城鎮(zhèn)居民可支配收入精選(九篇)

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第1篇：城鎮(zhèn)居民可支配收入范文

一、對(duì)城鎮(zhèn)居民可支配收入現(xiàn)狀的分析

（一）城鎮(zhèn)居民可支配收入實(shí)現(xiàn)較快增長(zhǎng)

改革開放以來，伴隨著鄒平縣綜合實(shí)力的穩(wěn)步攀升，鄒平縣城鎮(zhèn)居民可支配收入也得到了較快增長(zhǎng)，統(tǒng)計(jì)顯示，2012年鄒平縣城鎮(zhèn)居民人均可支配收入25027元，增長(zhǎng)15.0%，扣除價(jià)格因素，實(shí)際增長(zhǎng)12.6%；2008-2012年總體名義增長(zhǎng)64.98%，扣除價(jià)格因素年平均增長(zhǎng)9.4%；同期GDP五年總體名義增長(zhǎng)102.1%，高出居民收入37.1個(gè)百分點(diǎn)；GDP可比價(jià)年均增長(zhǎng)12.7%，高出居民收入3.3個(gè)百分點(diǎn)，居民收入的增長(zhǎng)滯后于經(jīng)濟(jì)發(fā)展的增長(zhǎng)。

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(zhǎng)（%） 可支配收入（元） 名義增長(zhǎng)（%） 同比增長(zhǎng)（%）

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(jù)調(diào)查數(shù)據(jù)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(zhèn)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(zhǎng)水平，但由于基數(shù)較低，受經(jīng)濟(jì)發(fā)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(zhǎng) 濱州市 增長(zhǎng) 差距 山東省 增長(zhǎng) 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(zhǎng)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(zhǎng)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(shù)較低，經(jīng)濟(jì)發(fā)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(zhǎng)的因素

1.工資水平相對(duì)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(zhèn)在崗職工工資水平比較，鄒平縣的工資性收入相對(duì)較低，提高比較慢。以城鎮(zhèn)在崗職工工資平均水平指標(biāo)為例，2012年全省平均水平為42837元，全市平均指標(biāo)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(dǎo)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(zhèn)居民收入水平的重要因素。

另外，低收入家庭對(duì)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(qiáng)，增長(zhǎng)速度快。低收入家庭的收入來源主要靠職工工資，進(jìn)而導(dǎo)致了其可支配收入增長(zhǎng)速度有限。

2.物價(jià)上漲抑制了居民可支配收入的實(shí)際增長(zhǎng)

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

3.經(jīng)營性收入有待提高，經(jīng)營存在資金不足等問題

隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，城鎮(zhèn)居民中從事生產(chǎn)經(jīng)營活動(dòng)的家庭逐漸增加，經(jīng)營性收入在居民可支配收入中占的比重增加。根據(jù)工商局年報(bào)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，鄒平縣城鎮(zhèn)私營企業(yè)和個(gè)體戶的數(shù)量從2008年1915戶和1906戶，增長(zhǎng)到2012年的2170戶和2616戶。但受近兩年經(jīng)濟(jì)形勢(shì)的影響，特別是信貸部門金融形勢(shì)的影響，企業(yè)從銀行貸款，承兌、貼現(xiàn)等金融衍生品多，加大了企業(yè)的融資成本。個(gè)體經(jīng)營戶就更難獲得銀行的資金支持，面臨無法擴(kuò)大經(jīng)營，制約了其增加收入。

三、關(guān)于提高城鎮(zhèn)居民收入的一點(diǎn)建議

1.大力發(fā)展經(jīng)濟(jì)

居民可支配收入的高低與當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展的速度和實(shí)力密切相關(guān)，提高居民可支配收入，要以發(fā)展帶動(dòng)增收，以經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展帶動(dòng)財(cái)力的不斷加強(qiáng)，以提供財(cái)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(zhèn)居民收入首先應(yīng)從提高工資入手。一是提高黨政事業(yè)單位人員的工資；二是嚴(yán)密監(jiān)控企業(yè)職工的工資。將企業(yè)職工的工資與在企業(yè)的工作年限、工作表現(xiàn)以及企業(yè)的發(fā)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(yè)最低工資規(guī)定，保障勞動(dòng)者的權(quán)益。

3.實(shí)現(xiàn)城鎮(zhèn)居民的充分就業(yè)

充分就業(yè)才能促進(jìn)家庭總收入的增加。社會(huì)就業(yè)面的擴(kuò)大，對(duì)提高居民收入有著舉足輕重的作用。勞動(dòng)部門及社會(huì)各界要關(guān)注下崗職工和失業(yè)人員，加大對(duì)下崗失業(yè)人員的培訓(xùn)力度，幫助他們通過各種途徑實(shí)現(xiàn)就業(yè)，增加家庭收入。

4.進(jìn)一步完善社會(huì)保障

一是養(yǎng)老保險(xiǎn)方面，完善企業(yè)職工養(yǎng)老保險(xiǎn)制度，構(gòu)建多層次的養(yǎng)老保障。二是醫(yī)療保險(xiǎn)方面，企業(yè)凡是有參保意愿、有繳費(fèi)能力的都應(yīng)允許立即參保。對(duì)收入水平較低的勞動(dòng)者繳費(fèi)標(biāo)準(zhǔn)可以低一些。對(duì)生活困難、無能力參加醫(yī)療保險(xiǎn)的勞動(dòng)者及城市貧困群體，通過多渠道籌集資金盡快建立社會(huì)醫(yī)療救助制度解決。三是完善失業(yè)保險(xiǎn)制度。四是加強(qiáng)對(duì)低收入和困難家庭的補(bǔ)助力度。

第2篇：城鎮(zhèn)居民可支配收入范文

居民收入中位數(shù)是全部調(diào)查家庭按戶人均可支配收入排序后，位于全部調(diào)查人口數(shù)一半位置的那個(gè)家庭的人均可支配收入，高于中位數(shù)收入和低于中位數(shù)收入的人口各為50％。中位數(shù)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(zhèn)居民家庭人均可支配收入的中位數(shù)為14308元，與上年收入中位數(shù)12220元相比，增長(zhǎng)17．1％。收入中位數(shù)增幅比平均數(shù)高5．1個(gè)百分點(diǎn)，與平均數(shù)的差距由2004年的2326元縮小到1986元。中位數(shù)增長(zhǎng)加快，與平均數(shù)差距縮小，表明2005年低收入家庭收入增長(zhǎng)加快，中間收入層增加，居民收入差距縮小。

(省城調(diào)隊(duì)住戶處　吳　磊)

家用汽車快速進(jìn)入我省城鎮(zhèn)居民家庭

隨著我省城鎮(zhèn)居民收入的持續(xù)增長(zhǎng)和汽車消費(fèi)環(huán)境的改善，家用汽車消費(fèi)急劇升溫，成為近幾年來我省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的一大熱點(diǎn)。據(jù)對(duì)全省4150戶城鎮(zhèn)居民家庭抽樣調(diào)查，2005年我省城鎮(zhèn)居民人均交通支出1299元，同比增長(zhǎng)63．6％，大大高于同期消費(fèi)支出15．2％的增長(zhǎng)速度，增幅居各大類消費(fèi)之首。其中交通支出的迅猛增長(zhǎng)主要是購買汽車所致，我省城鎮(zhèn)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(jìn)而拉升到2005年19．2輛，年均遞增1倍。2005年按我省城鎮(zhèn)居民家庭戶均購車支出達(dá)2153元，同比增長(zhǎng)1．2倍，2002年至2005年年均增長(zhǎng)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(zhǎng)1．5倍。無論是購買量、支出額，還是擁有量，汽車消費(fèi)增幅均居主要耐用品之首，成為近年擴(kuò)大居民消費(fèi)、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)一大亮點(diǎn)。由于家庭購車增多，帶動(dòng)與汽車相關(guān)支出的迅速增長(zhǎng)，如按家庭人口平均的車輛用燃料及零配件支出達(dá)126元，同比增長(zhǎng)75．2％；車輛使用稅費(fèi)、維修費(fèi)等服務(wù)支出為124元，同比增長(zhǎng)80．3％。

(省城調(diào)隊(duì)住戶處張愛光)

2005年底全省常住人11為4898萬人

根據(jù)國務(wù)院的決定，我國于2005年11月1日(以2005年11月1日O時(shí)為標(biāo)準(zhǔn)時(shí)間)進(jìn)行了全國1％人口抽樣調(diào)查工作。浙江省的常住人口為4894萬人，與2000年11月1日零時(shí)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(zhǎng)4．64％；年平均增加43．40萬人，年平均增長(zhǎng)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(zhèn)的人口2742萬人，占總?cè)丝诘?6．02％；居住在鄉(xiāng)村的人口2152萬人，占總?cè)丝诘?3．98％。與第五次全國人口普查相比，城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎厣仙?．35個(gè)百分點(diǎn)。

全省人口中，男性為2483萬人，占總?cè)丝诘?0．73％；女性為2411萬人，占總?cè)丝诘?9．27％。性別比(以女性為100，男性對(duì)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?cè)丝诘?5．81％；15至64歲的人口為3603萬人，占總?cè)丝诘?3．63％；65歲及以上的人口為517萬人，占總?cè)丝诘?0．56％。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(gè)百分點(diǎn)，65歲及以上人口的比重上升了1．72個(gè)百分點(diǎn)。

全省人口中，漢族人口為4842萬人，占總?cè)丝诘?8．93％；各少數(shù)民族人口為52萬人，占總?cè)丝诘?．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(zhǎng)了4．42％；各少數(shù)民族人口增加了12．03萬人，增長(zhǎng)了30．10％。

全省人口中，具有大學(xué)(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(xué)程度的人口為1648萬人。與第五次全國人口普查相比，大學(xué)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(xué)程度的人口減少64．79萬人。

第3篇：城鎮(zhèn)居民可支配收入范文

關(guān)鍵詞：基礎(chǔ)設(shè)施投資；人均可支配收入；協(xié)整檢驗(yàn)；Granger因果檢驗(yàn)

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

引言

2008年，由美國次貸危機(jī)引起的世界性經(jīng)濟(jì)金融危機(jī)，已經(jīng)對(duì)中國各方面產(chǎn)生了顯著的消極影響，如企就業(yè)形勢(shì)嚴(yán)峻，失業(yè)率上升，居民收入下降等?？梢哉f，金融危機(jī)對(duì)社會(huì)各階層收入與財(cái)富的積累產(chǎn)生了極大的負(fù)面效果（朱玲、金成武，2009）[1]。為了防止這種環(huán)境對(duì)中國經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生的消極影響，政府采取的是由前期穩(wěn)健的財(cái)政政策轉(zhuǎn)變?yōu)榉e極的財(cái)政政策。通過各種的措施來提高居民的收入和消費(fèi)能力，擴(kuò)大內(nèi)需。政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出是政府投資性支出的一個(gè)組成部分，它一直被各國政府視為實(shí)現(xiàn)社會(huì)公平、彌合城鄉(xiāng)居民收入差距，促進(jìn)社會(huì)和諧的重要手段之一。所以，金融危機(jī)時(shí)中國出臺(tái)了十項(xiàng)措施，到2010年底將陸續(xù)增加4萬億的財(cái)政支出，大部分用于基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)。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(kuò)大就業(yè)、增加居民收入。由于政府的財(cái)政支出的結(jié)構(gòu)、范圍和受益對(duì)象不同，對(duì)社會(huì)公平、社會(huì)福利狀況和收入分配的作用也不同（Ravallion，2009）[2]。于是，認(rèn)清政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出與居民收入關(guān)系的研究才顯得具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

目前學(xué)術(shù)界通過實(shí)證比較財(cái)政支出和居民收入關(guān)系的研究相對(duì)較少，而更多關(guān)注的是城鄉(xiāng)收入差距與財(cái)政支出結(jié)構(gòu)的相關(guān)研究以及積極的財(cái)政政策對(duì)社會(huì)產(chǎn)生的影響。Aaron 和 McGuire（1970）[3]基于個(gè)人效用函數(shù)的方法分析了美國20世紀(jì)60年代初期財(cái)政支出和收入關(guān)系的研究。他們得出本時(shí)期財(cái)政支出的分配是不合理的，因?yàn)榻?jīng)過研究，再分配政策把中等收入家庭的收入轉(zhuǎn)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(shù)據(jù)研究居民收入對(duì)財(cái)政支出的影響。實(shí)證結(jié)果表明：長(zhǎng)期內(nèi)，基礎(chǔ)設(shè)施需求和國防安全需求隨著居民收入增長(zhǎng)趨于穩(wěn)定；短期內(nèi)，文化教育支出需求隨著居民收入的增長(zhǎng)而增加。而本文將采用1980―2009年相關(guān)的時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，通過協(xié)整檢驗(yàn)、Granger因果檢驗(yàn)和誤差修正模型的建立來分析政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出與城鎮(zhèn)居民收入的關(guān)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(shè)定和數(shù)據(jù)來源

本文在變量的數(shù)據(jù)選取上，用城鎮(zhèn)居民人均可支配收入代表城鎮(zhèn)居民收入，用變量Y表示；政府基礎(chǔ)設(shè)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(zhèn)居民人均可支配收入主要是城鎮(zhèn)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(xiàng)稅費(fèi)和各項(xiàng)社會(huì)保險(xiǎn)后余下的收入；政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出主要指用于保障性住房、社會(huì)事業(yè)建設(shè)、災(zāi)后恢復(fù)重建和鐵路、公路、機(jī)場(chǎng)和港口等設(shè)施方面的投資支出。

為了考察政府城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出的關(guān)系，我們選取X為解釋變量，Y作為被解釋變量。同時(shí)，為了消除時(shí)間序列數(shù)據(jù)的自相關(guān)性和數(shù)據(jù)的大幅度波動(dòng)，模型設(shè)定過程中我們將采用對(duì)數(shù)的形式，這樣也不影響原數(shù)據(jù)變量之間的協(xié)整關(guān)系。另外，在van de Walle（2004）[5]對(duì)越南公共安全網(wǎng)的實(shí)證研究所建立的復(fù)合函數(shù)基礎(chǔ)上，我們提取了公共轉(zhuǎn)移和消費(fèi)兩個(gè)變量，而收入的多少又決定著消費(fèi)需求的大小。所以基于上述分析，我們建立的雙對(duì)數(shù)模型如式（1）：

lnY = α+ βlnX + ε（1）

其中，α為常數(shù)項(xiàng)，β為lnХ的系數(shù)，ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

本文中用于研究的1980―1989年的數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒（1990）》，1990―2008年的數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒（2009）》，2009年的數(shù)據(jù)來自2010年3月《政府工作報(bào)告》中公布的數(shù)據(jù)。

二、實(shí)證分析

（一）單位根檢驗(yàn)

在進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)之前，由于時(shí)間序列數(shù)據(jù)大都具有非平穩(wěn)性，容易產(chǎn)生“偽回歸”現(xiàn)象，所以要先進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，也就是數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)。本文采用最常用的ADF（Augmented Dickey-Fuller）檢驗(yàn)方法，通過Eviews3.1軟件分析得出的結(jié)果（如表1所示）。

表1變量數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

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(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)可知，lnY和lnX都是不平穩(wěn)的，但兩個(gè)序列的一階差分?jǐn)?shù)據(jù)是平穩(wěn)的，所以它們是一階單整序列，可能存在一定的協(xié)整關(guān)系，可以繼續(xù)分析。

（二）協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

通過單位根檢驗(yàn)的分析，兩變量之間可能存在長(zhǎng)期的協(xié)整關(guān)系，于是接下來對(duì)它們進(jìn)行協(xié)整（Cointegration）檢驗(yàn)。對(duì)協(xié)整關(guān)系的檢驗(yàn)與估計(jì)，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(zhǎng)期均衡的回歸方程，第二步對(duì)方程模型中的殘差序列做單位根檢驗(yàn)。具體操作步驟如下：

首先，采用OLS（Ordinary Least Square）回歸分析法對(duì)兩變量進(jìn)行回歸，結(jié)果得到的協(xié)整方程如式（2）:

lnY=0.5118+1.0662lnX （2）

（0.9945）（14.6628）

R2=0.8848 DW=0.7672

括號(hào)里的數(shù)字代表的是對(duì)應(yīng)系數(shù)的t統(tǒng)計(jì)值。

其次，對(duì)協(xié)整方程中的殘差序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。結(jié)果（如表2所示）。

表2 殘差序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

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(shí)，Et序列是平穩(wěn)的。這表明方程式（2）不是偽回歸，lnY與lnX之間存在協(xié)整關(guān)系，也就是說政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出的不斷增加和城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的不斷增長(zhǎng)，兩者具有長(zhǎng)期穩(wěn)定的平衡關(guān)系。

（三）Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

通過協(xié)整關(guān)系分析，我們知道政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出和城鎮(zhèn)居民人均可支配收入具有長(zhǎng)期的平衡關(guān)系，但是這種關(guān)系是否具有另外一種關(guān)系――因果關(guān)系，也就是說是政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出的增加促進(jìn)了城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的增加，還是城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的增加促進(jìn)了政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出的增加，這時(shí)候就要通過因果關(guān)系檢驗(yàn)來證明。本文選用Granger在1969年提出的通過時(shí)間序列具有的可觀測(cè)性來分析的一種方法[7]，即若A變化能引起B(yǎng)變化，則A變化是發(fā)生在B變化之前的。所以此檢驗(yàn)的關(guān)鍵在于滯后期的選擇，因?yàn)闇笃诓煌贸龅慕Y(jié)論也會(huì)有所不同。根據(jù)赤池信息準(zhǔn)則（AIC）最小化準(zhǔn)則，我們選取的滯后期為6、7、8、9階，結(jié)果（見表3）。

從表中分析得出，當(dāng)我們選擇的滯后期為8階時(shí)，拒絕LNX does not Granger Cause LNY 的虛無假設(shè)，P值的大小通過了顯著性水平為5%時(shí)的檢驗(yàn)，此時(shí)說明政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出變動(dòng)是城鎮(zhèn)居民人均可支配收入變動(dòng)的Granger原因，即政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出的增加會(huì)引起城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的增加。另外，當(dāng)滯后期為6、7、8、9階時(shí)，都接受LNY does not Granger Cause LNX的虛無假設(shè)，說明城鎮(zhèn)居民人均可支配收入不是政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出的Granger原因。

（四）建立誤差修正模型

由于通過協(xié)整檢驗(yàn)簡(jiǎn)單差分不一定能解決非平穩(wěn)時(shí)間序列所遇到的全部問題，所以要進(jìn)行誤差修正。誤差修正模型就是將誤差修正項(xiàng)看做一個(gè)解釋變量，連同其他反映短期波動(dòng)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(xiàng)，與政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出和城鎮(zhèn)居民人均可支配收入兩個(gè)變量的差分有機(jī)的結(jié)合在一起，建立誤差修正模型，用于說明變量差分項(xiàng)表現(xiàn)出的短期波動(dòng)。根據(jù)分析結(jié)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(hào)里的數(shù)字代表的是對(duì)應(yīng)系數(shù)的t統(tǒng)計(jì)值。可見，AIC、SC的值都比較小，變量的整體擬合優(yōu)度也比較好。從模型中分析得知，lnXt的系數(shù)是0.0656。說明短期內(nèi)政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出每變化1%，本期內(nèi)城鎮(zhèn)居民人均可支配收入就會(huì)同方向變化0.0656%，也說明在短期內(nèi)，支出的增加對(duì)收入增長(zhǎng)的促進(jìn)作用不是很明顯。同理，在本期政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出不變的情況下，上期城鎮(zhèn)居民人均可支配收入變化1%，本期城鎮(zhèn)居民人均可支配收入就會(huì)同方向變化0.9185%，也說明了收入在一定時(shí)期內(nèi)是具有剛性的。另外，誤差修正項(xiàng)系數(shù)為負(fù)數(shù)，符合反向修正機(jī)制，說明長(zhǎng)期均衡關(guān)系對(duì)城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的變化具有修正作用，由于系數(shù)是0.0365，也說明修正作用并不是十分顯著。

結(jié)論分析及政策建議

本文從政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出和城鎮(zhèn)居民人均可支配收入兩個(gè)變量進(jìn)行討論，采用了1980―2009年政府相關(guān)時(shí)間序列數(shù)據(jù)，利用協(xié)整檢驗(yàn)和Granger因果檢驗(yàn)以及誤差修正模型的方法進(jìn)行實(shí)證研究，得出的結(jié)論及建議如下：（1）從協(xié)整檢驗(yàn)?zāi)Ｐ徒Y(jié)果分析表明，所選時(shí)間序列數(shù)據(jù)的一階差分是平穩(wěn)的，且政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出每增加1%，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入就會(huì)同方向增加1.0662%，說明兩者存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系的同時(shí)，政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出的增加會(huì)對(duì)城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的增加起到顯著的促進(jìn)作用。從Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果中分析，當(dāng)我們選擇滯后期為8階時(shí)，得出政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出是城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的Granger原因（反向關(guān)系不成立），于是印證了基礎(chǔ)設(shè)施支出對(duì)收入的顯著促進(jìn)作用。所以，政府應(yīng)連續(xù)逐年增加政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出數(shù)額，保證城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的可持續(xù)增長(zhǎng)。但并不是說一年內(nèi)增加的政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入就能在一年內(nèi)立即增長(zhǎng)，它是在相當(dāng)長(zhǎng)的時(shí)期內(nèi)實(shí)現(xiàn)與政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出均衡的狀態(tài)。另外還要求政府優(yōu)化政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出結(jié)構(gòu)，使其支出更多的轉(zhuǎn)移到城鎮(zhèn)居民生活水平上，變相提高其收入。（2）從誤差修正模型的結(jié)果來看，短期內(nèi)，本期的人均收入水平在本期的政府基礎(chǔ)設(shè)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(nèi)政府不可過多的增加政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出，盡管長(zhǎng)期均衡關(guān)系對(duì)城鎮(zhèn)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(shí)際城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的增長(zhǎng)幅度小于通貨膨脹的增長(zhǎng)幅度，這時(shí)候短期政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出的劇增很可能會(huì)引發(fā)通貨膨脹。

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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(zhèn)居民可支配收入范文

關(guān)鍵詞：旅游消費(fèi)；城鄉(xiāng)居民收入；成都

基金項(xiàng)目：中央高?；究蒲袠I(yè)務(wù)費(fèi)專項(xiàng)資金項(xiàng)目?jī)?yōu)秀學(xué)生培養(yǎng)工程項(xiàng)目：“對(duì)成都近十年旅游產(chǎn)業(yè)的動(dòng)態(tài)分析――基于因子分析法”（課題編號(hào)：2017ZYXS120）

中圖分類號(hào)：F59 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

收錄日期：2017年5月15日

成都市低空旅游發(fā)展“十三五”專項(xiàng)規(guī)劃中提出，低空旅游的體驗(yàn)性和消費(fèi)需求契合未來旅游產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型發(fā)展的方向。2015年，成都市旅游經(jīng)濟(jì)總收入達(dá)到2，040.19億元人民幣，首次突破2，000億元大關(guān)。國內(nèi)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(zhǎng)幅度為17.87%，超過居民收入增長(zhǎng)?？梢灶A(yù)見的是，隨著居民收入的不斷提升，成都市旅游市黿會(huì)有更加廣闊的發(fā)展前景。在影響旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的各種因素中，居民收入有著決定性作用。

對(duì)于居民收入與旅游消費(fèi)關(guān)系的研究已取得了豐碩的成果，赫琦認(rèn)為，旅游消費(fèi)不僅僅依靠經(jīng)濟(jì)因素，在提高居民收入的同時(shí)也需要完善諸如社會(huì)保障等措施來激發(fā)居民的旅游潛能；姬文婷基于計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)，構(gòu)建出了人居旅游消費(fèi)、儲(chǔ)蓄、交通娛樂綜合物價(jià)指數(shù)和居民收入之間的關(guān)系，得出旅游業(yè)應(yīng)該加強(qiáng)和整體經(jīng)濟(jì)之間的聯(lián)系，才能促進(jìn)旅游業(yè)的發(fā)展，同時(shí)認(rèn)為適當(dāng)?shù)亟档吐糜萎a(chǎn)品的消費(fèi)會(huì)促進(jìn)居民對(duì)旅游消費(fèi)的提升。吉香喬認(rèn)為農(nóng)村本身的消費(fèi)市場(chǎng)巨大，但是城鄉(xiāng)二元制結(jié)構(gòu)限制了此市場(chǎng)的進(jìn)一步成長(zhǎng)，需要加強(qiáng)相關(guān)的配套措施促使農(nóng)村消費(fèi)成為經(jīng)濟(jì)發(fā)展的動(dòng)力。付春曉認(rèn)為通過需要加強(qiáng)旅游經(jīng)濟(jì)同整體經(jīng)濟(jì)的聯(lián)系，只是單一的提升居民收入的水平，不足以提升旅游經(jīng)濟(jì)，需要通過其相應(yīng)的配套措施，比如社會(huì)保障的健全。劉振中認(rèn)為，隨著國民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和國民收入水平的提升，旅游業(yè)將會(huì)產(chǎn)生越來越重要的作用。姚麗芬利用協(xié)整理論、誤差修整模型和Granger因果檢驗(yàn)理論，說明了旅游消費(fèi)和居民收入之間是長(zhǎng)期均衡關(guān)系，農(nóng)村居民收入對(duì)旅游消費(fèi)的促進(jìn)作用更加明顯于城鎮(zhèn)居民。

通過梳理發(fā)現(xiàn)，前者研究中多數(shù)基于大區(qū)域視角，做出對(duì)居民收入與旅游消費(fèi)之間關(guān)系的研究。同時(shí)，對(duì)于成都市居民收入與旅游消費(fèi)之間關(guān)系的分析與研究仍屬于空白。

本文將會(huì)利用線性回歸分析法分析成都市2005～2015年旅游經(jīng)濟(jì)與居民收入之間的關(guān)系做出較為深層次的分析，填補(bǔ)前者空白。為成都市旅游經(jīng)濟(jì)的發(fā)展提供相應(yīng)的建議。

一、2005～2015年成都市旅游經(jīng)濟(jì)與居民收入狀況

2005年成都市國內(nèi)旅游收入為272.5億元，接待國內(nèi)游客數(shù)量3，619.6萬人次，平均消費(fèi)為753元。同2004年相比，都實(shí)現(xiàn)了兩位數(shù)的增長(zhǎng)速度。特別是平均消費(fèi)高于全國水平。居民收入狀況方面，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和農(nóng)村居民人均純收入皆實(shí)現(xiàn)了增長(zhǎng)，分別是11，359元和4，485元。農(nóng)村居民人均純收入增長(zhǎng)幅度達(dá)到了10.1%，超過城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的增長(zhǎng)幅度。

2015年，成都市國內(nèi)旅游收入1，986.6億元，是2005年的7.2倍；接待國內(nèi)游客數(shù)量1.89億人次，是2005年的5.2倍；平均消費(fèi)為1，051.09元，是2005年的1.3倍。城鎮(zhèn)居民人均可支配收入為20，835元，是2005年的1.8倍；農(nóng)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(nèi)旅游收入和居民收入增長(zhǎng)幅度超過全國同期水平。以上表明，成都市旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展具有相對(duì)扎實(shí)的社會(huì)經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)。

二、線性回歸結(jié)果與分析

（一）數(shù)據(jù)來源。用于研究的數(shù)據(jù)必須遵循可靠性、可操作性等原則，因此選取成都市統(tǒng)計(jì)局的《成都市國民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)》（2005-2015）作為量化指標(biāo)國內(nèi)旅游收入、國內(nèi)游客數(shù)量、城市居民人均可支配收入和農(nóng)村居民人均純收入的數(shù)據(jù)來源。

（二）數(shù)據(jù)的相關(guān)性分析。相關(guān)性分析是指對(duì)兩個(gè)或多個(gè)具備相關(guān)性的變量元素進(jìn)行分析，從而衡量?jī)蓚€(gè)變量因素的相關(guān)密切程度。其計(jì)算公式為：

r=■ （1）

通過計(jì)算得到以下結(jié)果，見表1。（表1）

通過Pearson檢驗(yàn)，可以看出國內(nèi)旅游收入、國內(nèi)游客數(shù)量、城市居民人均可支配收入和農(nóng)村居民人均純收入都通過顯著性（雙側(cè)）檢驗(yàn)，并且Pearson相關(guān)系數(shù)為正，接近于1；因此兩者之間呈正相關(guān)。國內(nèi)旅游收入和國內(nèi)游客數(shù)量會(huì)隨著城市居民人均可支配收入和農(nóng)村居民人均純收入的增長(zhǎng)而增長(zhǎng)。

（三）模型建立與多重線性回歸分析

1、模型建立。根據(jù)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(shù)項(xiàng)；β1，…βp稱為偏回歸系數(shù)；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(gè)單位時(shí)，其單獨(dú)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(biāo)的“國內(nèi)游客數(shù)量”、“國內(nèi)旅游收入”、“城鎮(zhèn)居民人均可支配收入”、“農(nóng)村居民人居純收入”的數(shù)據(jù)通過SPSS軟件進(jìn)行多重線性回歸分析，得出分析結(jié)果，見表2國內(nèi)旅游收入與城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、表3國內(nèi)旅游收入與農(nóng)村人均純收入、表4國內(nèi)游客數(shù)量與城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、表5國內(nèi)游客數(shù)量與城農(nóng)村人均純收入。（表2、表3、表4、表5）

表2和表3表明，“國內(nèi)旅游收入與城鎮(zhèn)居民人均可支配收入”和“國內(nèi)旅游收入與農(nóng)村人均純收入”的P值均小于0.05，因此回歸結(jié)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(shù)值為0.07，常數(shù)項(xiàng)為-707.903；國內(nèi)旅游收入與農(nóng)村人均純收入的回歸系數(shù)值為0.134，常數(shù)項(xiàng)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(zhèn)居民人均可支配收入每增加1元，國內(nèi)旅游收入就能增加0.07億元人民幣；農(nóng)村居民人居純收入每增加1元，國內(nèi)旅游收入就能增加0.134億元人民幣。所以，在城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和農(nóng)村居民人居純收入對(duì)國內(nèi)旅游經(jīng)濟(jì)收入的貢獻(xiàn)上，農(nóng)村居民人均純收入大于城鎮(zhèn)居民人均可支配收入。

表4和表5表明，“國內(nèi)游客數(shù)量與城鎮(zhèn)居民人均可支配收入”和“國內(nèi)游客數(shù)量與城農(nóng)村人均純收入”的P值均小于0.05，因此回歸結(jié)果也是顯著的。國內(nèi)游客數(shù)量與城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的回歸系數(shù)值為0.732，常數(shù)項(xiàng)為-6802.057；國內(nèi)游客數(shù)量與城農(nóng)村人均純收入的回歸系數(shù)值為1.360，常數(shù)項(xiàng)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(zhèn)居民人均可支配收入每增加1元，國內(nèi)游客數(shù)量就能增加0.732萬人次；農(nóng)村居民人均純收入每增加1元，則國內(nèi)游客數(shù)量就能增加1.36萬人次。所以，在城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和農(nóng)村居民人居純收入對(duì)國內(nèi)游客數(shù)量的貢獻(xiàn)上，農(nóng)村居民人均純收入大于城鎮(zhèn)居民人均可支配收入。

三、旅游邊際消費(fèi)傾向分析

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

MPC=■ （7）

通過計(jì)算，在整體趨勢(shì)上，2006年城鎮(zhèn)居民的旅游消邊際費(fèi)傾向?yàn)?.039，農(nóng)村居民的旅游邊際消費(fèi)傾向?yàn)?.134；到了2015年，城鎮(zhèn)居民的旅游消邊際費(fèi)傾向?yàn)?.213，農(nóng)村居民的旅游邊際消費(fèi)傾向?yàn)?.053。整體成“U”字型，城鎮(zhèn)居民在2006～2014年整體較為穩(wěn)定，以2014年為起點(diǎn)，開始大幅度的增長(zhǎng)；農(nóng)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(zhèn)居民對(duì)旅游邊際消費(fèi)傾向的增長(zhǎng)幅度，2014年城鎮(zhèn)居民的旅游邊際消費(fèi)傾向?yàn)?.014，農(nóng)村居民的旅游消費(fèi)傾向?yàn)?.026，高出城鎮(zhèn)居民。2015年城鎮(zhèn)居民的旅游邊際消費(fèi)傾向?yàn)?.213，相比上一年增幅為142.1%，農(nóng)村居民的旅游邊際消費(fèi)傾向?yàn)?.053，其增幅為103%。說明成都市城鎮(zhèn)居民比農(nóng)村居民對(duì)旅游消費(fèi)的傾向更高，城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民對(duì)旅游消費(fèi)的需求差異明顯，也顯示出農(nóng)村居民對(duì)旅游消費(fèi)傾向的增長(zhǎng)緩慢，旅游消費(fèi)對(duì)于農(nóng)村居民而言屬于高消費(fèi)。

另一個(gè)重要的原因是，農(nóng)村居民的收入仍然處于相對(duì)低的水平；據(jù)成都市統(tǒng)計(jì)局的數(shù)據(jù)上看，2005年農(nóng)村居民人均收入為4，485元，2015年農(nóng)村居民人均收入為17，690元，平均年增長(zhǎng)率為14.7%，雖然高于城鎮(zhèn)居民，但是農(nóng)村居民下相比較于城鎮(zhèn)居民收入仍然大幅度落后，并且缺少相應(yīng)的基本的社會(huì)保障，所以農(nóng)村居民很難把旅游消費(fèi)需求從“高消費(fèi)”轉(zhuǎn)化為“基本消費(fèi)”。其詳情見2006～2015年成都市居民旅游邊際消費(fèi)傾向統(tǒng)計(jì)圖。（圖1）

四、研究結(jié)論及建議

（一）研究結(jié)論。世界旅游組織專家根據(jù)收入彈性系數(shù)理論認(rèn)為，居民收入每增加1%，旅游消費(fèi)便會(huì)增加1.88%。通過對(duì)成都市2005～2015年的旅游經(jīng)濟(jì)與居民收入關(guān)系的數(shù)據(jù)分析，可以得到以下結(jié)論：

1、居民收入是影響旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要因素。居民收入的增加會(huì)促進(jìn)國內(nèi)旅游收入和國內(nèi)游客人數(shù)的增加。并且在一定程度上，居民收入水平越高，對(duì)旅游消費(fèi)的層級(jí)需求也就越高。

2、在城鎮(zhèn)居民人居可支配收入和農(nóng)村居民人均純收入的兩個(gè)因素上，農(nóng)村居民人均純收入的影響力均大于城鎮(zhèn)居民人均可支配收入。同時(shí)，由于受到區(qū)域經(jīng)濟(jì)因素的影響，對(duì)旅游業(yè)發(fā)展的貢獻(xiàn)率也會(huì)產(chǎn)生差異。

3、雖然農(nóng)村居民人均收入的提高會(huì)成為成都旅游市場(chǎng)發(fā)展的另一個(gè)重要的動(dòng)力來源，但是邊際消費(fèi)傾向的統(tǒng)計(jì)表明，農(nóng)村居民對(duì)旅游需求并不如城鎮(zhèn)居民高。

（二）建議。當(dāng)前中國經(jīng)濟(jì)處于“新常態(tài)”時(shí)期，要在“供給側(cè)改革”大背景下合理地規(guī)劃處在消費(fèi)領(lǐng)域的成都旅游產(chǎn)業(yè)的調(diào)整與發(fā)展。消費(fèi)領(lǐng)域的發(fā)展則需要依靠?jī)?nèi)需的帶動(dòng)。旅游產(chǎn)業(yè)具有關(guān)聯(lián)性強(qiáng)、領(lǐng)域廣、消費(fèi)性強(qiáng)的特點(diǎn)。因此提出以下建議：

1、提升農(nóng)村居民人均可支配收入的關(guān)鍵是統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展。充分利用現(xiàn)有條件，挖掘和發(fā)展農(nóng)村旅游經(jīng)濟(jì)，實(shí)現(xiàn)農(nóng)村居民的收入在初次分配和再次分配中的比重。同時(shí)，也必須拓寬農(nóng)村居民收入的渠道，一方面需要更合理充分利用現(xiàn)有土地資源，發(fā)展現(xiàn)代農(nóng)業(yè)和農(nóng)業(yè)觀光旅游，能夠形成生“農(nóng)旅一體”的現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展格局；另一方面也需要完善各種社會(huì)保障制度，讓農(nóng)村居民的消費(fèi)比例在整個(gè)支出比例有顯著的提升。

2、增強(qiáng)農(nóng)村居民對(duì)旅游消費(fèi)的信心和需求是旅游業(yè)發(fā)展的重點(diǎn)。挖掘農(nóng)村居民的旅游消費(fèi)能力，提升其收入水平是一方面，更重要的是能夠使農(nóng)村居民能夠改變消費(fèi)內(nèi)容和倡導(dǎo)新型的消費(fèi)方式。著力于培養(yǎng)新型農(nóng)民，使其能符合現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展要求的同時(shí)也能成為文化旅游的創(chuàng)造者和欣賞者。讓精神文化消費(fèi)在農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)中所占的比例逐漸上升，成為農(nóng)村居民消費(fèi)的主要部分。

3、發(fā)展特色鄉(xiāng)村旅游，拓寬旅游市場(chǎng)。成都市作為全國首先踐行鄉(xiāng)村旅游的區(qū)域，應(yīng)該在先前發(fā)展鄉(xiāng)村旅游的經(jīng)驗(yàn)上，進(jìn)一步結(jié)合當(dāng)下實(shí)際，發(fā)揮鄉(xiāng)村旅游的優(yōu)勢(shì)，完善基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)。讓鄉(xiāng)村旅游和城市旅游成為成都市旅游市場(chǎng)的支柱，提升休閑旅游市場(chǎng)的壯大。鄉(xiāng)村旅游的發(fā)展：一是可以使農(nóng)村土地實(shí)現(xiàn)更多的附加值，增加農(nóng)村居民人均純收入；二是能促進(jìn)新農(nóng)村建設(shè)的發(fā)展，豐富農(nóng)村物質(zhì)財(cái)富和精神財(cái)富；三是優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的同時(shí)也不會(huì)削弱第一產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)力。

主要參考文獻(xiàn)：

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第5篇：城鎮(zhèn)居民可支配收入范文

關(guān)鍵詞：基尼系數(shù)；收入差距；綜合平衡；絕對(duì)差距

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

城鎮(zhèn)居民富人家庭人均可支配收入、城鎮(zhèn)居民非富人家庭人均可支配收入的實(shí)際狀況國家統(tǒng)計(jì)局沒有公布，由于城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入“平均數(shù)自身的維穩(wěn)性”，使得人們很難看清城鎮(zhèn)居民富人家庭、非富人家庭人均可支配收入的實(shí)際狀況，間接阻礙了城鎮(zhèn)居民富人、非富人家庭人均可支配收入與居民消費(fèi)之間的相互關(guān)系。為理清城鎮(zhèn)居民富人、非富人家庭人均可支配收入，就必須借助居民儲(chǔ)蓄結(jié)構(gòu)、城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入、基尼系數(shù)等間接手段獲得。

一、富人與非富人收入計(jì)算所需的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)

1.消費(fèi)者收入水平變化

據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局公布的數(shù)據(jù)1985年至2013年中國城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入數(shù)據(jù)如下：

2.居民儲(chǔ)蓄存款

據(jù)2012年城鄉(xiāng)居民人民幣儲(chǔ)蓄存款年底余額 399 551.00億元（來源：國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站，http：///workspace/

index；jsessionid=B7DE06E94AC88E33C00A2F94C31A3ADC?m=hgnd），結(jié)合根據(jù)郎咸平2013年4月15日《理財(cái)周刊》《我們是真正的儲(chǔ)蓄大國嗎》一文中所提到的，“2012年底，城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄余額高達(dá)近40萬億元人民幣，中國人民銀行做過的研究發(fā)現(xiàn)，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(jì)算富人家庭人均儲(chǔ)蓄為218 572.76元（2012年城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)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(chǔ)蓄為8 095.29元（2012年城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄399 551億元×25%）÷（90%×13.71億人口）=809 5.29元/人；富人三口之家儲(chǔ)蓄655 718.28元（218 572.76元/人×3人=655 718.28元），非富人三口之家儲(chǔ)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(chǔ)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(duì)較低的分配體制里，如果考慮到投資報(bào)酬率高于工資報(bào)酬率的事實(shí)，貧富偏差會(huì)更大，由于1∶9的儲(chǔ)蓄比例為2012年的富人、非富人的儲(chǔ)蓄比例，考慮到計(jì)算口徑的一致性和準(zhǔn)確性，故本文選取的數(shù)據(jù)截止到2012年）。

3.居民收入基尼系數(shù)

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

18/4500444.shtml），國家統(tǒng)計(jì)局局長(zhǎng)馬建堂介紹2012年國民經(jīng)濟(jì)運(yùn)行情況時(shí)稱，中國全國居民收入的基尼系數(shù)，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(tǒng)計(jì)局提供的基尼系數(shù)是2003年開始的，同樣為了考慮到計(jì)算口徑的一致性和準(zhǔn)確性，本文的所有數(shù)據(jù)的選取都由2003年開始的）。

二、城鎮(zhèn)居民家庭可支配收入富人與非富人權(quán)重

按照基尼系數(shù)的絕對(duì)平均線，在中國只有富人與非富人之分的假設(shè)情況下，富人與非富人應(yīng)各自占有總收入的1/2，然而現(xiàn)實(shí)中的絕大多數(shù)的情況下并非是絕對(duì)平均，而是存在有一定的偏差（即基尼系數(shù)0Gn1），因?yàn)榇藭r(shí)的收入已經(jīng)向富人偏離了Gn，因此當(dāng)0Gn1時(shí)，富人得到的收入比例應(yīng)該為（1+ Gn）/2；同理，因?yàn)榇藭r(shí)的非富人收入已經(jīng)向富人偏離了Gn，因此當(dāng)0Gn1時(shí)，非富人得到的收入比例應(yīng)該為（1-Gn）/2或者為1-（1+ Gn）/2。故此可以根據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局公布的數(shù)據(jù)計(jì)算得出，根據(jù)基尼系數(shù)計(jì)算的城鎮(zhèn)居民平均可支配收入富人與非富人收入權(quán)重表（見表2）。

三、城鎮(zhèn)居民富人與非富人家庭可支配收入絕對(duì)數(shù)

根據(jù)前述提到的中國富人、非富人1∶9的儲(chǔ)蓄比例（亦即中國富人、非富人比例），再結(jié)合上述依據(jù)基尼系數(shù)計(jì)算的城鎮(zhèn)居民平均可支配收入富人、非富人收入權(quán)重表（見表2）和城鎮(zhèn)居民家庭平均可支配收入，即可計(jì)算出如下城鎮(zhèn)居民家庭可支配收入富人、非富人絕對(duì)收入對(duì)比表（見表3）。

四、城鎮(zhèn)居民家庭可支配收入富人與非富人收入增長(zhǎng)趨勢(shì)對(duì)比

進(jìn)一步依據(jù)城鎮(zhèn)居民家庭可支配收入富人與非富人絕對(duì)收入對(duì)比表（見表3），繪出城鎮(zhèn)居民家庭可支配收入富人與非富人收入增長(zhǎng)趨勢(shì)對(duì)比圖（見圖1）。

五、城鎮(zhèn)居民家庭可支配收入富人、非富人收入增長(zhǎng)趨勢(shì)的結(jié)論推斷

1.非富人儲(chǔ)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(shù)據(jù)，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(jì)算人均7 891.83 元/年、月均657.6522元/月）的計(jì)算結(jié)果，他們要穿衣、要吃飯、要住房、要看病，孩子要上學(xué)，扣除這些必須的支出，這些錢根本就不夠用，儲(chǔ)蓄積累自然很少。

2.收入畸形必然引發(fā)畸形消費(fèi)

巨大的收入差距，必然引起消費(fèi)扭曲，一方面是僅供極少數(shù)人使用的、對(duì)經(jīng)濟(jì)拉動(dòng)極為有限的奢侈品、炫耀品市場(chǎng)的異?；鸨?，另一方面是可以拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的大眾消費(fèi)品、正常生活用品的需求乏力。2003―2012年期間，出現(xiàn)的“珠寶熱”、“豪車熱”、“土豪金熱”與“買不起房”、“上不起學(xué)”、“看不起病”現(xiàn)象，已經(jīng)形成了鮮明的對(duì)比。

3.收入結(jié)構(gòu)扭曲必將影響市場(chǎng)化的正常發(fā)展

2003年富人、非富人可支配收入比例擴(kuò)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(zhǎng)期地扭曲了中國收入結(jié)構(gòu)的合理性，現(xiàn)在這一趨勢(shì)還在擴(kuò)大。這種收入畸形所產(chǎn)生的消費(fèi)畸形，使得絕大多數(shù)人消費(fèi)乏力，致使人們?cè)谧》?、醫(yī)療、教育這些正常的保障性、基礎(chǔ)性消費(fèi)面前變得困難重重，嚴(yán)重阻礙了房地產(chǎn)、醫(yī)療衛(wèi)生、文化教育、體育娛樂市場(chǎng)的正常發(fā)展。

4.巨大收入差距下經(jīng)濟(jì)的消費(fèi)拉動(dòng)根本就無法實(shí)現(xiàn)

正常生活都難以保障的條件下，又如何敢消費(fèi)，消費(fèi)拉動(dòng)又如何能夠?qū)崿F(xiàn)，中國人有錢不敢花，中國人有錢不愿意花，中國人熱衷于儲(chǔ)蓄而不是消費(fèi)，并非是中國現(xiàn)實(shí)社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的真實(shí)狀況，建立在虛構(gòu)富足基礎(chǔ)上的消費(fèi)拉動(dòng)，脫離了中國收入、消費(fèi)結(jié)構(gòu)現(xiàn)實(shí)，巨大收入偏差的現(xiàn)實(shí)條件下，消費(fèi)拉動(dòng)只是句空話。

5.糾正富人與非富人收入差別應(yīng)采取的措施

當(dāng)務(wù)之急是通過調(diào)整收入結(jié)構(gòu)，嚴(yán)格所得稅征收，限制公職人員過高收入，提高最低工資標(biāo)準(zhǔn)，調(diào)節(jié)中層收入，規(guī)范合法收入，打擊灰色收入、黑色收入（灰色收入本質(zhì)上講即是公職人員利用手中的權(quán)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(yán)厲打擊）。只有這樣消費(fèi)拉動(dòng)才不至于只是句空話。

參考文獻(xiàn)：

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收稿日期：2014-03-08

第6篇：城鎮(zhèn)居民可支配收入范文

關(guān)鍵詞：西部地區(qū)；城鎮(zhèn)居民消費(fèi)；面板數(shù)據(jù)

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

引言

消費(fèi)對(duì)國民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的推動(dòng)具有持續(xù)性作用，隨著我國改革開放的不斷深化，消費(fèi)需求在我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中的作用明顯增強(qiáng)。根據(jù)錢納里多國工業(yè)化模型，進(jìn)入工業(yè)化初期的標(biāo)準(zhǔn)是最終消費(fèi)率為87%，其中，居民消費(fèi)率為73%，政府消費(fèi)率為14%。我國2008年最終消費(fèi)率為48.6%，其中居民消費(fèi)率為35.33%，政府消費(fèi)率為13.27%；而農(nóng)村居民消費(fèi)率更低，僅占最終消費(fèi)的8.87%。顯然，我國政府消費(fèi)率與錢納里工業(yè)化初期標(biāo)準(zhǔn)比較接近，但是居民消費(fèi)率偏低。在當(dāng)前繼續(xù)推進(jìn)西部大開發(fā)戰(zhàn)略的背景下，研究西部地區(qū)城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)問題有著重要的理論價(jià)值和實(shí)踐意義。

國內(nèi)關(guān)于城鎮(zhèn)居民消費(fèi)問題的研究層出不窮，但是關(guān)于西部地區(qū)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)問題的研究則不是很多，主要是以某個(gè)西部省份來研究，而對(duì)西部地區(qū)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的比較研究則較少。下文將通過對(duì)我國西部地區(qū)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的比較分析，企圖尋找一些規(guī)律性的東西，并以此作為擴(kuò)大西部地區(qū)城鎮(zhèn)消費(fèi)需求的突破口，促進(jìn)西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)均衡協(xié)調(diào)發(fā)展。

一、面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)

（一）數(shù)據(jù)來源

本文采用1992―2008年西部地區(qū)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)及收入的面板數(shù)據(jù)，選取城鎮(zhèn)居民的人均消費(fèi)支出和人均可支配收入為經(jīng)濟(jì)變量，以1978年為基期使用城鎮(zhèn)消費(fèi)價(jià)格指數(shù)消除價(jià)格影響，并對(duì)人均消費(fèi)和人均可支配收入取自然對(duì)數(shù)。這里所指西部地區(qū)包括廣西、四川、貴州、云南、、內(nèi)蒙古、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆等11個(gè)省份。

（二）面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)與協(xié)整檢驗(yàn)

1.面板單位根檢驗(yàn)

由于考慮到宏觀經(jīng)濟(jì)變量可能是非平穩(wěn)的，為了避免面板數(shù)據(jù)模型估計(jì)中出現(xiàn)“虛假回歸”問題，在進(jìn)行模型估計(jì)之前應(yīng)對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行面板單位根檢驗(yàn)。本文主要采用了LLC檢驗(yàn)、IPS檢驗(yàn)、Fisher-ADF檢驗(yàn)、Fisher-PP檢驗(yàn)、Breitung t-stat檢驗(yàn)、Hadri Z-stat檢驗(yàn)等面板單位根檢驗(yàn)方法。西部城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出和人均可支配收入面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。通過分析可知，面板單位根檢驗(yàn)不能拒絕面板數(shù)據(jù)存在單位根的假設(shè)。

2.面板協(xié)整檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)是考察變量之間長(zhǎng)期均衡關(guān)系的方法。為了避免非平穩(wěn)面板數(shù)據(jù)的虛假回歸，下面進(jìn)行面板協(xié)整分析，結(jié)果如表2所示。通過Fisher和Kao檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)西部地區(qū)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)與人均可支配收入之間存在協(xié)整關(guān)系，即西部地區(qū)城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)和人均可支配收入之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，所以可以對(duì)該面板數(shù)據(jù)進(jìn)行面板模型回歸分析。

二、面板數(shù)據(jù)模型估計(jì)

常見的面板數(shù)據(jù)靜態(tài)模型主要有混合估計(jì)模型、固定效應(yīng)模型、隨機(jī)效應(yīng)模型等。下面分別簡(jiǎn)單介紹這三種模型估計(jì)方法。

對(duì)于面板數(shù)據(jù)來說，如果從時(shí)間上看，不同個(gè)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(shù)據(jù)混合在一起，用普通最小二乘法估計(jì)參數(shù)，即可得到混合效應(yīng)模型?；旌闲?yīng)模型假設(shè)了解釋變量對(duì)被解釋變量的影響與個(gè)體無關(guān)。如果解釋變量對(duì)被解釋變量的效應(yīng)不隨個(gè)體和時(shí)間變化，并且其解釋被解釋變量的信息不夠完整時(shí)，即在解釋變量中不包含一些被解釋變量的不可觀測(cè)的確定性因素時(shí)，可以采用反映個(gè)體特征或時(shí)間特征的虛擬變量或者分解模型的截距項(xiàng)來描述這些缺失的確定性信息，這就是固定效應(yīng)模型。如果從時(shí)間和個(gè)體上看，面板數(shù)據(jù)回歸模型的解釋變量對(duì)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(gè)體變化而不隨時(shí)間變化時(shí)，面板數(shù)據(jù)應(yīng)設(shè)定為個(gè)體固定效應(yīng)模型。面板數(shù)據(jù)的固定效應(yīng)模型中包含了許多虛擬變量，減少了模型估計(jì)的自由度，同時(shí)，固定效應(yīng)模型的隨機(jī)誤差項(xiàng)難以滿足模型的基本假設(shè)，易于導(dǎo)致參數(shù)的非有效估計(jì)，為彌補(bǔ)固定效應(yīng)模型的不足，Maddala將混合數(shù)據(jù)回歸的隨機(jī)誤差項(xiàng)分解為截面隨機(jī)誤差分量、時(shí)間隨機(jī)誤差分量和個(gè)體時(shí)間隨機(jī)誤差分量三部分。如果模型中只存在截面隨機(jī)誤差分量，而不存在時(shí)間隨機(jī)誤差分量，則稱為個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)模型，如果二者同時(shí)存在，則稱為個(gè)體時(shí)間隨機(jī)效應(yīng)模型。本文討論個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)模型。

（一）混合效應(yīng)模型估計(jì)結(jié)果

西部地區(qū)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)及收入的面板數(shù)據(jù)混合效應(yīng)模型估計(jì)結(jié)果如下：

lcit＝0.627981+0.880640liit

（8.15） （81.23） R2＝0.97，RRSS＝0.542709

（二）個(gè)體固定效應(yīng)模型估計(jì)結(jié)果

西部地區(qū)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)及收入的面板數(shù)據(jù)個(gè)體固定效應(yīng)模型估計(jì)結(jié)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(gè)個(gè)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(nèi)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(jìn)行個(gè)體固定效應(yīng)模型設(shè)定檢驗(yàn)。從表3可以看出，混合模型與個(gè)體固定效應(yīng)模型相比，設(shè)定為個(gè)體固定效應(yīng)模型更為合理。

（三）個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)模型估計(jì)結(jié)果

西部地區(qū)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)及收入的面板數(shù)據(jù)個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)模型估計(jì)結(jié)果如下：

下面進(jìn)行個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)模型設(shè)定檢驗(yàn)。H檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示，可以看出，95%的概率下模型應(yīng)設(shè)定為個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)模型。

三、結(jié)論及建議

通過對(duì)西部城鎮(zhèn)居民的人均消費(fèi)和人均可支配收入的面板單位根檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，人均消費(fèi)和人均可支配收入均存在單位根。為了避免虛假回歸，進(jìn)而進(jìn)行了面板協(xié)整檢驗(yàn)。通過檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，西部地區(qū)人均消費(fèi)和人均可支配收入之間存在協(xié)整關(guān)系。由此對(duì)西部地區(qū)人均消費(fèi)和人均可支配收入的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行面板回歸分析，發(fā)現(xiàn)設(shè)定為個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)模型是適合的。從上文的個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)估計(jì)結(jié)果可以看出，在我國西部地區(qū)隨著城鎮(zhèn)居民可支配收入的不斷增加，消費(fèi)以收入增加量的87.91%的比例增加。雖然西部地區(qū)邊際消費(fèi)傾向較高，但在另一方面表明西部城鎮(zhèn)居民的收入較低，因此，當(dāng)前西部城鎮(zhèn)地區(qū)要提高居民的消費(fèi)需求就必須以提高居民可支配收入為目標(biāo)。

參考文獻(xiàn)：

[1] 藏旭恒.中國消費(fèi)函數(shù)分析[M].上海：上海三聯(lián)書店；上海人民出版社，1994.

[2] 尹世杰.消費(fèi)經(jīng)濟(jì)學(xué)[M].北京：高等教育出版社，2003.

第7篇：城鎮(zhèn)居民可支配收入范文

關(guān)鍵詞：高房?jī)r(jià)居民消費(fèi)支出收入分配改革

2008年的全球金融危機(jī)后，由于西方發(fā)達(dá)國家經(jīng)濟(jì)的整體衰退，我國的出口遇到了前所未有的困難，拉動(dòng)內(nèi)需成為我國目前最迫切需要解決的問題。近兩年我國出臺(tái)了一系列刺激投資的計(jì)劃，2009年的投資率高達(dá)45.4%，高出2008年近5個(gè)百分點(diǎn)；而消費(fèi)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(fèi)不振的原因

影響消費(fèi)的因素很多，從凱恩斯的絕對(duì)收入理論，到邊際消費(fèi)傾向遞減這一經(jīng)典假設(shè)被“庫茲列茨反論”所質(zhì)疑，從杜森貝里的相對(duì)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(jī)游走假說到預(yù)防性儲(chǔ)蓄假說、流動(dòng)性約束假說等，我國學(xué)者不斷引進(jìn)和吸收西方學(xué)說，并在一定程度上加以中國化。就已有的國內(nèi)研究來看，學(xué)者們較為統(tǒng)一的將居民消費(fèi)不振歸因?yàn)槭杖敕峙涫Ш?。根?jù)收入法GDP核算數(shù)據(jù)，勞動(dòng)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(dòng)收入占比的大幅下降，勢(shì)必影響著我國居民消費(fèi)。方福前（2009）通過數(shù)據(jù)演算，得出我國經(jīng)濟(jì)在1997―1998年開始出現(xiàn)居民消費(fèi)需求不足不是偶然的, 而是由居民人均收入增長(zhǎng)落后于GDP增長(zhǎng)造成的。其他一些學(xué)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(fèi)不振的主要原因。除了居民收入占GDP比重下降之外，國內(nèi)部分學(xué)者還認(rèn)為我國居民消費(fèi)需求不足的一個(gè)重要原因是收入差距擴(kuò)大。這種差距包括城鄉(xiāng)收入差距、地區(qū)間收入差距和城鎮(zhèn)居民收入差距等。楊汝岱、朱詩娥（2007）、楊天宇等（2007）認(rèn)為，當(dāng)收入分配呈正態(tài)分布且邊際消費(fèi)傾向與收入水平呈倒“U”型關(guān)系時(shí),縮小收入差距能提高總消費(fèi)需求。朱國林、范建勇、嚴(yán)燕（2002）建立了一個(gè)用于解釋中國消費(fèi)不振的理論框架，并認(rèn)為收入分配嚴(yán)重不均是導(dǎo)致我國總消費(fèi)不振的一個(gè)重要原因。但他們認(rèn)為我國的消費(fèi)不振可能是一個(gè)長(zhǎng)期問題,因?yàn)槭杖敕峙洳豢赡苎杆俑纳啤?/p>

即將出臺(tái)的收入分配改革無疑會(huì)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(zhuǎn)化為內(nèi)需則是一個(gè)比較現(xiàn)實(shí)的問題。居民可能由于對(duì)于未來支出的不確定而將收入上升的這部分作為儲(chǔ)蓄存起來，而不進(jìn)行消費(fèi)，在這種情況下，收入的增加可能只會(huì)帶來儲(chǔ)蓄的增長(zhǎng)，而不能帶來消費(fèi)需求的增加。

我國自1998年住房改革以來，房?jī)r(jià)呈現(xiàn)了持續(xù)的上漲的勢(shì)頭。房改初期，主要是單位的公房由私人購買，這時(shí)的房?jī)r(jià)仍帶有福利性質(zhì)，比較優(yōu)惠。隨著房改的深入，住房徹底市場(chǎng)化，購房的優(yōu)惠和福利已不存在。同時(shí)，房地產(chǎn)開發(fā)需要的大量土地也解決了地方政府捉襟見肘的財(cái)政狀況。越來越高的地價(jià)和開發(fā)商對(duì)利潤(rùn)孜孜不倦的追求，房?jī)r(jià)日益被推高，再加之炒房者的推波助瀾，過高的房?jī)r(jià)已成為我國城鎮(zhèn)居民的一個(gè)巨大的負(fù)擔(dān)。住房改革導(dǎo)致的房?jī)r(jià)上漲與城鎮(zhèn)居民消費(fèi)下降之間是存在相對(duì)應(yīng)的關(guān)系，下面將就這個(gè)問題進(jìn)行探討。

二、高房?jī)r(jià)對(duì)與城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的抑制分析

本文把城鎮(zhèn)居民按照是否購買商品房分為三類來進(jìn)行分析。

一是已購買商品房的城鎮(zhèn)居民。居高不下的房?jī)r(jià)使得居民在購房時(shí)大多會(huì)選擇貸款的方式來購買商品房，這樣居民每月就會(huì)面臨較大的還款壓力，少則千元，多則上萬，相對(duì)于城鎮(zhèn)居民普遍不高的收入來看，這無疑會(huì)擠占已購房居民的消費(fèi)。

二是準(zhǔn)備購買商品房的城鎮(zhèn)居民。準(zhǔn)備購買商品房的居民會(huì)因?yàn)榉績(jī)r(jià)的不斷上漲，而對(duì)未來購房支出產(chǎn)生不確定性，為了應(yīng)對(duì)不斷上漲的房?jī)r(jià)，他們必然要通過更多儲(chǔ)蓄的方式來積累資金，儲(chǔ)蓄的增加顯然會(huì)擠占居民的消費(fèi)。

三是租房的城鎮(zhèn)居民。這類城鎮(zhèn)居民雖然不用購買住房，但高房?jī)r(jià)會(huì)帶來房租的增長(zhǎng)，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(duì)居民消費(fèi)產(chǎn)生了擠占。房?jī)r(jià)的上漲在這里是起到了一個(gè)間接傳導(dǎo)的作用。

城鎮(zhèn)居民消費(fèi)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(zhuǎn)化成了儲(chǔ)蓄，而儲(chǔ)蓄的目的則是為了應(yīng)對(duì)未來的不確定性。北京城鎮(zhèn)居民未來支出最主要的不確定性可能是過高的商品房?jī)r(jià)格。鑒于房改正式啟動(dòng)于1998年，本文考察北京1999―2009年的城鎮(zhèn)居民的可支配收入、年均消費(fèi)以及商品房?jī)r(jià)格。

表1表明，北京的商品房?jī)r(jià)格占人均可支配收入的比重呈現(xiàn)“U”型結(jié)構(gòu)，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(duì)應(yīng)的，則是人均消費(fèi)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?jī)r(jià)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(zhǎng)了近200%，只用了7年的時(shí)間。而城鎮(zhèn)居民人均可支配收入同期只增長(zhǎng)了92%，人均全年消費(fèi)支出增長(zhǎng)的更少，只有60%。這些數(shù)據(jù)充分說明，房?jī)r(jià)的快速增長(zhǎng)及城鎮(zhèn)居民可支配收入增速的減緩，嚴(yán)重影響了北京市城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出的增長(zhǎng)。

三、擴(kuò)大北京城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的政策建議

北京作為一個(gè)典型的高房?jī)r(jià)城市，其房?jī)r(jià)的快速增長(zhǎng)與居民可支配收入的緩慢增長(zhǎng)，顯著影響了北京城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)支出的增加。消費(fèi)決定了生產(chǎn)的最終目的和市場(chǎng)的需求活力，只有擴(kuò)大消費(fèi)，才能不斷提供和增加最終需求。

一是切實(shí)提高城鎮(zhèn)居民收入。居民收入與居民消費(fèi)密切相關(guān)，影響消費(fèi)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(huì)帶來消費(fèi)的增加。

二是加速保障性住房建設(shè)，降低城鎮(zhèn)居民住房支出。推動(dòng)以廉租房為主體、經(jīng)濟(jì)適用房為補(bǔ)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(hù)最廣大的中低收入居民的基本生活權(quán)利。使市場(chǎng)住房供給結(jié)構(gòu)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(fèi)的可選擇性，引導(dǎo)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(fèi)用支出。

2010年北京市出臺(tái)了一系列房?jī)r(jià)調(diào)控政策，房?jī)r(jià)也出現(xiàn)了下降的趨勢(shì)，加上呼之欲出的收入分配改革政策，對(duì)于擴(kuò)大城鎮(zhèn)居民消費(fèi)來看，這無疑是一個(gè)好消息。

參考文獻(xiàn):

①方福前．中國居民消費(fèi)需求不足原因研究―基于中國城鄉(xiāng)分省數(shù)據(jù)[J]．中國社會(huì)科學(xué)，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(fèi)傾向的研究[J]．經(jīng)濟(jì)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(fèi)傾向之間“倒U”型關(guān)系研究[J]．中國人民大學(xué)學(xué)報(bào)．2007（3）：49-56

第8篇：城鎮(zhèn)居民可支配收入范文

重慶市自直轄以來，經(jīng)濟(jì)發(fā)展迅速，城鄉(xiāng)居民人均可支配收入增加，生活水平大幅度提高，居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)也發(fā)生了顯著變化。本文對(duì)重慶市城鎮(zhèn)居民從1997年到2013年的消費(fèi)結(jié)構(gòu)進(jìn)行分項(xiàng)分析，從數(shù)據(jù)分析中得出存在的問題，并提出對(duì)策建議。

二、重慶市城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)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(zhèn)居民人均可支配收入、人均消費(fèi)支出和各項(xiàng)消費(fèi)支出的數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)顯示，重慶市直轄以來，城鎮(zhèn)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(zhèn)居民的人均消費(fèi)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(zhèn)居民的生活水平得到了迅速提高。

（二）消費(fèi)結(jié)構(gòu)分析

根據(jù)歷年的《重慶統(tǒng)計(jì)年鑒》的數(shù)據(jù)計(jì)算得出城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出類的各項(xiàng)結(jié)構(gòu)如表一：由上表的數(shù)據(jù)可以看出：（1）食品支出在居民消費(fèi)支出中所占比重最大。重慶市城鎮(zhèn)居民將收入的大部分依然用于購買食品，食品支出絕對(duì)數(shù)額呈現(xiàn)逐年上升的趨勢(shì)，但是食品支出比重卻是呈現(xiàn)波動(dòng)態(tài)勢(shì)，且在近三年有上升趨勢(shì)。食品支出占居民消費(fèi)總支出的比重，即恩格爾系數(shù)，是國際上通用的反映居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)和質(zhì)量的指標(biāo)。根據(jù)國際上對(duì)于恩格爾系數(shù)的通用衡量標(biāo)準(zhǔn)：恩格爾系數(shù)大于60%為貧窮；50%-60%為溫飽；40%-50%為小康；30%-40%屬于相對(duì)富裕；20%-30%為富足；20%以下為極其富裕。我們認(rèn)為重慶市城鎮(zhèn)居民的生活水平目前整體來看相對(duì)富裕，較好較快的完成從溫飽到小康再到相對(duì)富裕的這一歷程。而這三年的食品消費(fèi)支出所占比重有所上升可能是因?yàn)榫用裨谑称贩矫孀非蟾哔|(zhì)量、高水平的原因，食品消費(fèi)趨向多樣化，側(cè)面反映居民生活水平提高。（2）衣著消費(fèi)在類的消費(fèi)支出中所占比重也較大，僅次于食品消費(fèi)。衣著消費(fèi)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(duì)數(shù)額來看，這些年衣著消費(fèi)額快速增加。（3）家庭設(shè)備用品的支出比重趨于穩(wěn)定，歷年來都在7%上下浮動(dòng)。家庭設(shè)備用品是每個(gè)家庭必須的，且市場(chǎng)發(fā)展已經(jīng)比較成熟，大型家電消費(fèi)又以更新?lián)Q代為主，因此家庭設(shè)備支出比重變化不大。（4）醫(yī)療保健在居民消費(fèi)支出中的比重有逐漸增大的趨勢(shì)。重慶城鎮(zhèn)居民在醫(yī)療保健方面的支出由直轄時(shí)的137.15元漲至2013年的1245.33元，增長(zhǎng)了8倍左右，為類中增長(zhǎng)速度最快的，其增長(zhǎng)速度遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和人均消費(fèi)支出。這說明隨著重慶城鎮(zhèn)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(hù)保健的意識(shí)越來越強(qiáng)，購買補(bǔ)品、家庭購買健身機(jī)械和體育用品的也越來越多，側(cè)面反映出這些用品的巨大市場(chǎng)潛力。另一方面，醫(yī)療保健項(xiàng)的支出增加也與我國的醫(yī)療制度改革密切相關(guān)。（5）交通和通訊消費(fèi)比重呈現(xiàn)較快的增長(zhǎng)趨勢(shì)。交通和通訊消費(fèi)是衡量生活現(xiàn)代化程度的一個(gè)重要標(biāo)志，是現(xiàn)代高科技消費(fèi)對(duì)生活滲透的主要領(lǐng)域。重慶市城鎮(zhèn)居民此項(xiàng)指標(biāo)增長(zhǎng)迅速，說明重慶城鎮(zhèn)居民的生活現(xiàn)代化程度快速提高，發(fā)展和享受需要的滿足程度較高。直轄以來，重慶市公路運(yùn)載能力加強(qiáng)，市內(nèi)交通情況大幅改善，市政建設(shè)逐步完善，加之近年來市內(nèi)軌道交通的大力發(fā)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(duì)于交通消費(fèi)的需求。而移動(dòng)電話的普及和家用汽車市場(chǎng)的不斷擴(kuò)大，更是加大居民在交通和通訊方面的消費(fèi)支出。（6）娛樂教育文化和居住的消費(fèi)支出整體來看較為穩(wěn)定。兩項(xiàng)消費(fèi)支出的絕對(duì)數(shù)額都逐年增加，但從時(shí)間序列上來看占總消費(fèi)支出的比重先上升后下降。在娛樂教育文化方面，重慶城鎮(zhèn)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(xiàng)支出，整個(gè)社會(huì)文化生活水平提高。在居住方面，重慶城鎮(zhèn)居民在2004年的居住消費(fèi)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(huán)境的消費(fèi)支出有所下降，房地產(chǎn)市場(chǎng)穩(wěn)步合理發(fā)展。

三、存在的問題

盡管直轄以來重慶市城鎮(zhèn)居民生活水平得到大幅度提高，但是由于受到收入水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和消費(fèi)觀念等多方面的因素制約，在居民消費(fèi)支出方面依然存在以下問題：第一，食品消費(fèi)比重依然偏大。由表1的數(shù)據(jù)可以看出，雖然重慶市城鎮(zhèn)居民生活水平漸漸提高，并有進(jìn)入富裕水平的趨勢(shì)。但近幾年食品消費(fèi)支出所占比重有反彈趨勢(shì)，且與發(fā)達(dá)國家相比仍然偏大。早在1993年美國恩格爾系數(shù)就已下降到11.4%，而2013年的全國城鎮(zhèn)居民的恩格爾系數(shù)也才35%，重慶還未達(dá)到全國城鎮(zhèn)居民的平均水平。因此重慶市城鎮(zhèn)居民食品消費(fèi)支出比重仍有很大的下降空間。第二，醫(yī)療保健、交通和通訊以及居住三個(gè)方面的消費(fèi)支出增長(zhǎng)速度過快，容易抑制居民消費(fèi)傾向。伴隨居民消費(fèi)體制市場(chǎng)化，社會(huì)保障和社會(huì)福利制度的基本完善，醫(yī)療保健、交通和通訊以及居住這些消費(fèi)現(xiàn)在均由居民個(gè)人承擔(dān)。從1997年到2013年，這三項(xiàng)的支出分別增長(zhǎng)了8.08倍、7.38倍、4.72倍，而城鎮(zhèn)居民在此期間的人均可支配收入增長(zhǎng)3.72倍，這三項(xiàng)的增長(zhǎng)速度都超過了人均可支配收入的增長(zhǎng)速度，說明這三項(xiàng)的消費(fèi)價(jià)格與大多數(shù)居民收入相比顯得過高，需要一個(gè)較長(zhǎng)的過程來完成自身的積累。第三，不同收入階層的消費(fèi)差距大。根據(jù)西方經(jīng)濟(jì)學(xué)理論消費(fèi)支出與人均可支配收入呈現(xiàn)高度正相關(guān)關(guān)系。近年來不同消費(fèi)群體的收入差距加大，導(dǎo)致消費(fèi)差距擴(kuò)大，市場(chǎng)消費(fèi)分散化、層次化明顯，進(jìn)而導(dǎo)致居民邊際消費(fèi)傾向下降，影響居民總體消費(fèi)支出上漲。

四、對(duì)策與建議

第9篇：城鎮(zhèn)居民可支配收入范文

內(nèi)容摘要:目前,我國普遍存在城鄉(xiāng)居民收入差距的問題,這種差距的發(fā)展趨勢(shì)如何,是以小速度的持續(xù)擴(kuò)大,還是在最近幾年會(huì)出現(xiàn)一個(gè)拐點(diǎn),使得城鄉(xiāng)居民收入差距逐步縮小。文章以河北省為例,對(duì)此進(jìn)行分析,以為解決城鄉(xiāng)差距問題,全面建設(shè)小康社會(huì)有所啟示。

關(guān)鍵詞:城鄉(xiāng)居民收入差距 擴(kuò)大 縮小 趨勢(shì)

目前,我國普遍存在城鄉(xiāng)居民收入差距的問題,這種差距的發(fā)展趨勢(shì)如何,是以小速度的持續(xù)擴(kuò)大,還是在最近幾年會(huì)出現(xiàn)一個(gè)拐點(diǎn),使得城鄉(xiāng)居民收入差距逐步縮小,值得進(jìn)一步探討。文章以河北省為例,對(duì)此進(jìn)行分析。河北省城鄉(xiāng)居民收入資料見表1。由表1可以看出:目前河北城鄉(xiāng)居民收入差距問題比較嚴(yán)重,城鄉(xiāng)居民收入差距持續(xù)擴(kuò)大,而且還將繼續(xù)。但2004年以后,城鄉(xiāng)居民收入差距擴(kuò)大速度明顯減緩。

城鄉(xiāng)居民收入差距變動(dòng)預(yù)測(cè)聯(lián)立模型構(gòu)建

從人均GDP增長(zhǎng)對(duì)城鄉(xiāng)居民收入增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率角度,對(duì)河北1978-2007年的人均GDP分別和城鎮(zhèn)居民人均可支配收入(CR)、農(nóng)村居民人均純收入(NR)數(shù)據(jù)建立雙對(duì)數(shù)模型。則有:

聯(lián)立模型(1)、(2)、(3),并將2010-2020年各期T值代入即可進(jìn)行預(yù)測(cè)。

人均地區(qū)生產(chǎn)總值變動(dòng)模型構(gòu)建

從上面的聯(lián)立模型可知,要預(yù)測(cè)城鄉(xiāng)居民收入水平,必須先根據(jù)模型3預(yù)測(cè)未來各年的人均地區(qū)生產(chǎn)總值,然后再推算出城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和農(nóng)村人均純收入,所以需要首先使用模型(3)預(yù)測(cè)未來年份的人均GDP各期值。本文使用統(tǒng)計(jì)軟件Eviews5.0進(jìn)行分析,模型(3)中,GDPt表示當(dāng)年人均GDP(元),GDPt-1表示上一年人均GDP(元),T表示時(shí)間,1978-2020年T值分別為1,2,…,43。河北省人均地區(qū)生產(chǎn)總值預(yù)測(cè)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(zhǎng)而增長(zhǎng)0.110047%,上一年人均GDP增長(zhǎng)11%,對(duì)當(dāng)年人均GDP的慣性影響很大,為0.949544%。

根據(jù)模型(3),得出河北省人均GDP在未來11年的變動(dòng)趨勢(shì)如圖1所示。由圖1可以看出, 河北省人均GDP在2020年將達(dá)到80108元,而2007年的人均GDP為19877元,這期間河北省人均GDP增長(zhǎng)了2番多,跟現(xiàn)實(shí)差距有出入,原因如下:一是人均GDP是按現(xiàn)值進(jìn)行計(jì)算預(yù)測(cè),忽視了通貨膨脹因素;二是根據(jù)世界各國發(fā)展慣例來看,隨著GDP總量的增加,人均GDP增長(zhǎng)速度會(huì)有所減緩,將會(huì)低于模型中11%的年平均遞增,所以根據(jù)模型預(yù)測(cè)人均GDP偏高,但是本文最后目的是對(duì)城鄉(xiāng)收入比進(jìn)行預(yù)測(cè),所以此處影響不大。

農(nóng)村居民家庭人均純收入變動(dòng)模型構(gòu)建

由于河北省未來年份的人均GDP已通過模型(3)預(yù)測(cè)出來,所以現(xiàn)在可以通過模型(1)預(yù)測(cè)未來年份河北省農(nóng)村居民人均純收入。對(duì)模型(1)進(jìn)行簡(jiǎn)單變換,加入一個(gè)虛擬變量Dt,則有:

(4)

在模型(4)中,NRt表示當(dāng)年的農(nóng)村居民人居純收入(元),GDPt表示當(dāng)年人均GDP(元),NRt-1表示上一年的農(nóng)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(nóng)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(yùn)用Eviews5.0對(duì)模型進(jìn)行分析,河北省農(nóng)村居民人均純收入預(yù)測(cè)模型如表3所示。

從表3可以看出,河北省農(nóng)村居民人均純收入對(duì)人均地區(qū)生產(chǎn)總值GDP的彈性較小,說明河北農(nóng)民增收對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的依賴性不是很強(qiáng),當(dāng)經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)時(shí),農(nóng)村居民家庭人均純收入并沒有快速增長(zhǎng);河北省上一年農(nóng)村人均純收入對(duì)當(dāng)年農(nóng)村居民收入的慣性非常大,說明河北省農(nóng)村居民收入波動(dòng)不是很大,這是由于河北處于華北平原,不容易受到自然災(zāi)害等因素的影響,農(nóng)村居民收入較為持續(xù)穩(wěn)定增長(zhǎng);農(nóng)村人均純收入對(duì)政策變量Dt的彈性比較高,由此可以看出,國家的惠農(nóng)政策能快速帶動(dòng)農(nóng)村居民家庭平均純收入的增加。

根據(jù)模型(4),對(duì)虛擬變量Dt進(jìn)行假設(shè),得出河北省農(nóng)村居民人均純收入在未來11年的變動(dòng)趨勢(shì),如圖2所示。

圖1中,本文假設(shè)國家從2004年對(duì)“三農(nóng)”實(shí)行的惠農(nóng)政策持續(xù)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(fā)生轉(zhuǎn)折,增長(zhǎng)速度明顯減緩,說明河北農(nóng)村居民家庭人均純收入的增加和國家惠農(nóng)政策密不可分,農(nóng)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(shí),2020年農(nóng)村居民家庭人均純收入預(yù)測(cè)為9817元,比2007增長(zhǎng)了一番多,而根據(jù)前面模型(3)可知人均GDP翻了2番多,由此看來,對(duì)于河北省農(nóng)村居民來說,河北省經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展并不能快速帶動(dòng)農(nóng)村居民人均純收入的增長(zhǎng)。

城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入變動(dòng)模型

農(nóng)村居民人均可支配收入通過模型已經(jīng)預(yù)測(cè)出結(jié)果,下文使用模型(2),對(duì)河北省未來年份城鎮(zhèn)居民人均可支配收入進(jìn)行預(yù)測(cè)。

模型(2)中:CRt表示當(dāng)年的城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入(元),GDPt表示當(dāng)年人均GDP(元),CRt-1表示上一年的城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入(元)。運(yùn)用Eviews5.0對(duì)模型(2)進(jìn)行分析,河北省城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入預(yù)測(cè)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(dāng)河北省人均GDP增長(zhǎng)1%時(shí),河北省城鎮(zhèn)居民收入增長(zhǎng)0.403645%;上一年城鎮(zhèn)居民收入增長(zhǎng)1%,對(duì)當(dāng)年城鎮(zhèn)居民收入的慣性影響為0.450510%。結(jié)合表3可以明顯看出,城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的依賴性要強(qiáng)于農(nóng)村居民家庭人均可支配收入,說明河北省經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展不能很快帶動(dòng)農(nóng)村居民家庭人均純收入的增加,但是對(duì)于城鎮(zhèn)居民來說,經(jīng)濟(jì)的快速增長(zhǎng)可以快速帶動(dòng)城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入增加。

根據(jù)模型(2),得出河北省城鎮(zhèn)居民人均可支配收入在未來11年的變動(dòng)趨勢(shì),如圖3所示。從圖3可以看出,2020年城鎮(zhèn)居民人均家庭可支配收入為49277元,增長(zhǎng)了1番多,接近2番,增長(zhǎng)速度略慢于人均GDP的增長(zhǎng)速度,但是遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于農(nóng)村人均可支配收入,說明經(jīng)濟(jì)的發(fā)展可以快速帶動(dòng)城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入。

河北省城鄉(xiāng)居民收入差距變動(dòng)趨勢(shì)預(yù)測(cè)