序列数据的自相关性和数据的大幅度波动，模型设定过程中我们将采用对数的形式，这样也不影响原数据变量之间的协整关系。另外，在van de walle（2004）[5]对越南公共安全网的实证研究所建立的复合函数基础上，我们提取了公共转移和消费两个变量，而收入的多少又决定着消费需求的大小。所以基于上述分析，我们建立的双对数模型如式（1）：

lny = α+ βlnx + ε（1）

其中，α为常数项，β为lnх的系数，ε为随机误差项。

本文中用于研究的1980—1989年的数据来自《中国统计年鉴（1990）》，1990—2008年的数据来自《中国统计年鉴（2009）》，2009年的数据来自2010年3月《政府工作报告》中公布的数据。

二、实证分析

（一）单位根检验

在进行协整检验之前，由于时间序列数据大都具有非平稳性，容易产生“伪回归”现象，所以要先进行单位根检验，也就是数据的平稳性检验。本文采用最常用的adf（augmented dickey-fuller）检验方法，通过eviews3.1软件分析得出的结果（如表1所示）。

表1变量数据的平稳性检验

注：（1）d表示一阶差分，（2）** 表示显著水平为10%，* 表示显著水平为5%。

由变量数据的平稳性检验可知，lny和lnx都是不平稳的，但两个序列的一阶差分数据是平稳的，所以它们是一阶单整序列，可能存在一定的协整关系，可以继续分析。

（二）协整关系检验

通过单位根检验的分析，两变量之间可能存在长期的协整关系，于是接下来对它们进行协整（cointegration）检验。对协整关系的检验与估计，本文采用engle和 grangle（1987）提出的eg两步法[6]，即第一步建立变量间长期均衡的回归方程，第二步对方程模型中的残差序列做单位根检验。具体操作步骤如下：

首先，采用ols（ordinary least square）回归分析法对两变量进行回归，结果得到的协整方程如式（2）:

lny=0.5118+1.0662lnx （2）

（0.9945）（14.6628）

r2=0.8848 dw=0.7672

括号里的数字代表的是对应系数的t统计值。

其次，对协整方程中的残差序列进行平稳性检验。结果（如表2所示）。

表2 残差序列的平稳性检验

注：et表示残差序列，* 表示显著水平为5%。

可以看到，在显著水平为5%时，et序列是平稳的。这表明方程式（2）不是伪回归，lny与lnx之间存在协整关系，也就是说政府基础设施投资支出的不断增加和城镇居民人均可支配收入的不断增长，两者具有长期稳定的平衡关系。

（三）granger因果关系检验

通过协整关系分析，我们知道政府基础设施投资支出和城镇居民人均可支配收入具有长期的平衡关系，但是这种关系是否具有另外一种关系——因果关系，也就是说是政府基础设施投资支出的增加促进了城镇居民人均可支配收入的增加，还是城镇居民人均可支配收入的增加促进了政府基础设施投资支出的增加，这时候就要通过因果关系检验来证明。本文选用granger在1969年提出的通过时间序列具有的可观测性来分析的一种方法[7]，即若a变化能引起b变化，则a变化是发生在b变化之前的。所以此检验的关键在于滞后期的选择，因为滞后期不同得出的结论也会有所不同。根据赤池信息准则（aic）最小化准则，我们选取的滞后期为6、7、8、9阶，结果（见表3）。

从表中分析得出，当我们选择的滞后期为8阶时，拒绝lnx does not granger cause lny 的虚无假设，p值的大小通过了显著性水平为5%时的检验，此时说明政府基础设施投资支出变动是城镇居民人均可支配收入变动的granger原因，即政府基础设施投资支出的增加会引起城镇居民人均可支配收入的增加。另外，当滞后期为6、7、8、9阶时，都接受lny does not granger cause lnx的虚无假设，说明城镇居民人均可支配收入不是政府基础设施投资支出的granger原因。

（四）建立误差修正模型

由于通过协整检验简单差分不一定能解决非平稳时间序列所遇到的全部问题，所以要进行误差修正。误差修正模型就是将误差修正项看做一个解释变量，连同其他反映短期波动的解释变量一起，建立短期模型（李子奈，2000）[8]。本文将残差序列et作为误差修正项，与政府基础设施投资支出和城镇居民人均可支配收入两个变量的差分有机的结合在一起，建立误差修正模型，用于说明变量差分项表现出的短期波动。根据分析结果，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

括号里的数字代表的是对应系数的t统计值。可见，aic、sc的值都比较小，变量的整体拟合优度也比较好。从模型中分析得知，lnxt的系数是0.0656。说明短期内政府基础设施投资支出每变化1%，本期内城镇居民人均可支配收入就会同方向变化0.0656%，也说明在短期内，支出的增加对收入增长的促进作用不是很明显。同理，在本期政府基础设施投资支出不变的情况下，上期城镇居民人均可支配收入变化1%，本期城镇居民人均可支配收入就会同方向变化0.9185%，也说明了收入在一定时期内是具有刚性的。另外，误差修正项系数为负数，符合反向修正机制，说明长期均衡关系对城镇居民人均可支配收入的变化具有修正作用，由于系数是0.0365，也说明修正作用并不是十分显著。

结论分析及政策建议

本文从政府基础设施投资支出和城镇居民人均可支配收入两个变量进行讨论，采用了1980—2009年政府相关时间序列数据，利用协整检验和granger因果检验以及误差修正模型的方法进行实证研究，得出的结论及建议如下：（1）从协整检验模型结果分析表明，所选时间序列数据的一阶差分是平稳的，且政府基础设施投资支出每增加1%，城镇居民人均可支配收入就会同方向增加1.0662%，说明两者存在长期均衡关系的同时，政府基础设施投资支出的增加会对城镇居民人均可支配收入的增加起到显著的促进作用。从granger因果关系检验结果中分析，当我们选择滞后期为8阶时，得出政府基础设施投资支出是城镇居民人均可支配收入的granger原因（反向关系不成立），于是印证了基础设施支出对收入的显著促进作用。所以，政府应连续逐年增加政府基础设施投资支出数额，保证城镇居民人均可支配收入的可持续增长。但并不是说一年内增加的政府基础设施投资支出，城镇居民人均可支配收入就能在一年内立即增长，它是在相当长的时期内实现与政府基础设施投资支出均衡的状态。另外还要求政府优化政府基础设施投资支出结构，使其支出更多的转移到城镇居民生活水平上，变相提高其收入。（2）从误差修正模型的结果来看，短期内，本期的人均收入水平在本期的政府基础设施投资支出和上期的收入水平之间相比，更多的依赖于上期的收入水平（0.9185＞0.0656）。因此，短期内政府不可过多的增加政府基础设施投资支出，尽管长期均衡关系对城镇居民人均可支配收入的变化具有修正作用，但作用并不是十分显著，若实际城镇居民人均可支配收入的增长幅度小于通货膨胀的增长幅度，这时候短期政府基础设施投资支出的剧增很可能会引发通货膨胀。

参考文献：

[1]朱玲，金成武.中国居民收入分配格局与金融危机应对[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.

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[6]engle，r.f.and granger，c.w.j.cointegration and error correction:representation，estimation and tesring[j].econometrica，1987，(55).

城镇居民可支配收入篇7

关键词:河南;收入分配;变迁

中图分类号:F29

文献标识码:A

文章编号:1672-3198(2010)03-0080-02

1 从人均可支配收入变化看河南省城镇居民收入差距的变迁

改革开放的初期,河南省城镇居民收入增长比较平稳, 各阶层的收入几乎是在同步提高,虽然收入差距也在扩大,但变化的速率并不明显。河南省城镇居民的收入差距在20世纪90年代以后出现了明显的扩大趋势。

从以上表来看,1992―2002年河南省城镇不同收入阶层的居民家庭的收入差距发生了很大变化,收入明显在向高收入阶层聚集。1992年城镇居民最高收入户人均可支配收入2858.12元,最低收入户882.33元,两者收入之比为3.24:1,收入之差为1975.79元。此后,城镇不同收入阶层居民的收入差距在此基础上逐渐拉大, 1999年,最高收入户人均可支配收入9089.48元,最低收入户1952.90元,收入之比和收入之差分别扩大为4.65:1和7136.58元。收入差距变动幅度最为显著的时期出现在1999年之后,从1999年到2002年,短短三年时间内,最高收入户人均可支配收入已达到17682.12元,而最低收入户人均可支配收入仅为1912.08元,比1999年不升反降,此时的最高与最低收入户人均可支配收入之比、收入之差已分别高达9.25:1和15770.04元。从不同收入阶层居民户可支配收入占全部居民户可支配收入的比重看,1992年,最高收入户和高收入户阶层的人口占被调查家庭户总人口的比重为17.37%,他们获得的可支配收入占到被调查户总可支配收入的26.97%,而占被调查家庭总人口22.24%的最低收入户和低收入户只拥有总可支配收入的13.88%。到2002年,占被调查家庭户总人口16.97%的最高收入户和高收入户在总可支配收入中所占有的份额上升到37.31%,与此形成巨大反差的是,占总人口22.50%的最低和低收入户所得到的总可支配收入却下降为9.11%。根据这种抽样调查进行推断,目前超过总人口20%的低收入人群获得的收入不到总收入的9%,而不到总人口20%的高收入人群却得到了总收入的40%以上。

2 我们还可以利用基尼系数(Gini coefficient)这一指标来衡量河南省城镇居民内部的收入差距变化

目前,关于河南省居民收入分配方面的基尼系数并没有权威,我们以对河南省城镇居民家庭所作的抽样调查数据为基础,根据表二的数据,用“等分法”计算河南城镇居民家庭收入的基尼系数。“等分法”的具体计算步骤如下:

①将全部家庭户或人口按照收入单调递增顺序排列,并等分为n组。

②设第i组的收入额为Y,i则第i组的收入额占全部收入分配额的比重为:

yi=Yi/∑ni=1Yi(i=1,2,…,n),并有:y1≤y2≤…≤yn;y1+y2+…+yn=1。

③λi为各组的收入等级,按收入由低到高的顺序,λ1=1,λ2=2,…,λn=n。

④α=2/n,β=(n+1)/n,U=λ1y1+λ2y2+…+λnyn则,基尼系数的计算公式为:G=αU-β。

通过以上的公式参考历年《河南统计年鉴》可以计算出1992―2002年河南省城镇居民家庭收入的基尼系数。

用抽样调查获得的数据为依据来测度基尼系数会存在一定的误差,被调查户占总户数的比例很小且抽样调查获得的居民家庭收入数据与其真实收入可能存在差距,但由于我们各年均采用抽样调查的数据,因此,据此测算的基尼系数仍然可以反映出居民收入差距变化的情况。1992年河南省城镇居民家庭收入的基尼系数为0.122,属于高度平均范畴,1995年、1999年逐渐扩大为0.1495和0.1779,而到了2002年,基尼系数已达到0.2931,表明收入分配高度平均化的格局被打破,此时河南省城镇居民的收入已存在较大差异性。

3 产业结构的调整对城镇居民收入差距扩大起到了推波助澜的作用

随着技术发展,资本的有机构成不断提高,必然出现机器排斥工人的现象。机器排斥的工人绝大部分是只能从事简单劳动、缺乏技能的职工。机器排斥工人使本已存在的不同劳动能力的职工之间的收入差距进一步加大。

从表2可知,河南省国有工业企业职工数量在1996年达到顶峰,1997年开始出现大幅下降,人数由1996年的267.08万人降至2002年的94.6万人,2002年职工只及1996年的三分之一多一点。而1990年以后,国有工业固定资产原值则在快速增长,1990年,河南省国有工业企业中,万元固定资产可配置0.41个职工,到了2002年,万元固定资产仅需要0.03个企业职工。这表明河南省城镇职工从国有工业企业中得到的就业岗位正在逐步减少,这一时期也恰是国有企业职工下岗失业最为严重的时期。下岗失业人员的增加势必扩大城镇居民之间的收入差距。可以说,资本替代劳动为城镇居民收入差距扩大起到了推波助澜的作用,也表明按生产要素分配的制度在我省越来越发挥重要的作用。

4 改革开放以来河南收入分配的总体演变趋势

(1)宏观收入分配中居民个人收入规模不断扩大,政府收入比重降幅趋缓,企业收入比重持续下降。1999年,河南国民可支配总收入在政府企业和居民个人三者之间的初次分配比重分别为12.7%、26.5%、60.8%,最终分配比重分别为76.1%、9.7%和14.2%,与1978年相比,居民初次与最终分配比重上升4.7和17.7个百分点,企业初次与最终分配比重下降2.7和6.6个百分点,政府初次与最终分配比重下降2.0和11.1个百分点。(2)居民个人收入分配中城乡居民收入持续增长,内部收入分配差距较大并有扩大趋势宏观分配关系的发展变化直接影响政府、企业和居民个人所得份额,居民个人所得份额的上升又通过城乡居民收人增长,消费水平提高体现出来。

5 河南收入分配演变中存在的主要问题和理顺河南收入分配关系的思路

随着市场化改革的推进,河南经济快速增长,经济总量增大,收人分配天平向居民个人倾斜是必然的,总体上也有利于经济效率的全面提高,符合改革初衷。问题在于,目前的收入分配格局并非都是合理制度安排的结果,在分配关系趋向合理的同时,分配领域也不断暴露出了一些新的矛盾和问题。(1)宏观收入分配内部结构不合理是河南收入分配领域中存在的主要问题。(2)居民收入差距扩大,低收入群体问题日渐突出。(3)收入初次分配过程存在许多不平等竞争,国家再分配调控手段和功能尚需进一步完善。

根据以上问题,要理顺河南收入分配关系的思路,应是重视发挥分配对生产要素优化配置的调节作用,在对现有相关制度改革的基础上构建以公平竞争为基础以市场需求为导向以市场调节为主要手段的新的分配激励机制,促进经济的增长;与此同时,注意消除分配的不公平因素,增加分配的公平性,建立与市场经济体制相适应的新型的再分配体制,缓解由收人差距扩大引发的社会矛盾,为经济增长创造良好的社会环境。近期政策选择应在以下三个方面着力加强:(1)规范政府收入渠道,将预算外收入纳入预算管理。(2)加大调节力度,努力缩小差距。(3)减轻企业负担,增强企业发展后劲。

参考文献

[1]任太增,吴磊.河南城镇居民收入差距的变迁[J].河南商业高等专科学校学报,2005,(9).

城镇居民可支配收入篇8

【关键词】 城镇住房改革；预防性储蓄

一、引言

1978年改革开放后，中国就开始了城镇居民住房制度改革，其中1998年的福利分房制度改革具有里程碑意义，它标志着在我国已实行了几十年的住房实物福利分配这一体制的终结，彻底完成了住房分配的货币化和商品化转变。住房改革改善了城镇居民的居住条件，同时也引致了商品住宅价格的过快上涨。在1997年，全国商品住宅销售均价只有1790元/平方米，到2001年上涨到2017元/平方米，年均上涨幅度为2.5%。在2002年之前，全国商品住宅平均销售价格持续上涨，但涨幅较小。2002之后，全国商品住宅平均销售价格进入快速上涨阶段，短短6年就从2002年的2092元/平方米涨到2008年的3576元/平方米，年均涨幅是11.8%，远远高于2002年之前的上涨速度。商品住宅价格的的快速上涨使得城镇居民的购房能力下降，为了购房人们不得不增加储蓄的数量。分析和研究住房改革，伴随而来的高房价对城镇居民消费行为的影响及如何解释这种影响，无疑具有较强的理论和现实意义。

二、理论分析和实证检验

预防性储蓄理论认为，预防未来收入和支出的不确定性是居民储蓄的重要原因。在此基础上，很多国外学者从理论和实证角度对预防性储蓄理论进行了分析和研究。在理论方面，主要是分析预防性储蓄的原因。Leland（1968）最早对预防动机的储蓄模型进行分析，他认为储蓄主要是为了防范未来不确定的劳动收入所带来的冲击。Deaton（1991）及Carroll（1992）结合预防性储蓄与流动性约束假说提出了“缓冲存储”模型。更多学者则试图从实证角度对预防性储蓄做了大量研究。Carro（1993，1994）使用美国收入时间序列分组数据和消费支出调差数据，用各收入组间的方差代表风险，其研究结论也证明了预防性储蓄假说。Engen、Gruber（1997）和Lusardi（1997）发现了显著的预防性储蓄的证据。结合预防性储蓄理论建立相应的模型，采用经过处理的31个省市的横截面数据来验证该模型。建立的计量模型如下：

S=?茁0+?茁1Sy+?茁2SH+?茁3PH+?着（3-2）

式中，S―城镇居民人均储蓄额；Sy―城镇居民人均可支配收入的标准差；SH―城镇居民人均居住支出的标准差；PH―城镇商品住宅的人均价格；?着―随机误差项。回归结果如下：

S=3018.639-1.058Sy+6.930Sh+5.810Ph（3-3）

（1.108） （-0.282）（0.260）（8.067）

R2=0.857，Adjusted R2=0.841，F=54.089，D.W.=1.216

从回归结果可看出，截距项不显著，经检验，选定变量Sy和Ph。再进行回归，得到以下结果：

S=6.004Sy+5.159Ph（3-7）

（3.220） （7.523）

通过该模型，可发现城镇居民人均可支配收入的标准差和城镇商品住宅平均价格对城镇居民人均储蓄有显著影响，说明中国城镇居民存在预防性储蓄动机，城镇住房改革形成的高房价预期使得城镇居民更多的储蓄。

三、结论

在经验观察的基础上，结合预防性储蓄模型，利用经过处理后的31个省的横截面数据对预防性储蓄模型进行定量分析和研究，得出以下结论：（1）1998年的城镇住房改革产生两个直接后果：城镇居民居住消费支出大幅增加，高房价及持续上涨的预期。通过计量模型的实证分析和检验，发现城镇居民居住支出的增加对城镇居民的预防性储蓄影响不显著，城镇居民可支配收入标准差和城镇商品住宅平均价格对于城镇居民的预防性储蓄有正的显著影响。因此，在城镇住房改革影响城镇居民储蓄的两条途径中，主要是通过对居民形成持续高房价预期来实现。（2）通过31个省市的横截面数据，发现城镇居民可支配收入的不确定性会使居民进行更多储蓄；同时在中国的背景下，城镇居民还面临着持续过高的房价，房价的这种持续上涨的态势使得城镇居民的预防性储蓄动机进一步增强。因此，城镇居民可支配收入的不确定性及持续的高房价的共同作用增强了城镇居民的预防性动机。

参考文献

[1]宋铮．《中国居民储蓄行为研究》．《金融研究》．1999（6）

城镇居民可支配收入篇9

关键词：保险需求；保费收入；人均收入；人口抚养比

一、影响城镇居民保险需求的相关因素假设

（一）城镇居民家庭人均可支配收入

我国保险购买者以城镇居民为主，而城镇居民家庭人均可支配收入是影响保险需求的重要因素。城镇居民家庭人均可支配收入的绝对量，从1982年的535.3元增加到2009年的18858.09元。

经济理论和保险业实践已达成共识：个人收入与保险需求呈正相关关系，人均可支配收入越高，保险需求也就越高。当人均可支配收入较高时，居民在满足日常基本消费开支后还有结余，保险产品就成为较高收入人群的消费选择。

（二）人口总抚养比

人口总抚养比是指总体人口中非劳动年龄人口数与劳动年龄人口数之比，即0~14岁和65岁及以上人口占15~65岁人口的比重。通常用百分比表示，即每100名劳动年龄人口大致要负担多少名非劳动年龄人口。

据经验表明：人口总抚养比与居民对保险的需求呈负相关关系。人口总抚养比越高，表明劳动年龄人口需要负担越多的非劳动年龄人口，劳动者的负担越重，用于消费保险产品的支出越少。

二、城镇居民保险需求计量模型的构建

（一）数据的收集

本文收集了从1982~2009年间的年度经济数据作为研究数据。保费收入、城镇居民家庭人均可支配收入、人口总抚养比等数据均来自中经专网和《中国统计年鉴2009》。

（二）时间序列数据的平稳性检验

时间序列数据的分析和回归检验是建立在序列的平稳性、正态性等假定前提下的。本文研究选取的是1982~2009年的时间序列数据，所以应当首先对选取的数据作单位根检验以及协整检验，以免出现伪回归问题。

1.单位根检验

使用ADF检验分别对各个变量进行单位根检验。判断原理是：若t统计量值小于ADF检验临界值，则拒绝原假设，说明序列不存在单位根，是平稳序列；若t统计量值大于或等于ADF检验临界值，则接受原假设，说明是非平稳序列。使用OLS估计得出结果如下：

（1）被解释变量y（保费收入）序列是三阶单整的，y~I(3)。

（2）解释变量x1（城镇居民家庭人均可支配收入）序列是三阶单整的，x1~I(3)。

（3）对解释变量x2（人口总抚养比）序列是三阶单整的，x2~I(3)。

2.协整检验

本文采用EG两步法检验保费收入与城镇居民家庭人均可支配收入、人口总抚养比的协整关系。判断原理是：首先对原模型做OLS回归，然后检验回归残差的平稳性，平稳则存在协整关系，不平稳则没有协整关系。从检验结果看，保费收入与城镇居民家庭人均可支配收入、人口总抚养比之间存在协整关系和长期均衡关系，可以设定合理的模型进行检验。

（三）模型的建立

本文运用多元线性回归方法建立模型，样本区间为1982~2009年，被解释变量为保险需求，用保费收入y代表。城镇居民家庭人均可支配收入x1、人口总抚养比x2。作OLS估计结果所示：

Y=-3402.924+0.370772x1+68.24330x2t=-1.8602303.051844 2.152668

R^2=0.983881 DW=0.976616 F=268.5654

（四）模型的相关检验

通过对模型的t值、F值及拟合优度检验、多重共线性检验、异方差的检验、序列相关性检验。对模型进行还原，本文模型估计的最终结果为：

LNY=―4.0554701+6.4815531LNX1―1.4796646LNX2

三、基于模型的结论分析

（一）城镇居民家庭人均可支配收入

当城镇居民家庭人均可支配收入每增加1元，总的保险保费收入平均增加6.48155%亿元。模型回归估计的结果与实际经济意义相吻合，城镇居民家庭人均可支配收入与保险需求呈正相关关系。

这是由于城镇居民家庭人均可支配收入的增长，不仅提高了城镇居民的购买能力，而且促进了人们消费观念和消费结构的变化，增强了人们的风险意识。当购买能力和购买欲望二者均具备时，自然而然提高了保险需求，保费收入增加。

（二）人口总抚养比

当人口总抚养比每增加1%时，总的保险保费收入平均减少1.4796646%亿元。模型回归估计的结果与实际经济意义相吻合，人口总抚养比与保险需求呈负相关关系。

这是由于人口总抚养比的增加，表明每100名劳动年龄人口要负担的非劳动年龄人口的数量增加，劳动者的负担加重，用于消费保险产品的支出减少，保险需求降低，保险保费收入减少。

参考文献：

城镇居民可支配收入篇10

论文关键词：居民可支配收入，居民消费倾向，最终消费率，GDP

 

一研究背景

居民收入差距扩大是市场化改革的必然产物，目前此问题不仅受到理论界的关注，而且已成为政府决心致力解决以实现改善民生目标的重要问题。与此同时，另外一个同等重要、同等严重的问题也开始逐渐受到关注，那就是近几年最终分配后我国居民实际可支配收入占GDP的比重出现急剧下降。居民可支配收入占GDP的比重是衡量GDP含金量、居民幸福指数、经济可持续发展前景的关键指标。本文依据详尽的数据分析指出中国居民可支配收入占GDP比重偏低且呈现不断下降趋势及其症结所在，并提出提高居民可支配收入占GDP比重的政策建议。

二居民可支配收入的定义及计算方法

1 居民可支配收入

居民可支配收入可定义为居民最终消费支出和其他非义务性支出以及储蓄的总和,即居民家庭可以用来自由支配的收入。城镇居民与农村居民取得收入的途径不同。城镇居民主要依靠工资薪金，农村居民主要依靠农产品的生产和销售，因此它们具有不同的统计途式。

城镇居民可支配收入是指城镇居民在支付个人所得税、财产税及其他经常性转移支出后所余下的实际收入。农村居民可支配收入指标的统计可操作性差，一般选取农民纯收入作为考察农民生活水平的指标。农民纯收入是指农村居民家庭全年总收入中，扣除从事生产和非生产经营费用支出、缴纳税款和上交承包集体任务金额以后剩余的，可直接用于进行生产性、非生产性建设投资、生活消费和积蓄的那一部分收入。

2 居民消费倾向

居民消费倾向指城镇居民可支配收入（农村居民纯收入）每增加一个单位而引起的居民消费所增加的数量。理论和实证研究显示，居民消费倾向是一个具有明显国别特色的指标，即不同国家之间居民消费倾向的差别很大，同一国家的居民消费倾向相对比较稳定。这主要是因为影响居民消费倾向的各种因素在不同的国家情况不同，且都属于在短时间内不会发生剧烈变化的指标。储蓄文化、社会保障制度、收入增长速度、收入差距情况、房地产价格都是影响居民消费倾向的重要因素。

1995年到2008年以来，我国居民的消费倾向在一定阶段内保持相对的稳定。如农村居民的消费倾向在2000年到2004年间基本保持在74%左右，2005年到2008年间保持在78%左右，我国城镇居民的消费倾向则以每年1% 的速度缓慢下降，由此可见，居民消费倾向具有相对稳定性和规律性。

表1：中国城市及农村居民消费倾向

 

年份

农民人均纯收入

农村居民消费支出

农村居民消费倾向[2]

城镇居民可支配收入

城镇居民消费支出

城镇居民消费倾向[3]

1995

1577.7

1310.4

83.05%

4283

3537.6

82.60%

1996

1926.1

1572.1

81.62%

4838.9

3919.5

81.00%

1997

2090.1

1617.2

77.37%

5160.3

4185.6

81.11%

1998

2162

1590.3

73.56%

5425.1

4331.6

79.84%

1999

2210.3

1577.4

71.37%

5854

4615.9

78.85%

2000

2253.4

1670.1

74.12%

6280

4998

79.59%

2001

2366.4

1741.1

73.58%

6859.6

5309

77.40%

2002

2475.6

1834.3

74.10%

7702.8

6029.9

78.28%

2003

2622.2

1943.3

74.11%

8472.2

6510.9

76.85%

2004

2936.4

2184.7

74.40%

9421.6

7182.1

76.23%

2005

3254.9

2555.4

78.51%

10493

7942.9

75.70%

2006

3587

2829

78.87%

11759.5

8696.6

73.95%

2007

4140.4

3223.9

77.86%

13785.8

9997.5

72.52%

2008

4760.6

3660.7

76.90%

15780.8