城鎮居民可支配收入匯總十篇

序論：好文章的創作是一個不斷探索和完善的過程，我們為您推薦十篇城鎮居民可支配收入范例，希望它們能助您一臂之力，提升您的閱讀品質，帶來更深刻的閱讀感受。

篇（1）

中圖分類號：F22 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2013）24-0229-04

珠海市位于廣東省珠江口的西岸，是中國南方港口城市，經濟特區。珠海1953年建縣，1979年建市，1980年成立經濟特區，2008年國務院頒布實施珠江三角洲地區改革發展規劃綱要（2008—2020年），并明確珠海為珠江口西岸的核心城市。珠海建市以來，經濟持續快速增長，從一個默默無聞的邊陲小鎮發展成為初具規模的現代化花園式海濱城市。隨著珠海經濟的快速發展，珠海城鎮居民的消費性支出與可支配收入水平也持續穩步提高。研究珠海城鎮居民消費性支出與可支配收入的變化趨勢及相關關系，發現二者之間在數量關系上的基本規律，對增加居民收入，提高人民生活水平具有重要的現實意義。本文根據1993—2011年珠海城鎮居民家庭消費性支出與可支配收入的統計數據，采用一元線性回歸模型進行回歸分析，為珠海市政府研究制定相關政策措施提供可靠的依據。

一、一元線性回歸模型

對于變量間的相關關系，我們可以根據大量的統計資料，找出它們在數量變化方面的規律（即“平均”的規律），這種統計規律所揭示的關系就是回歸關系，所表示的數學方程就是回歸方程或回歸模型。在研究變量間的相關關系時，一般將引起某一現象變化的因素（或原因）稱為自變量，將被引起變化的現象（即結果）稱為因變量。在直角坐標系中將大量數據繪制成散點圖，這些點不在一條直線上，但可以從中找到一條合適的直線，使各散點到這條直線的縱向距離之和最小，這條直線就是回歸直線，這條直線的方程叫做線性回歸模型。

（四）模型檢驗

1.顯著性檢驗。表3中，相關系數是R=0.979，預定顯著性水平a=0.05，在自由度n-2=17下查相關系數表知Ra=0.45553。因為|R|Ra，所以消費性支出與可支配收入呈正相關關系，說明可支配收入是決定消費性支出的關鍵因素，因此，該一元線性回歸模型通過顯著性檢驗。

2.R2檢驗。R2是樣本決定系數（R-square），它測度了在y的總變異中，由回歸模型解釋的那個部分所占的比例，所以R-square反映回歸方程的擬合優度，取值范圍在0～1之間，越接近1，則擬合越好，擬合優度高；越接近0，則擬合越差，擬合優度低。表3中我們可以看到，R-square為0.958，數值較大，并且接近于1，因此我們認為該一元線性回歸模型擬合好，擬合優度高，因此，該一元線性回歸模型通過R2檢驗。

3.正態性檢驗。假設在一元線性回歸模型中，ε服從正態分布，即ε～N（0，σ2）。我們可以繪出回歸殘差值的直方圖來檢驗這一假設能否成立，如果繪出回歸殘差值的直方圖是鐘狀圖形，假設成立。我們用SPSS軟件繪制回歸模型的殘差值直方圖（如圖2所示）。從圖2來看，該直方圖接近于鐘狀圖形，即正態分布，因此，該一元線性回歸模型通過正態性檢驗。

4.異方差性檢驗。繪制自變量可支配收入的回歸殘差值散點圖，可以檢驗自變量可支配收入的回歸殘差值的異方差性。我們使用SPSS軟件繪制可支配性收入的回歸殘差值散點圖（如圖3所示）。圖3中，回歸模型中自變量可支配收入的殘差值的分布是亂七八糟的，沒有規律，因此，該一元線性回歸模型通過異方差性檢驗。

三、結論

通過上述分析，我們可以得出以下三個結論。

1.珠海城鎮居民消費性支出與可支配收入存在較優的回歸關系，且呈正相關關系。經過對回歸模型的各項檢驗，可以確定珠海城鎮居民年人均消費性支出與可支配收入之間的一元線性回歸模型為： i=913.718+ 1.227xi。

2.可支配收入是決定消費性支出的關鍵因素。政府應合理調整收入分配格局，努力增加居民收入，實現居民收入增長和經濟發展同步，提高低收入群體的收入水平，縮小貧富差距，才能真正刺激內需，促進消費，從而推動經濟持續健康發展。

3.可支配收入不是影響消費性支出的唯一因素，非收入因素對消費的影響也十分重要。政府應高度重視這些非收入因素，盡可能完善促進消費的政策措施，鞏固擴大傳統消費，積極培育熱點消費，推動消費結構的優化升級，改善消費環境，加快商貿流通環境等基礎設施建設，擴大消費信貸，整頓和規范市場價格秩序，為廣大消費者提供更加便利、安全、放心的消費環境。

參考文獻：

篇（2）

消費是人類通過消費品滿足自身欲望的一種經濟行為。在宏觀經濟學中，消費是指某時期一人或一國用于消費品的總支出?？芍涫杖?，全稱“國民可支配收入”或“居民可支配收入”，它是觀察和分析國家之間、地區之間以及部門和人群之間收入如何分配的最重要的經濟指標。本文的目的是研究消費與可支配收入之間的關系。運用計量經濟學的觀點，并用EViews軟件進行實驗。本文對2009年全國各地城鎮居民家庭平均每人全年生活費支出的數據進行分析并指出收入對各項支出的影響。通過對比2008年的數據，分析變化的原因，對未來進行估計的同時提出意見。

（一）背景

幾百年來，關于收入與消費之間的經濟學探討從未停止。亞當·斯密（Adam Smith）在《國富論》中就強調過消費的重要性，他認為“消費是所有生產的唯一終點和最終目的”。消費作為國家內需的重要構成部分，與國計民生息息相關。近幾十年，隨著中國經濟的發展，居民的消費觀念與消費對象也發生了翻天覆地的變化，從吃得飽到吃得健康、吃得綠色，從穿得暖和到穿得體面，從解決溫飽到全民奔小康，而居民消費的發展趨勢和消費需求問題也成為我國社會各界密切關注的熱點和焦點。大量研究成果充分說明，收入是決定消費需求及其變動的最主要因素。

（二）消費結構

所謂消費結構是指在一定的社會經濟條件下，消費者（包括各種不同類型的消費者和社會集團）在消費過程中所消費的各種不同類型的消費資料（包括勞務）的比例關系。

1.西方經濟學家對消費支出的分類，一般有以下三種：

（1）按吃、穿、住、用劃分；

（2）按消費對象基本屬性劃分，分為非耐用消費品、耐用消費品、勞務；

（3）按消費的社會功能分可為社會消費和生理消費。

消費結構的變化取決于多方面因素，而起決定作用的因素是人均收入水平。恩格爾定律揭示了兩者的關系，恩格爾系數=食物支出金額/總支出金額×100%，恩格爾系數作為衡量一個家庭消費結構，乃至一個國家的居民消費結構變化的指標，也成為衡量富國、窮國的標準。一般隨著收入的增加，恩格爾系數趨于下降，故發達國家的恩格爾系數相對較低。

2.從整個人類社會發展的過程看，消費結構變化一般規律可概括為四個轉化：

（1）從自給性消費為主的消費結構向商品性消費結構轉化；

（2）在商品性消費結構中，吃為主的消費結構向穿用為主的消費結構轉化；

（3）由物質性消費為主向精神和勞務性消費為主的結構轉化；

（4）由商品消費結構向產品性消費結構轉化。

3.在人類發展歷程中，消費結構與不同的社會生產力相對應。根據消費層次理論認為，低級階段吃穿兩項為主，中級階段房子、車子等耐用消費品占主要地位，高級階段則以精神文化生活消費為主要內容（張正萍，2008）。

（三）相關消費理論

相對而言較差。t=3.451409>t0.05，可支配收入對住房支出有顯著影響。

（三）計量經濟的檢驗

1.多重共線性的檢驗

2.異方差性的檢驗

由OLS估計的最終結果中R-squared和Adjusted R-squared的值（見表5和表6）可知，模型的擬合較好，由懷特異方差檢驗的結果可知OLS*R-squared統計量的伴隨概率p

三、實證結果對比分析

（一）食品消費支出

2009年的R2=0.780773，2008年的R2=0.780773，都較高，模型整體擬合良好，居民可支配收入對食品的影響顯著。2009年食品支出占總支出份額與2008年度相比變化不大，但有所下降，隨著經濟的發展，人們生活水平的提高，相對而言食品支出占的總份額會有所下降，這符合了消費結構變化的一般規律。從指數上看出，由于人均收入水平的在提高，總消費支出也有了明顯的提高。用于食品消費支出的金額也加大了許多，這是2008年后的經濟危機通貨膨脹物價上漲的結果。說明人們生活水平的提高，對吃的要求已經不僅僅局限于溫飽階段，而是要吃得飽、吃得天然、吃得健康。

（二）衣著支出

對比2009年和2008年，人們用于衣著消費的支出有所上升，但總體變化不明顯。說明近幾年居民都已經比較注重衣服的質量和質感了，不僅僅追求穿得暖和，還要穿得舒服，穿得符合自己的性格愛好和身份，并且越來越追求時尚與高檔了。也說明居民生活消費狀態相對穩定，我國經濟穩步發展，人們對我國經濟的發展趨勢持樂觀態度。

（三）醫療消費支出

2009年和2008年相比，人們用于醫療保健支出占總支出比例有所上升。說明了隨著人們收入的增加和生活水平的提高，人們對于疾病本身也越來越重視，健康意識增強，同時也反映了醫療費用還是相對較高。但由于醫療相關消費價格上漲，消費者所享受的商品和服務卻并不一定提升了。所以我國急需完善居民醫療保險體制，并解決居民看病難看病貴的問題，以促進社會安定人民安居樂業經濟的長久穩步發展（吳沛、楚曉東，2007）。

（四）住房消費支出

對比2009年和2008年，住房消費總支出份額下降。這說明在收入基數增大的同時，人們把更多的支出放在了食品、衣著和醫療消費方面，而在住房方面人們則持保守態度。表明受2008年金融危機的影響，雖然經濟穩步發展，但是通貨膨脹物價上漲，從而導致各種消費的增加，因而房地產的未來發展趨勢不明朗。

四、對策建議

1.建立收入穩定增長的長效機制，促進居民收入的穩步提高。收入增長是促進消費增長的決定性因素，因此建立有效的穩定增長經濟體制，是增加收入，全面提高和改善人民生活水平的重要途徑。對城鎮低收入者和下崗職工的再培訓，對二次創業的技術培訓、政策支持、資金援助等，都是非常重要的。大力發展第三產業，發展多種形式的集體經濟，鼓勵支持個體經濟、私營經濟健康發展，扶持中小型企業，創造更多的就業機會。

2.建立健全和完善市場競爭機制。緊跟城鎮居民消費結構的變化趨勢，一方面滿足城鎮居民現有的消費需求，另一方面創造并發現城鎮居民可能的潛在的消費需求。鼓勵對市場上現有的商品進行改善或者更新換代，或者不斷地開發新穎、功能獨特的新產品，或者個性化的產品，滿足不同人群的不同消費需求。

3.進一步完善社會保障體制。醫療消費支出的邊際消費傾向較小，完善社會保障體制有助于推動企業的改革，增強企業的活力，促進社會經濟的發展；有助于維護勞動者的利益，減少改革的阻力，維護社會穩定；有助于調節貧富差距，營造和諧的社會氛圍，促進社會公平正義的實現。社會保障是市場經濟的重要支柱，市場經濟的不斷發展，居民對社會保障的需求日益強烈，完善社會保障體系早已是勢在必行（黃繼煒，2008）。

4.完善健全金融證券機構，引導消費趨向。人們在消費時，應當理性消費，人們應該考慮在金融保險證券行業和科技教育方面等有長期回報率的領域投資。國家應當完善和健全這些金融機構，使人們能夠安心地進行投資和理財。

【參考文獻】

[1] 門麗瓊，胥巍，楊晨光.陜西城鎮居民消費行為研究——基于不同收入階層的實證分析[J].財經界（學術版），2010（10）：43-44.

篇（3）

一、數據來源與說明

本文主要通過實證的方法利用統計數據來分析研究湖南城鎮居民人均可支配收入的增長情況及其與全國和廣東的差距。因此,在研究分析之前,首先對數據的來源、選擇和處理做一個簡要說明。

首先,關于原始數據來源。下文用到的原始數據主要來自于《中國統計年鑒》、《湖南統計年鑒》、《廣東統計年鑒》和國家統計數據庫。另外,關于廣東城鎮居民人數,有幾年是沒有數據的,本人參照當年度農業與非農業人口的比率并運用直線插入法予以設定。因為,本文是以湖南作為主要考察對象,而廣東數據只是用來對比參照,所以,對該數據做這樣的處理不會對文章的主要觀點和結論造成影響。

其次,關于考察期的確定。本文以1994-2008作為考察期,主要是因為1993年我國核算體系經歷了從國民收入到國內生產總值的轉變,即自1994年起全國國民經濟核算與國際體系接軌,數據較為全面、配套。為保證數據的一致性、可比性和結論的可靠性,本文確定1994年為考察期的起點。

第三,關于價格的可比性。本文中有關人均可支配收入、人均產值和人均轉移支付等數據都是采用當年價格水平下的數據。這主要是因為在做湖南與全國及廣東的橫向比較中,全部采用當年價格指標不影響分析結果。

第四,關于城鎮居民總產值和城鎮居民人均產值。本文用城鎮第二、三產業產值之和近似地定義為城鎮居民總產值,該總產值除以城鎮居民數則得到人均值。其原因有二:一是城鎮居民總產值的原始數據不可獲得,上述統計資料均沒有這方面的數據資料。二是可用來套算的部分相關數據不可獲得,這里主要是城鎮的第一產業產值和農村的二、三產業產值數據缺乏,使得得我們欲通過現有三次產業產值來套算亦為困難。但是,由于城鎮第一產業和農村的二、三產業規模不大,本文便采取如此近似的方法來解決。

二、1994-2008年湖南城鎮居民人均可支配收入增長情況及其與全國、廣東的對比分析

表1列示了94-08年湖南、全國和廣東城鎮居民人均可支配收入情況,我們通過表格里的數據來進行分析和比較。

(一)1994-2008年湖南城鎮居民人均可支配收入增長情況介紹

首先,從增長總量上來看,自94-08年的15年間湖南城鎮居民人均可支配收入由3887.64 元增長至13821.16元,合計增長255.52%,年均增長率為9.48%。

其次,從增長速度結構來看,1995年至2002年基本上呈遞減趨勢,只有97和01年增長率較上年略大,而于02年達到最低點,為2.63%。此后的03至08年5年間每年增長都在10%以上,平均為12%左右,這說明湖南城鎮居民收入已經步入了快速增長軌道。

(二)與同期全國水平相比較

第一,人均可支配收入絕對水平的比較。94-98年湖南城鎮居民人均可支配收入高于全國水平,但自1999年以來一直低于全國水平,而且絕對和相對差距均不斷擴大。94年湖南城鎮居民人均可支配收入高出全國391.44元,該差距占湖南城鎮居民人均可支配收入的10.07%。到98年高出9.16元,比重下降到0.17%。99年湖南城鎮居民人均可支配收入低于全國38.65元,占比為0.66%,08年低于全國1959.60元,比重為14.18%。

第二,人均可支配收入增長速度比較。從逐年增長速度來看,我們可以發現如下兩個有趣的特征:第一,湖南經濟增長與全國步調基本一致,即當湖南的增長速度趨于減緩時,全國也趨于減緩;當湖南的增長處于加速時,全國也在加速。第二,整個考察的15年間,全國的增速絕大部分年份比湖南高,唯03和04年除外,這是全國實現對湖南趕超并差距不斷擴大的根本原因。從平均增長速度來看,15年間,湖南的年均增長率為9.48%,而全國為11.37%,所以,盡管94年湖南比全國水平高出10%,但短短4之后,湖南就落后了。這種與全國的絕對水平和增長速度差距的擴大和趨勢的發散,對湖南而言是一個危險信號。

(三)與同期廣東水平相比較

第一,人均可支配收入絕對水平比較。在整個考察期內,湖南城鎮居民人均可支配收入均低于廣東,而且除99年和07年外,絕對差距呈不斷擴大之勢。94年湖南與廣東的差距為2479.44元,08年該差距擴大至5911.70元,15年間絕對差距擴大了將近2.4倍。但是,從差距占湖南絕對水平的比重來看,形勢比較令人樂觀:該比重94年為63.78%,到08年降低至42.77%。整體上來看,這個指標是下降的,尤其是03年以來這個趨勢基本上沒改變過,而且年均下降幅度很大。03年該指標為61.32%,而5年后的08年降低至42.77%,5年內的年均降幅達3.71%。

第二,人均可支配收入增長速度比較。首先,我們從逐年增長速度來看,整個15年間得到的14個數據中,湖南有9個大于廣東,即有9年湖南城鎮居民人均可支配收入的增長速度是高于廣東的,而其余5年低于廣東。尤其是04年以來,湖南的增長速度一直高于廣東,這說明在城鎮居民人均收入方面湖南與廣東的差距在縮小。其次,從平均增長速度來看,15年間湖南的年均增長率為9.48%,而廣東為8.42%,

從以上兩個方面的比較可以看出,盡管湖南與廣東相比的絕對差距仍很大,但從趨勢上來看,差距在縮小。若按考察期內差距收斂的趨勢,從現在起,湖南還要花35年的時間才能達到廣東的水平。

三、差距解釋

湖南城鎮居民人均可支配收入與廣東和全國的現實和潛在差距不容忽視,導致差距存在的原因在哪呢,本文擬從國民收入的兩次分配,即初次分配和再分配方面來尋找原因。

(一)轉移支付收入方面的差距

在城鎮居民收入構成中,轉移支付收入屬于再分配范疇,與城鎮居民總產值不直接相關,所以,首先讓我們借助表2的數據來比較一下湖南與全國和廣東的城鎮居民人均轉移支付收入水平狀況,以考察轉移支付收入方面對差距的影響。

從人均轉移支付的絕對水平來看,湖南自96年以來就一直低于全國水平。平均每年相差約300元, 98年全國城鎮居民人均可支配收入超過湖南以來,轉移支付的貢獻是相當大的,如果用轉移支付差除以人均可支配收入差來衡量貢獻率的話,98年為857.28%,以后各年順次為706.17%、475.34%、51.85%、51.22%、65.27%、43.12%、29.59%、24.29%、16.00%。從整個考察期來看,轉移支付收入方面的差距對可支配收入差距的平均貢獻率為58.48%。

而與廣東相比較可以發現,湖南在07、08這最后兩年的人均轉移支付水平高于廣東,其余各年份均低于廣東,總體來看,湖南年均較廣東低約340元。在06年及以前的12年中,轉移支付差距對可支配收入差距的貢獻率相對較小,但也不可忽視。從94年至06年分別為11.26%、16.43%、13.91%、14.04%、14.18%、10.15%、12.75%、14.09%、6.46%、8.61%、8.01%、5.55%、4.76%。從整個考察期來看,轉移支付收入方面的差距對可支配收入差距的平均貢獻率為7.75%。

(二)初次分配方面的差距

城鎮居民人均可支配收入的主要構成部分源自初次分配,它既受城鎮居民人均產值水平的影響,也受居民人均可支配收入占人均產值的比重的影響。所以,我們從這兩個方面來考察三個單位的序時變化情況。

1、城鎮居民人均產值

從表3統計數據可以計算出,從94年至08年,湖南增長了2.85倍,年均增長7.77%。同期全國增長了2.89倍,年均增長7.87%,廣東增長了2.90倍,年均增長7.89%?；谌珖蛷V東城鎮居民人均產值分別是湖南的1.37和1.74倍,到08年這個比例略微上升至1.39和1.76倍。由此看來,人均產值差距相對與絕對水平均很大,且呈擴散趨勢。而從城鎮居民人均可支配收入來看,基期全國和廣東城鎮居民人均可支配收入分別是湖南的0.93和1.68倍,到08年該比例分別上升至1.16和1.60倍,該倍數相應要小于人均產值方面的倍數,所以可以斷定,人均產值方面的差距是導致人均收入方面差距的主要原因。

2、城鎮居民可支配收入中初次分配部分占人均產值的比重

湖南與廣東的該比重指標盡管每年都不同,但是差別不大,而且湖南高于廣東的年份與廣東高于湖南的年份相當,我們可以初略認為,這個比重對湖南與廣東的差距影響不大。但是,與全國相比,湖南的比重每年都高出很多,平均每年高出9.24%。這說明該比重一定程度上彌合了湖南與全國的差距。這也可以佐證我們認為人均產值差異是導致收入差異的主要原因的觀點是正確的。

(二)城鎮居民人均產值差距的原因分析

導致城鎮居民人均產值差距的原因可能在總產值方面,也可能在城鎮人口增長方面。而總產值方面的差距可以從勞動和資本投入方面來考察。下面擬從這些角度來探討。

1、城鎮居民總產值增長速度比較

由于三個單位的城鎮規?；虺擎偩用褚幠２痪邆淇杀刃?因此,從總量上來比較城鎮居民產值規模沒有實際意義。從增長速度來看,整個考察期內,湖南增長了8.19倍,年均增長16.21%,同期全國增長了6.90倍,年均增長14.80%,廣東增長了8.59倍,年均增長16.60%。湖南的城鎮經濟發展快于全國而略慢于廣東。它會直接導致湖南城鎮居民人均產值與廣東差距擴大,但和全國差距會收斂。

2、城鎮人口增長速度比較

考察期內,湖南城鎮人口由期初的1357萬增長至期末的2885萬,增幅為112.7%,同期全國增幅為77.5%,廣東為120.6%,數據說明三個單位城鎮人口增長速度差距懸殊,這個因素對人均產值水平影響很大。所以,盡管湖南城鎮居民總產值增長速度快于全國,從而有利于彌合人均產值上的差距,但湖南城鎮人口的高速增長使人均化時分母變大,又導致人均產值差距繼續擴大。廣東城鎮人口增速快于湖南,一定程度上縮小了人均產值上的差距。

3、城鎮資本與勞動投入對城鎮居民總產值的貢獻

本文擬用這些數據擬合柯布-道格拉斯(Cobb-Douglas)生產函數,并取對數得模型:

GPUit=β0i +β1iCAPit +β2iLABit+μit,

其中:為取對數運算,GPU代表城鎮居民總產值,CAP代表資本投入,LAB代表勞動投入,下標t代表年份,i=1,2,3 分別代表湖南,全國和廣東。

在擬合的過程中,由于采用的是時間序列數據,為避免謬誤回歸,我們利用協積回歸德賓-沃森(CRDW)檢驗方法予以檢驗,可以發現,我們可以在1%的顯著性水平上拒絕d=0的虛擬假設,即被解釋變量與諸解釋變量是協積的,它們之間有一種穩定的長期關系。在回歸過程中,截距項β0i幾乎都統計上不顯著,我們將模型修正為過原點回歸模型,通過Eviews6.0回歸結果如表4:

回歸結果告訴我們,湖南、全國和廣東城鎮經濟都處于規模報酬遞增階段。廣東產出的勞動彈性為負,可能是由于其產業的資本化程度高、技術進步快,有些年份盡管勞動投入量增幅不大甚至減少,產出仍然有大幅增加。與94年相比,湖南08年城鎮投資增加了15.08倍,廣東只增加了5.01倍。08年,湖南城鎮人均資本投入水平超過了廣東,湖南為16913.5元,而廣東為14287.2元。而在勞動投入方面15年來湖南增速最低,僅增長了5.88%,全國為61.96%,廣東為99.52%。當我們用城鎮就業人數除以城鎮人口數來衡量城鎮在職職工比重,會發現問題更為突出。從表5可以看出,湖南的城鎮在職職工比重基本上呈逐年下降趨勢,從94年的52. 78%下降到08年的26.27%,整個降幅達到一半多。而全國和廣東盡管也呈下降趨勢,但降幅小得多。全國各年的在職職工比重均高于湖南,尤其是進入21世紀以來,將近是湖南的兩倍。廣東盡管大部分年份在職職工比重較湖南低,但自05年來一直高于湖南,08年高出近10個百分點。如果08年湖南在職職工比重達到廣東水平,則城鎮居民總產值將提高26.63%,在其它因素不變的情況下,湖南城鎮居民人均可支配收入將增加19.68%,其絕對水平將超出全國700多元。如果08年湖南在職職工比重達到全國水平,則湖南城鎮居民人均可支配收入將超過全國2000余元,但與廣東仍相差2000余元。

四、發現與建議

通過上文的比較分析,我們可以發現,湖南城鎮居民人均可支配收入與全國的絕對差距及絕對差距占湖南城鎮居民人均可支配收入比重這一相對差距都呈擴散趨勢,與廣東的絕對差距在擴大,相對差距在縮小。導致這種差距現狀的主要原因有兩個:首先,湖南城鎮勞動投入增速太慢,在職職工比重過低,導致湖南城鎮居民總產值與城鎮人口增長速度不相適應,從而導致湖南城鎮居民人均產值過低。其次,相對而言,湖南城鎮居民人均轉移支付收入水平偏低。

國家“促進中部地區崛起規劃”政策是湖南經濟發展的一次契機,湖南地方當局應該藉此努力發展本省經濟,提高本省居民生活水平,縮小湖南城鎮居民與全國和廣東以及其它發達省份的收入差距。首先,湖南城鎮經濟發展速度應該與城鎮人口的快速增長相適應。湖南城鎮經濟正處在規模報酬遞增階段,增加資本和勞動投入,將會帶來高彈性的產出回報。其次,針對于湖南當期的勞動投入狀況,尤其應該努力創造就業機會,提高勞動就業率和勞動投入總規模,以盡快實現對先進地區的趕超。最后,伴隨著城鎮經濟的較快發展,適度提高城鎮居民轉移支付收入,力求達到全國平均水平。

參考文獻:

[1] 張長生. 廣東省國民收入分配結構研究――1979年以來廣東“兩個比重”下降的特點及優化對策[J]. 學術研究,2008,(8)

[2] 白重恩,錢震杰. 國民收入的要素分配:統計數據背后的故事[J]. 經濟研究,2009,(3)

篇（4）

城鎮居民人均可支配收入，住戶作為基本單位

以北京市為例，調查范圍是居住在城鎮區域范圍內（按國家統計局《統計上劃分城鄉的規定》確定的城區和鎮區）的常住戶，其中包括戶口在本地區的常住住戶和戶口在外地、居住在本地區半年以上的住戶（包括單身戶和一些具有固定住宅的流動人口）兩類。在這個范圍內，將人員分類、并進行收入分級排序，采取隨機等距的抽樣方式，抽取部分常住戶作為調查樣本，其中每戶居民家庭可用來自由支配的收入（包括:最終消費支出、其它非義務性支出及儲蓄）等將被納入計算范圍，分為家庭全部成員勞動收入與非勞動收入（如贈予等）。

二、職工人均工資，以單位為基本統計口徑

職工人均工資的統計范圍為國家機關、企事業單位（除私營和個體戶的從員人員）職工的工資性收入，不包括其他社會成員的收入。

三、調查方法“形式各異”

城鎮居民人均可支配收入，從賬本中“誕生”的統計數據

采取隨機等距抽樣的調查方式。居民可支配收入是通過大量居民家庭實際記賬統計出來的。面對全國31個省、自治區、直轄市（包括現役軍人）的近13.4億人口，4億多戶家庭。我們不可能像“人口普查”那樣進行“地毯式”的逐戶調查，借助統計方法的抽樣調查。我們只調查其中的一部分，這一部分要有代表性，不能隨意選擇，那么就需要用抽樣方法來選擇常年記賬戶?，F在全國約6.6萬城鎮記賬戶，7.4萬農村記賬戶，他們每天將家庭的日常開支和收入進行逐筆記賬?？赡苡腥艘獑?？這些“記賬戶”是如何產生的呢？既然是抽樣調查，就要保證樣本的代表性。每年正式記賬開始前，都要以先進行一次“大樣本”調查，大約占10%的比例。舉例來說，目前北京市有5000個記賬戶，為了確定5000個記賬戶，首先要進行一次大樣本調查，按1∶10的比例，也就是起碼要對5萬戶進行調查，在5萬戶調查結束后，把居民的收入水平、收入結構、戶型結構、各個行業的結構都搞清楚，然后在這5萬戶中再抽取1/10作為記賬戶。為了減輕記賬戶的負擔，我們每年要輪換掉1/3。我們每3年進行一次大樣本調查，大樣本調查的人比較多，調查戶比較多，出來的資料更可靠。

四、職工人均工資，從104報表中“加加減減”統計數據

職工人均工資的調查方法是采用全面統計報表方法，即全市所有城鎮單位（不含私營、個體單位）每季度、年度報送《從業人員及工資總額》報表匯總、計算而成。

五、指標含義引出構成不同

從指標含義上看，城鎮居民人均可支配收入是指調查戶人均用于最終消費支出和其他非義務性支出及儲蓄的總額，即居民家庭人均可以用來自由支配的收入。它是反映一定時期內居民家庭收入高低程度的主要指標。它包含調查戶所有家庭成員在調查期得到的工資及補貼收入、其它勞動收入、經營凈收入、財產性收入（如銀行存款、有價證券、利息收入等）、轉移性收入（養老金或離退休金、社會救濟收入、最低生活保障、其他轉移性收入等）的家庭總收入，再扣除了繳納給國家的各項稅費，如個人所得稅、醫療保險、養老保險、失業保險（不包括商業性保險）等，再扣掉記賬戶補貼后的剩余部分。

職工平均工資是指各單位的職工在一定時期內每人所得的貨幣工資額，它是反映一定時期內職工工資收入的高低程度的主要指標。它包括基本工資、職務工資、級別工資、工齡工資、計件工資、獎金、各種津貼和補貼、交通補貼、洗理費、書報費、旅游費、過節費、伙食補助、住房補貼、住房提租補貼、，由單位從個人工資中直接為其代扣或代繳的個人所得稅、房水電費以及住房公積金和社會保險基金個人繳納部分等，不論是以貨幣形式還是以實物形式支付，只要符合勞動報酬性質，都應統計在工資總額中。但不包括防暑降溫費、冬季取暖補貼、生活困難補助費、獨生子女費、稿費、講課費、股息分紅及債券利息等。

六、“算式”中看到的口徑差異

從計算方法上看：

七、兩者“地基”不同

城鎮居民人均可支配收入調查資料是通過城市居民家庭成員基本情況、家庭就業情況、家庭現金收支、消費支出、非現金（實物及服務）收入等內容采用日記帳方法搜集匯總而成；勞動工資統計的職工人均工資是依靠全面統計報表制度，由各企業、機關、事業單位填表，經計算機超級匯總取得的。

八、“五個差異”讓你看出兩者到底差在哪兒

1.可支配收入不僅包括就業收入，還包括財產性收入和轉移性收入、從事第二職業的收入、家庭財產的增值收入、親友間的瞻養和贈送收入以及出售家庭財物的收入等等。職工工資只包括單位直接支付給本單位職工的勞動報酬總額。

2.可支配收入要包含在個體及私營企業獲得的收入，職工工資中則不包含這部分人員的收入。

3.可支配收入要扣除個人繳納的各種稅費，而職工工資則要包含單位從個人工資中直接為其代扣或代繳的個人所得稅、房水電費以及住房公積金和社會保險基金個人繳納部分等。

4.職工平均工資是對所有職工的平均，而人均可支配收入是對全體社會成員的平均，它是以一個地區所有人的工資性收 入、經營凈收入、財產性收入和轉移性收入總和除以這個地區的總人數得出，其分母既包括有工作和收入的社會成員，也包括沒有工作的離退休人員，還包括沒有收入的失業人員、未成年人等，這些沒有工作或收入的人員同樣分攤到數值相同的人均可支配收入，這也與人們通常對收入概念的認知有所差異。

九、探尋普通家庭收支背后的“玄機”

有人可能會覺得從理論上講解兩個統計指標的異同太過晦澀?，F在就讓我們站在一戶普通家庭的視角，為你探究可支配收入與職工工資間的“那點兒事”。

注：此實例中引用的數據都經過調整，不涉及泄露居民單項統計資料的情況。

根據表中資料計算得出:

1.該戶居民家庭可支配收入=23050-2265=20785元

人均可支配收入=20785÷5=4157元

2.計算該戶就業人員的職工工資總額＝妻子的收入＋丈夫的收入＝（2000＋1500＋1000）＋（1700＋2000＋1200）＝9400元

職工平均工資＝9400÷2＝4700元

篇（5）

［中圖分類號］F014．4［文獻標識碼］A［文章編號］1672－2426（2006）12－0013－03

進入21世紀，遼寧省國民經濟和社會事業持續穩定健康快速發展，城鎮居民人均可支配收入顯著提高，生活環境和質量明顯改善。但城鎮居民人均可支配收入的絕對量低于全國平均水平的現實問題，特別是與國內經濟發達地區差距不斷擴大的趨勢，仍是困擾遼寧擴大消費、拉動內需的重要制約因素。本文力求結合遼寧經濟發展實際和居民自身的收入能力，在全國大的視野下思考如何提高城鎮居民人均可支配收入問題。

一、遼寧省城鎮居民人均可支配收入現狀

根據國家統計局的定義，城鎮居民人均可支配收入是指城鎮居民家庭在支付個人所得稅、財產稅及其他經常性轉移支出后所余下的人均實際收入，是直接反映一個地區城鎮居民富裕程度的主要指標。它包含四方面內容：家庭中就業人員從單位得到的含工資、獎金、第一職業以外獲得的其他勞動收入在內的工薪收入；家庭成員從事個體和私營經營獲取的經營凈收入；居民通過出租房屋、炒股等方式獲得的財產性收入；家庭成員所獲得的養老金、離退休金、失業保險、贍養收入等轉移性收入。

1．縱向比較分析。從縱向比較分析（見下表）可以看出遼寧省城鎮居民人均可支配收入與全國平均水平的差距。通過與全國平均水平比照，遼寧省城鎮居民人均可支配收入具有三個特點：一是遼寧省城鎮居民人均可支配收入水平總體呈穩步增長的態勢?！笆濉逼谀┍取熬盼濉逼谀﹥粼黾邮杖?750元。二是遼寧省城鎮居民人均可支配收入低于全國平均水平。2000年至2005年?熏分別比全國平均水平低923元、1062元、1178元、1232元、1415元和1386元，并呈現出差距不斷擴大趨勢。三是遼寧省城鎮居民人均可支配收入凈增加收入低于全國平均水平。全國“十五”期末比“九五”期末凈增加收入4213元，比遼寧省高出463元。

2．橫向比較分析。居民收入與地區生產總值之間有很強的相關關系，居民收入增加取決于經濟增長，如果經濟保持穩定增長的態勢，國民收入中供居民個人分配的部分就會按照一定的比例增加。這里主要選取《中國統計年鑒》（2004年）地區生產總值、地區人均GDP、城鎮居民人均可支配收入等基礎數據進行橫向比較分析，通過遼寧省與全國其他30個省市區比照，其特點：一是遼寧省城鎮居民人均可支配收入在全國的位次雖有提高，但絕對量與先進省市相比差距仍然很大。遼寧省城鎮居民人均可支配收入由2003年僅列全國31個省市區的第24位，到2004年已提升至第16位，但絕對量與排在全國前5位的上海、北京、浙江、廣東和天津相比，分別相差8676元、7630元、6539元、5620元和3457元。二是遼寧省經濟增長與居民收入增長還未形成良性互動機制。2004年遼寧省地區生產總值達到6872億元，位居全國第8位；地區人均GDP達到16297元，位居全國第9位；而城鎮居民人均可支配收入僅列全國第16位。反映出遼寧省在體制機制、設備技術以及企業管理等方面的相對滯后直接影響投入產出比例和經濟效率的提高，而上海、廣東、江蘇、浙江等發達省市已初步形成了良性互動機制。

3．制約因素分析。一是傳統產業比重大，經濟效率比較低。工業結構問題一直制約著遼寧經濟的快速健康發展，進而影響城鎮居民收入水平的提高。一般來說，產業結構與職工平均工資、城鎮居民人均可支配收入之間存在著密切的相關關系，低附加值產業和過度競爭產業的盈利空間相對較小，職工的工資也就難以大幅提高。2004年，遼寧省勞動生產率居全國第6位，而經濟運行效率和工業增加值率分別僅列第15位和第25位，這也是造成遼寧省職工平均工資低于全國平均水平的重要因素之一。二是下崗失業人員較多，就業壓力較大。體制轉軌和產業結構調整導致大批工人和商業服務人員處于失業、半失業狀態，直接造成遼寧省在“十五”前四年進入失業高峰期，2004年城鎮登記失業人數達到68萬人左右，城鎮登記失業率達到6．4％，為全國各省市區最高位。同時，“失業―再就業―再失業”問題也較嚴重。一般而言，下崗職工的人均收入不足在崗職工人均收入的20％，結果使城鎮部分群體收入下降，直接影響居民總體收入水平的增長。三是法律法規體系建設滯后，勞資雙方關系較為緊張。由于市場經濟體制取向的經濟體制改革中相應的法律法規不健全，導致一些私營企業、合資企業以及部分國有經濟單位在資本趨利性的影響下，總是盡可能壓低工資，使我省職工平均工資水平偏低，2003年我省在崗職工平均工資比全國平均水平低1569元，并有差距逐步拉大趨勢。四是勞動法規監督檢查不力，職工合法權益受到侵害。國家在勞動時間、加班報酬、勞動安全、勞動保護以及最低工資等方面都有一系列規定，但由于執法和執法檢查不力，不少用人單位不與勞動者簽訂勞動合同，一些單位吸納下崗職工簽訂的勞動合同期限較短或以試用期等名義壓低工資，直接減少了勞動者應得的正常收入。五是居民收入差距加大，社會穩定受到影響。遼寧省城鎮居民高收入家庭與低收入家庭的收入差距一直呈擴大趨勢，2003年最高收入家庭人均可支配收入是最低收入家庭的6．7倍，比2000年擴大了1．6倍，城鎮貧困人口比2000年增加了70萬，這既與以價值規律為基本規律的市場經濟具有使收入差距擴大的內在傾向有關聯，也與城市內部不同行業和不同所有制單位之間的收入差距擴大有關聯。因此，要加快建立與市場經濟相適應的收入分配制度，從制度上規范收入的合法來源，努力縮小收入差距，減少社會不穩定因素。

二、提高遼寧省城鎮居民人均可支配收入的必要性與可能性

1．從宏觀導向上看，提高城鎮居民人均可支配收入是全省今后一段時期的主要任務。一是努力提高城鎮居民人均可支配收入是貫徹落實科學發展觀的客觀要求。要始終堅持以人為本，把人的全面發展作為經濟社會發展的最終目標，做到發展為了人民、發展依靠人民、發展成果惠及人民，不斷增加居民收入，努力改善生活水平，實現好、維護好、發展好最廣大人民群眾的根本利益。二是努力提高城鎮居民人均可支配收入是推進遼寧老工業基地全面振興和建設全面小康社會的主要目標。在實施老工業基地調整改造振興過程中，要始終關心群眾的切身利益，高度重視擴大就業和社會保障體系建設，妥善處理好改革、發展和穩定的關系，使人民群眾在實施老工業基地振興戰略中得到實惠。同時，建設全面小康社會的核心就是努力提高人民群眾的收入水平。三是努力提高城鎮居民人均可支配收入是實現遼寧經濟增長方式轉變的內在需要。著力推進經濟增長方式轉變，實現經濟平穩較快增長的關鍵是要從過去靠投資拉動轉向靠投資和消費雙重拉動，努力擴大國內需求。可以說，擴大內需是我國經濟發展的長期戰略方針和基本立足點，這就要求我們在今后的工作中努力調整投資消費關系，維持必要的投資率，努力提高消費率，把增加城鎮居民收入作為擴大消費需求的重點。

2．從經濟周期波動上看，提高城鎮居民人均可支配收入是符合經濟發展內在規律的。經濟周期波動是以地區生產總值增長率為參照標準。從遼寧省經濟波動來看，為期十年的一個經濟周期大都按照“低谷、恢復、繁榮、衰退”的發展態勢運行。遼寧省新世紀第一個五年的年均經濟增長率達到11．1％，“十一五”期間遼寧省處于十年周期的后段，按照經濟發展規律和經濟可持續發展能力分析，通過充分發揮市場自發調節作用，完善提高政府宏觀調控能力，遼寧省經濟增長率能夠達到11％左右的預期，這為提高城鎮居民人均可支配收入提供了可能，“十一五”期末能夠實現城鎮居民人均可支配收入達到全國平均水平的目標（見下表）。

3．從產業變化趨勢上看，提高城鎮居民人均可支配收入是有空間和基礎的。在“十五”期間產業結構調整的基礎上，遼寧省將進入產業結構轉化的重要時期，產業結構也將發生規律性變化，“十一五”期末遼寧省將形成以第一產業為基礎、第二產業為主導、第三產業為支撐的產業格局。從擴大就業容量和增加城鎮居民收入角度看，第二產業和第三產業將起到決定性作用。產業結構也將隨著工業化、城市化的發展出現新的變化趨勢，第二產業產值比重和勞動力比重將保持穩中有升，成為拉動遼寧省經濟增長的主要動力；第三產業的產值比重和勞動力比重將持續升高，成為拉動遼寧省經濟增長的重要力量。因此，隨著第二、三產業規模的不斷擴張以及質量效益的不斷提升，將會為遼寧省提供更多的就業機會，成為城鎮居民收入增加的物質基礎。

4．從體制機制上看，提高城鎮居民人均可支配收入是有體制保障的。體制機制創新將是遼寧省經濟快速健康發展的基礎和原動力，深化以國有企業為重點的經濟體制改革，繼續營造有利于非公有制經濟發展的法治、政策和市場環境，鼓勵、支持、引導非公有制經濟加快發展，逐步提高國有企業和非公企業吸納就業能力，穩步提升職工正常收入。

5．從政策取向上看，提高城鎮居民人均可支配收入是有政策支撐的。國家實施東北地區等老工業基地振興戰略，為遼寧省在推進重點項目建設、完善社保體系、擴大對外開放和解決歷史遺留問題等方面提供了更加有利的條件，將會為遼寧省提供更多的就業機會。

6．從思想基礎和人文積淀上看，提高城鎮居民人均可支配收入是有動力源泉的?！笆濉睍r期，全省干部群眾的思想觀念發生了深刻變化，機遇意識、市場意識、創新意識明顯增強。同時，遼寧人“敢為人先、努力拼搏、艱苦創業”的精神、精明的商業頭腦、自強不息的奮斗理念，既為遼寧省經濟加快發展提供了強大的原動力，也為遼寧省城鎮居民人均可支配收入的提高提供了可能。

三、提高遼寧省城鎮居民人均可支配收入的建議

提高遼寧省城鎮居民人均可支配收入應堅持“政策引導、統籌發展、效率優先、注重公平”的原則，在措施制定上既要體現全局性，又要突出動態性和差異性，積極探索提高城鎮居民收入水平的內生增長機制、長效管理機制、部門聯動機制和監督考核機制。

1．促進產業結構調整，增強綜合經濟實力。經濟是一切活動的基礎，而工業是經濟發展的主動脈?！笆晃濉逼陂g，遼寧省要以調整和優化結構為主線，以重點項目為載體，以加快建設先進裝備制造業和高加工度原材料工業基地為目標，加快推進新型工業化進程，這是迅速擴張工業經濟總量的關鍵，是遼寧省趕超全國城鎮居民人均可支配收入平均水平、縮小同經濟發達地區差距的根本途徑，也是推動城鎮居民人均可支配收入快速增長的有效措施。尤其是要把工業項目建設作為經濟工作的重中之重，加大重點項目建設力度，提高就業彈性系數，擴大經濟增長的就業容量。大力培育優勢產業集群，提高企業市場競爭能力，達到實現總量擴張和效益增長，帶動全省企業職工收入增加。抓好資源的開發和深加工，把豐富的資源轉化為經濟效益，給居民帶來更多的實惠。大力發展個體私營經濟，把財政投入、小額貸款和稅收減免等各種優惠政策落實到位，營造良好的投資發展環境，加強政府對就業的指導，切實提高就業率。

2．加大職工增資力度，提高職工工資收入。運用財政政策提高公務員及事業單位職工待遇水平，結合政府機構改革及其職能轉變，按照經濟增長指數和財政收入狀況，逐年相應增加政府支出，以增加公務員、非贏利機構人員工資和離退休人員工資和養老金。在城市范圍內全面實行貨幣化工資制度，將住房等各種實物收入和工資外收入分配統一納入貨幣化工資。加大對企業職工的扶持力度，企業職工工資的增長幅度對遼寧省城鎮居民人均可支配收入的拉動起決定性作用，要根據實際情況制定和落實不同行業的最低勞動報酬標準，采取各種措施促使企業在提高經濟效益的同時，逐步增加職工工資收入。

3．千方百計擴大就業，不斷完善社會保障體系。就業是提高居民收入水平和擴大消費需求的根本，要把擴大就業放在經濟社會更加突出的位置，實行積極的就業政策。要不斷拓寬就業渠道，充分發揮第三產業和勞動密集型企業就業彈性系數高的優勢，大力發展非公有制經濟，最大限度地減少長期失業者數量，以援助“零就業家庭”就業和再就業為重點，全力推進就業和再就業工作。解決國有和集體企業下崗職工及關閉破產企業職工的再就業問題。正確引導勞動者采取非全日制、臨時性、階段性和彈性工作時間等多種靈活的就業形式，大力提倡自主創業。加大勞務輸出工作力度，引導富余勞動力平穩有序轉移。同時，積極調整財政支出結構，加大政府對就業的資金投入，繼續落實再就業優惠政策和大齡困難就業群體的幫扶政策。加快完善社會保障體系，發揮社會保障的穩定社會和增加就業的雙重效應。進一步完善城鎮企業職工基本養老保險、基本醫療保險、失業保險、工傷保險和生育保險制度及城鄉居民最低生活保障制度，依法擴大各項社會保障覆蓋面?熏大力推進非公有制企業職工和靈活就業人員參加社會保險工作，實現社會保險廣覆蓋。加大社會保險費的征繳力度，提高繳費率，確保離退休人員基本養老金按時足額發放。增加財政的社保投入?熏特別是對困難群體參保要予以資金扶持。

4．加快收入分配制度改革步伐，完善收入分配調控機制。繼續調整和規范國家、企業和個人的分配關系，確立勞動、資本、技術和管理等生產要素按貢獻參與分配的原則，完善按勞分配為主體、多種分配方式并存的分配制度，堅持效率優先、兼顧公平，既要提倡奉獻精神，又要落實分配政策；既要反對平均主義，又要防止收入懸殊。進一步深化企業內部收入分配制度改革，大力推行崗位工資為主的基本工資制度。完善收入分配的市場調節機制，強化監督和保障職能，推行勞資雙方談判決定工資方式，加強人工成本約束措施。加強勞動合同履行的管理，防止和解決勞動糾紛。進一步調節和規范壟斷性行業企業收入分配，建立公平競爭的市場機制。完善收入分配宏觀調控機制，充分發揮市場在資源配置基礎性作用的同時，適當加大政府干預力度，加強對高收入階層的積極監督，加大維持社會公平的轉移支付力度，穩步提高職工收入水平，逐步解決收入分配不均衡問題。

篇（6）

一、引言

2010年四川省人均可支配收15461元，同比增長11.7%，人均消費支出12105元，增長11.5%，城鎮居民消費繼續保持了較快增長。其中，以休閑著稱的成都市在2010年的人均可支配收入和人均消費支出的水平排位中，均是第一位，其數值分別是20835元和15511元，全市實現社會消費品零售總額2417.6億元，比上年增長18.8%，扣除物價因素影響實際增長15.8%。四川省并不是經濟大省，但卻可以算是消費大省，因此研究四川省居民的消費狀況，對于正確合理的發展四川省的經濟尤為重要。

二、實證分析

本文利用2009年四川省各地區的城鎮居民鎮居民人均消費支出和人均可支配收入的界面數據，建立線性回歸模型，對四川省城鎮居民的收入消費情況進行分析。模型選取的變量是：城鎮居民人均消費支出（YC），城鎮居民人均可支配收入（XC）；具體數據來源于《2010年四川省統計年鑒》。

運用統計軟件 EViews5.0 對表1的數作簡單線性回歸分析，用OLS法估計其參數得到模型及參數估計的結果。

1.城鎮居民收入消費的OLS估計結果為：

通過上述結果可知城鎮居民收入消費的模型為：

YC = 989.89 + 0.67XC

2.用White檢驗（該檢驗通常適用于截面數據的情形）該模型的異方差性

輔助函數為： σt2 =α0 + α1Xt + α2Xt2 +νt （檢驗結果見表二）

3.計量結果分析：

（1）異方差檢驗，由表三可知：nR2 = 0.781769，由White檢驗知，在α=0.05的顯著水平下，查χ2分布表，得臨

（2）自相關性檢驗，由表二可知：DW統計量為DW = 2.379971，在α=0.05的顯著水平下，查德賓-沃森d統計表得：dL = 1.221，dU = 1.420，因為dU = 1.420< DW = 2.379971 < （4 - dU ）= 2.580，表明模型中無自相關。

（3）回歸系數顯著性檢驗，由表二知：t（β1）= 0.901752，t（β2）= 8.072968，在α=0.05的顯著水平下，t0.025（19）= 2.093，比較計算的t統計量值與臨界值，因為t（β1）= 0.901752 < t0.025（19）= 2.093，t（β2）= 8.072968 > t0.025（19）= 2.093，所以，應該接受原假設 H0：β1 = 0；應該拒絕原假設H0：β2 = 0 。表明常數項不顯著，但是城鎮居民人均可支配收入（XC）對城鎮居民人均消費支出（YC）有顯著影響。

通過上述實證分析，可知YC = 989.89 + 0.67XC，城鎮居民人均可支配收入對城鎮居民人均消費支出具有顯著影響，即城鎮居民人均可支配收入沒增加一元，城鎮居民人均消費支出將增加0.67元。可絕系數R2 = 0.774274，修正的可絕系數為 = 0.762394，說明所建模型整體上對樣本數據擬合較好，即解釋變量城鎮居民人均可支配收入對被解釋變量城鎮居民人均消費支出的絕大部分差異做出了解釋。通過對2009年四川省各地區的城鎮居民鎮居民人均消費支出和人均可支配收入的實證分析，要提高居民的消費水平，關鍵是提高居民的可支配收入水平。（作者單位：西南財經大學會計學院，成都，611130）

參考文獻：

[1]張衛東.中級計量經濟學[M].西南財經大學出版社，2010.

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中圖分類號：F127 文獻標識碼：A

原標題：江西省城鎮居民消費與收入之間關系的計量分析

收錄日期：2012年10月29日

引言

消費與收入一直以來都是人們研究的重點內容，我國政府也相當重視消費與收入的關系問題。本文采用spss軟件分析江西省城鎮居民消費與收入之間的關系，分析二者之間數量關系的基本規律，有助于了解江西的經濟發展狀況，了解人民的生活問題，希望可以為江西省政府等相關部門制定地方政策或分析預測時提供參考意見。

一、數據收集與初步分析

本論文提取1997年至2010年中國統計年鑒中江西省城鎮居民人均消費性支出與城鎮居民人均可支配收入的數據為研究對象，分析二者之間的關系，相關數據如表1。（表1）

表1中平均消費傾向由人均消費性支出與人均可支配收入之比所得。從表中可以看出，從1997年到2009年江西省城鎮居民人均消費性支出和人均可支配收入有明顯的提高，2010年與1997年相比，分別提高了7，419.08元和11，409.8元，但人均消費性支出的增幅明顯落后于人均可支配收入的增幅。此外，從表中我們還可以得知平均消費傾向大體上呈遞減趨勢，從1997年到2008年下降了0.108，但2008年到2010年平均消費傾向稍微有所回升，上升了0.017。

二、江西省消費函數模型

分析城鎮居民人均可支配收入與消費性支出的影響關系，選取變量x為城鎮居民家庭人均可支配收入，被解釋變量y為城鎮居民人均消費性支出，依據對樣本數據的研究，可采用線性函數的形式將其關系表示成：y=a+bx，用線性回歸方法估算其相關系數。

（一）參數估計。采用spss統計分析可以得到以下相關數據：

F=6263.643 R2=0.998

■■=0.998 DW=1.246

由最小二乘估計法估計的結果可得簡單線性消費函數方程為：

y=400.305+0.655x

下面首先進行擬合優度的檢驗。擬和優度是指模型對樣本數據的近似程度，主要用判定系數來進行判斷。從上可知擬合優度為0.998，相當接近1，表明模型對樣本數據的擬和優度很高，說明在城鎮居民的消費性支出變動中，由該模型中的解釋變量可支配收入變動所引起的變動百分比為99.8%。

再進行顯著性檢驗。由于解釋變量只有一個，所以本文采用F檢驗：查F分布表可得F0.05（k，n-k-1）=4.84，而F=6263.643>F0.05（k，n-k-1）=4.84，所以模型中的人均可支配收入與消費性支出的線形關系很顯著。上式為江西省城鎮居民個人的簡單凱恩斯消費函數，由上式可得常數400.305大于0，邊際消費傾向為0.655，而0

（二）計量經濟檢驗。下面進行模型的計量經濟檢驗：

首先進行自相關性檢驗。當n=13，k=1時，查得DW檢驗表得dl=1.010，du=1.340，而dl=1.010

運用excel回歸分析得出殘差圖，從圖中可以知道圖形分布的離散程度有明顯擴大趨勢，這說明存在異方差性。（圖1）

（三）消費函數模型。從分析結果可以看出，用凱恩斯消費函數模型無法全面地解釋消費性支出與可支配收入之間的關系，所以必須添加必要的解釋變量，試估計出其跨時期動態消費模型。凱恩斯消費函數模型只考慮了當期收入對消費的影響，通過對二者進行相關分析可知，其前兩期的收入對當期消費有著重要的影響。假設消費函數模型可以線性的表示為yt=a0+b0xt+b1xt-1+b2xt-2，其中yt是第t期城鎮居民的人均消費性支出，xt是城鎮居民第t期人均可支配收入，xt-1和xt-2是城鎮居民上一期和再上一期的人均可支配收入。

下面利用阿爾蒙估計法求解參數。求得：

F=2113.764 R2=0.997

■■=0.998 DW=1.56

從而得到消費函數的計量經濟模型為：

yt=435.2673+0.5892xt+0.3547xt-1-0.2823xt-2

下面對模型進行擬合優度檢驗、顯著性檢驗和計量經濟檢驗。從上可知：R2=0.997，接近于1，表明擬合優度很高，也即在城鎮居民的人均消費性支出變動中，由當期和前兩期人均可支配收入變動所引起的變動百分比為99.7%，擬合優度檢驗通過。

顯著性檢驗采用F檢驗，查F分布表可知F0.05（k，n-k-1）=3.86，而F=2113.764>F0.05（k，n-k-1）=3.86，因此人均可支配收入當期和前兩期對人均消費性支出的影響是顯著的。

計量經濟檢驗分自相關性檢驗和異方差性檢驗。自相關性檢驗在這里不適合用DW檢驗，因為含有前兩期的解釋變量，在此處采用h統計量檢驗：

h=1-■■=0.8232

當？琢=0.05時，h=0.8232

通過以上分析可知，江西省城鎮居民消費函數模型為：

yt=435.2673+0.5892xt+0.3547xt-1-0.2823xt-2

從中可以看出，在當期沒有任何可支配收入的情況下基本人均消費性支出為435.27元，當人均可支配收入增加1元時引起的消費性支出為0.5892元，當期可支配收入的35.47%將用在下一期的消費性支出上，換句話說就是上一期人均可支配收入增加1元可以引起當期消費性支出0.3547元?？偟膩碚f，江西省城鎮居民的平均消費量是不斷提高的，但人均消費性支出的增長要慢于人均可支配收入的增長；同時，當期人均消費性支出要受到當期和以前人均可支配收入的影響。

三、政策性建議

首先，調整工資收入分配。政府相關部門可以制定新的工資分配制度，增加中低收入階層的收入，刺激消費，讓消費和收入到達一個新的、更高的平衡點。

其次，加大社會保障力度。如今，城鎮居民仍然面臨著教育難、看病難、住房難的問題，政府相關部門應該根據江西省的實際情況，采取辦法保障那些需要保障的群體。比如，加大保障房的建設力度，解決中低收入階層住房難的問題；加大醫療保障制度，解決低收入群體看病難的問題；提高教育的質量，對少部分成績優異而又有家庭困難的學生采取經濟性資助方式，這樣可以降低學生家庭的負擔，減少用于教育資金的投入，將消費性支出用于改善生活水平等其他方面。

最后，積極引導、促進消費。我國是人口大國，政府部門可以加大消費宣傳力度，鼓勵居民消費，擴大內需，讓百姓放心消費。

主要參考文獻：

[1]李寶仁.我國居民消費和投資的計量分析[J].北京工商大學學報（社會科學版），2006.5.

篇（8）

1.變量的選取

消費的變化涉及多個影響因素，如利率、可支配收入、儲蓄、貨幣供應量、消費者物價指數、消費者心理預期、社會保障制度等。由于消費者心理預期和社會保障制度這兩個因素不能實際度量且無法獲得其觀測值，所以不宜作為變量列入計量經濟模型；在研究利率對消費的影響的過程中，利率必然要作為一個自變量，然而，利率與儲蓄、貨幣供應量、消費者物價指數之間常常存在一定的相關性。由于隨機擾動項μ存在以下假設：零均值、同方差、無自相關、服從正態分布，為了避免所建模型產生多重共線性和自相關性，因此，儲蓄、貨幣供應量、消費者物價指數也不宜作為變量列入計量經濟模型，應將其列入隨機擾動項μ，表示這些因素對消費的綜合影響。本文選取的自變量為利率與人均可支配收入，因變量為消費水平。

2.數據的選取

為了更好地體現出利率的變動性，本實證分析采用的是我國的基準利率SHIBOR的季度數據來作為利率數據。

要對我國東中西部三個地區的消費水平進行研究，我們要采用的數據應該是地區數據，由于在中國統計年鑒上得到的城鎮居民人均現金消費支出和居民人均可支配收入的數據是省份的季度數據，因此，我就用城鎮居民人均現金消費支出的數據來表示消費水平的數據，并且將2007-2012年的省份季度數據進行處理得到東部、中部、西部地區的季度數據。

數據處理如下：

各地區城鎮居民消費水平=（Σ每個地區各省的城鎮居民消費水平×該省的當時的城鎮居民數量）/該地區所有省份的城鎮居民數量之和

各地區城鎮居民人均可支配收入=（Σ每個地區各省的城鎮居民人均可支配收入×該省的當時的城鎮居民數量）/該地區所有省份的城鎮居民數量之和。

按照以上的計算方法逐年計算，可得到2007-2012年三個地區的城鎮居民消費水平和城鎮居民人均可支配收入的季度數據。

二、建立模型

通過對變量之間的關系進行分析，分別對東中西部地區建立相應的模型，然后使用Eviews6.0軟件對數據進行處理。

1.對東部地區的研究

（1）模型的提出

結合圖3.1和3.2可以看出2007-2012年我國東部地區消費水平（ECONSUME）、人均可支配收入（EINCOME）、利率（ER）的變動情況，消費水平、利率和人均可支配收入都是周期變化的。由于對數模型可以在一定程度上避免變量之間的劇烈波動，因此將模型建立為：

lnECONSUME=β1+β2lnER+β3lnEINCOME+μ

（μ為隨機擾動項，βn為隨機參數）

建立對數模型的意義是研究利率和人均可支配收入的變動對消費增長率的影響。

（2）參數估計

得到模型的參數估計結果：

根據表3.1中的數據，得到該模型的DW=0.6014，查DW統計表可知：對于樣本量為24，兩個解釋變量的模型，在給定顯著水平為0.05時的情況下，dL=1.188，dU=1.546。由于DW=0.6014

（3）自相關性的處理

運用科克倫-奧克特迭代法對該模型進行修正，得到以下結果：

（4）模型檢驗

擬合優度檢驗：因為該模型的R2=0.9998和修正的可決系數為0.9997。這表明該模型對樣本的擬合程度很好，即利率和東部地區城鎮居民的人均可支配收入共同對該地區的消費變化的解釋能力達到99.98%。

F檢驗：假設β2=β3=0，拒絕原假設的條件是臨界值小于F值。在顯著性水平為0.05的情況下，由于臨界值F0.05（2，20）=3.49

t檢驗：分別假設β1=0，β2=0，β3=0，當t值比臨界值要大時候拒絕原假設。顯著性水平為0.05時，由于t0.05（20）=2.086

2.對中部地區的研究

（1）參數估計

根據上文的分析方法，得到該模型的DW=0.7451，由于DW=0.7451

（2）自相關性的處理

運用科克倫-奧克特迭代法對該模型進行修正，得到以下結果：

DW=2.5764，dL=1.168，dU=1.543。由于DW=2.5764>dU=1.543，所以此時模型不存在自相關性。

最終得到的模型方程式為：

（3）模型檢驗

擬合優度檢驗：由于該模型的R2=0.9993和修正的可決系數為0.9991。這表明該模型對樣本的擬合程度很好，即兩個自變量共同對因變量變動的解釋能力達到99.93%。

F檢驗：在顯著性水平為0.05的情況下，由于臨界值F0.05（2，20）=3.49

t檢驗：在顯著性水平為0.05的情況下，由于t0.05（20）=2.086，運用前面的檢驗方法可以得出：在其他因素不變的情況下，中部地區城鎮居民的人均可支配收入對該地區的消費水平的影響是顯著的；利率對中部地區城鎮居民消費水平的影響不顯著。

3.對西部地區的研究

（1）參數估計

根據上文的分析方法，得到該模型的DW=1.8729，由于4-dU>DW=1.8729>DW=1.8729>dL=1.188，因此說明模型中不存在自相關性。

因此，得到的模型為：

lnWCONSUME=0.043-0.014lnWR+0.961lnWINCOME

（0.2396） （0.0139） （0.0264）

t=（0.1812） （-0.9729） （36.366）

R2=0.9844 F=661.91

（2）模型檢驗

擬合優度檢驗：由于該模型的R2=0.9844和修正的可決系數為0.9829。這表明該模型對樣本的擬合程度很好，即兩個自變量共同對因變量變動的解釋能力達到98.44%。

F檢驗：在顯著性水平為0.05的情況下，由于臨界值F0.05（2，20）=3.49

t檢驗：在顯著性水平為0.05的情況下，由于t0.05（20）=2.086，運用前面的檢驗方法可以得出：在其他因素不變的情況下，西部地區城鎮居民的人均可支配收入對該地區的消費水平的影響是顯著的；西部地區城鎮居民的消費水平受到利率的影響不顯著。

三、結論

1.實證結論

用我國東部、中部和西部地區2007-2012年的相關數據做實證分析，得到我國東中西部三個地區的模型方程式：

東部地區：lnECONSUME=-1.143-0.001lnER+1.095lnEINCOME；

中部地區：lnMCONSUME=-0.895-0.003lnMR+1.041lnMINCOME；

西部地區：lnWCONSUME=0.043-0.014lnWR+0.961lnWINCOME。

由以上方程可以得出以下結論：

（1）在東部地區，其它因素不變的情況下，人均可支配收入對消費水平存在正向的促進作用，且這作用是顯著的；當城鎮居民人均可支配收入變動一個百分點，消費水平會同方向變動1.095個百分點。其它因素不變的情況下，利率對消費水平的影響是反方向的，但這影響不顯著且影響程度很小。

（2）在中部地區，其它因素不變的情況下，人均可支配收入對消費水平也同樣存在正向的促進作用，且這作用是顯著的；當城鎮居民人均可支配收入變動1%，消費水平會同方向變動1.041%。然而，其它因素不變的情況下，利率對消費水平的影響是反向的，但這影響不顯著且影響程度很小。

篇（9）

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）。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）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）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）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。 轉貼于

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，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

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，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）。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?？梢?，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（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.

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

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

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.

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

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

篇（10）

中圖分類號:X3

文獻標識碼:A

文章編號:1672-3198(2010)07-0026-02

1 西安市城鎮家庭住房支付能力測量

1.1 測量住房可支付能力的基本指標

測量住房可支付能力,最為熟知和最為廣泛實用的指標是住房支付能力指數(HAI,housing affordability index)和房價收入比(PIR,Housing Price to Income Ratio)。

計算公式為:

房價收入比=(住宅面積*住宅的平均價格)/家庭年可支配收入

1.2 西安市城鎮家庭房價收入比影響因素及其指標計算

依據國內慣例,本文采用房價收入比指標作為判斷西安市城鎮居民家庭住房支付能力指標。計算房價收入比主要考慮三個因素:家庭年可支配收入、居民住宅平均價格和居民住房面積。

(1)西安2004-2008年城鎮家庭人均可支配收入狀況。

城鎮家庭人均可支配收入是影響居民住房支付能力高低重要因素。2004年-2008年西安市城鎮家庭人均可支配收入見表1。

表1 (單位:元)

2004年2005年2006年2007年2008年

西安市城鎮居民人均支配收入8544.039627.8910905.3912662.0315206.89

表1中的數據反映的是西安市2004年到2008年城鎮居民平均家庭人均可支配收入,其數值的高低代表的是西安市近年城鎮居民可支配收入的平均水平。然而在現實生活中由于行業、職業等因素的差異,不同家庭的人均可支配收入和家庭總體可支配收入存在較大差異。所以,僅僅采用平均的人均可支配收入不能全面具體地反映西安市城鎮居民實際的收入水平的。本文根據西安市城鎮居民收入具體情況將西安市城鎮家庭分為最低收入戶、低收入戶、中等偏下收入戶、中等收入戶、中等偏上收入戶、高收入戶和最高收入戶等七組,分別收集不同收入戶的人均可支配收入數據,作為計算西安市城鎮居民不同住房支付能力的依據。據《西安市統計年鑒(2004-2008)》顯示,不同年份不同水平收入戶家庭可支配收入如表2:

表2 (單位:元)

2004年2005年2006年2007年2008年

最低收入戶3112.243414.063913.304676.065772.38

低收入戶4723.045183.765995.807128.968770.91

中偏下收入戶6185.536639.887704.749097.5411115.31

中等收入戶7949.118586.99963.9811722.3814269.78

中偏上收入戶9825.9911211.8112578.5314620.5417578.82

高收入戶12714.7314828.1216318.1418749.7822272.53

最高收入戶19885.2223182.2324923.9427415.4831024.98

從以上數據可以發現西安市城鎮居民人均可支配收入存在較大差距,最高收入戶的人均可支配收入一直是最低收入戶人均可支配收入的5倍以上,但從2005年開始逐漸呈下降趨勢,2005年為6.8倍,2006年為6.4倍,2007年為5.8倍,2008年為5.3倍。

(2)西安市2004-2008年商品房銷售平均價格狀況。

商品房銷售價格是決定居民住房支付能力高低的決定性因素。根據西安市房地產信息網,2004年―2008年西安市商品房銷售價格見表3。

表3 (單位:元/平方米)

2004年2005年2006年2007年2008年

西安市商品房銷售平均價格23942686307339784268

從表3中可以看出,近5年西安市商品房銷售價格逐年提高,相鄰年份上漲幅度為:12.20%、14.41%、29.45%、7.29%。2007年商品房價格上漲幅度最高,2008年商品房價格上漲幅度最低。

(3)西安市城鎮居民2004―2008年人均住宅面積狀況。

國家統計局西安調查總隊調查資料顯示,2004年西安市城鎮家庭人均住宅建筑面積12.9平方米;2005年西安市城鎮家庭人均住宅建筑面積13.9平方米;2006年西安市城鎮家庭人均住宅建筑面積23.2平方米;2007年西安市城鎮家庭人均住房建筑面積23.6平方米;2008年西安市城鎮家庭人均住房建筑面積28.5平方米。

(4)西安市城鎮居民2004―2008年房價收入比計算。如表4:

表4

2004年2005年2006年2007年2008年

房價收入比3.613.866.527.418

依據表2數據、2004年-2008年西安市城鎮居民平均住房面積以及房屋銷售價格計算西安市7類不同收入戶的房價收入比值,具體計算見表5。

表5

2004年2005年2006年2007年2008年

最低收入戶9.9210.918.820.0821.08

低收入戶6.547.1811.8613.1713.87

中偏下收入戶4.995.69.2310.3210.95

中等收入戶3.894.337.148.018.53

中偏上收入戶3.143.325.666.426.92

高收入戶2.432.514.45.015.46

最高收入戶1.551.62.853.423.92

2 西安市城鎮居民住房支付能力特征分析

2.1 城鎮居民房價收入比呈上升趨勢

表4中的數字反映出西安市從2004年到2008年城鎮居民房價收入比的平均水平一直處于上升趨勢,以2004年為1,每年的上漲比率分別為6.93%、68.91%、13.65%、7.96%。

表5中的數字反映西安市2004―2008年城鎮七組不同收入戶的房價收入變化情況。以2004年數字為1,最低收入戶房價收入比每年上漲比率分別為9.88%、72.48%、6.81%和4.98%;低收入戶房價收入比每年上漲比率分別為9.79%、65.18%、11.05%和5.32%;中等偏下收入戶房價收入戶比每年上漲比率分別為12.22%、64.82%、11.81%和6.1%;中等收入戶房價收入比每年上漲比率分別為11.31%、64.9%、12.18%和6.49%;中等偏上收入戶房價收入比每年上漲比率分別為5.73%、70.48%、13.43%和7.79%;高收入戶房價收入比每年上漲比率分別為3.29%、75.3%、13.86%和8.98%;最高收入戶房價收入比每年上漲比率分別為3.23%、78.13%、20%和14.62%。

2.2 西安市城鎮居民不同收入群體住房支付能力存在較大差異

(1)最低收入家庭的房價收入比較低。2008年西安市最低收入戶的房價收入比為21.08,而2008年全國最低收入戶的房價收入比為23.08,西安市低于全國平均水平9.49%。

(2)最高收入家庭的房價收入比高。2008年西安市最高收入戶的房價收入比為3.92,而全國最高收入戶的房價收入比為2.52,西安市最高收入戶房價收入比高于全國平均水平55.56%。

(3)最高收入戶和最低收入戶的房價收入比差距相對較小。2008年西安市最低收入戶房價收入比21.08,最高收入戶的房價收入比為3.92,最低收入戶房價收入比與最高收入房價收入比差距為17.76,而2008年全國最低收入戶與最高收入戶房價收入比差距為20.56,西安市的差距數字低于全國平均水平。

(4)中等收入以下家庭的房價收入比上漲趨勢呈現不斷降低的趨勢,而高收入以上家庭的房價收入比上漲趨勢呈現不斷上升的趨勢。這一變化趨勢符合中國房價收入比的總體走勢。