城鎮居民收入范文

導語：如何才能寫好一篇城鎮居民收入，這就需要搜集整理更多的資料和文獻，歡迎閱讀由公務員之家整理的十篇范文，供你借鑒。

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一、我國西北地區城鎮居民的收入差距總體分析

我們不僅要關注西北地區城鎮居民的收入差距是否擴大，還應關注城鎮居民收入差距起點、發展以及變動趨勢[11]。在我國不同地區、不同的發展階段上，觀察動態趨勢可以發現規律，為下一步的宏觀調控提供決策依據。由表1可知，2010年我國西北城鎮居民收入的主要來源仍然是工薪收入和轉移性收入。而工薪收入約占城鎮居民可支配收入的75%，轉移性收入約占城鎮居民可支配收入的24%。由地區收入構成來看，可以得出：內蒙古的工薪性收入占城鎮居民可支配收入的比重在西北各省區最高；對于新疆來說，工薪收入在城鎮居民可支配收入中也占了絕對大的比重，是城鎮居民的主要收入來源。經營凈收入和財產性收入在我國整個西北地區之間的所占比重較小。從西北六省城鎮居民的實際收入分析，自2000年西部大開發政策實施以來，我國西北城鎮居民的整體收入都呈現大幅度的提高的趨勢。

陜西省城鎮居民的實際收入從1996年人均每年可支配收入3453.89元增加到2010年的15113.35元，增長了4.38倍，內蒙古城鎮居民的實際收入從1996年每人每年的3192.38元增加到2010年的17212.75元，增長了6.06倍。但是，西北六省之間的收入差距并沒有縮小，反而還有擴大的趨勢。1996年陜西省城鎮居民的人均收入比內蒙古的高出11%，但到2010年內蒙古城鎮居民的人均收入反而比陜西高出12%。由此可以說明收入差距的產生并不能夠隨著時間的推移而自動縮小，而需要國家實行合理的財政與貨幣政策。從表2和圖1可以看出，15年來，西北六省區城鎮居民的實際收入都是逐漸上升的，且上升幅度較大。從總體來看，收入最高和最低的省份分別是內蒙古和甘肅省。由收入差距的情況來看，1996年收入最高的省份新疆與收入最低的省份甘肅，他們的收入差距為1171.09元，到2010年，收入最高的省份內蒙古與收入最低的省份甘肅，他們的收入差距為4309.37元。但從實際收入比值的變化趨勢來看，內蒙古從1997—2001年呈下降趨勢，2001—2004年之間有較大的上升，然后變化趨勢較平穩，2010年出現大幅度下降趨勢。而陜西省2001—2003年之間先有較大的上升，而后又有較大的下降，2010年也出現大幅度下降，其余年份變化不大。

我們從圖1可以清晰的看出，12年來城鎮居民之間的收入差距有較大的波動范圍。為了計算西北六省城鎮居民的基尼系數，由于國家統計局的資料有限，我們采用不分組計算方法。進行計算時，不考慮各自的人口特征，我們主要從入來源方面進行結構分析?？傮w上看，1996—2010年間，西北六省區城鎮居民的基尼系數呈小幅下降趨勢，1998—2001年有明顯的上升趨勢。但從基尼系數最高與最低的比值來看，1996年，基尼系數最高的青海與最低的寧夏的比值為1.05；2010年，基尼系數最高的陜西與基尼系數最低的寧夏的比值為1.21。從基尼系數最高的省份與最低的省份比值看，說明城鎮居民之間的收入差距是擴大了。從圖2可以清楚的看出，西北六省城鎮居民內部的收入差距有小幅下降的趨勢。從1996—2001年，西北六省城鎮居民基尼系數趨勢呈平穩狀態，而2001—2002年他們的基尼系數呈下降趨勢，2002—2010年基尼系數又沒有太大的變化。同時，從圖3也可以得出2001—2003年之間的基尼系數變化范圍較大，2003年之后變化趨向平穩，這說明隨著經濟的增長，西北六省城鎮居民內部的收入差距有所縮小。

二、我國西北地區城鎮居民泰爾熵指數分解

由上述分析結果可知，我國西北地區居民的收入差距總體呈現出較平穩的趨勢，然而穩中有降。為了進行全面的分析和提高準確度，就需要我們找出造成西北地區鎮居民之間收入差距的真正原因來自于何處？是來自本省份內部，還是省份之間？因此我們對泰爾熵指數進行分解，并計算出組內、組間差距和它們各自對總體差距的貢獻度。從表中可知，以西北地區六省為選擇樣本，組內差距對總體差距的貢獻為16.67%，組間差距對總體差距的貢獻為83.33%，然而陜西、寧夏以及內蒙古這三省區的組內差距為負數，表明它們有助于縮小總體差距。所以可以得出西北地區城鎮居民收入差距主要來自組間差距的結論。

三、結論

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關鍵詞:收入;消費;城鎮居民人均可支配收入;城鎮居民人均消費

消費是經濟活動中必不可少的部分,從馬克思注意政治經濟學的角度看,消費是社會再生產四環節之一,沒有消費或消費不足都不能有效推動經濟發展;從西方經濟學的角度看,消費與投資、凈出口共同組成了拉動經濟的三駕馬車。從我國多年的經濟增長方式來看,過分地依賴于投資和凈出口的增長而忽視國內消費需求對經濟的拉動作用已經是眾所周知的弊病。文章通過計量經濟學方法對我國城鎮居民1998-2008年間的收入-消費關系進行實證分析,無論是長期還是短期,消費都受到收入的影響。

1、 國內的收入-消費實證研究綜述

西方的收入-消費理論為我國學者研究我國居民收入與消費間的關系提供了理論依據和分析思路。

莊秀琴、呂杰(2008) 運用凱恩斯絕對收入假說建立模型,對1995-2006年江蘇省農村居民的收入與消費的關系進行實證分析,結果表明,農村居民消費與收入之間存在顯著的線性關系;賴小瓊、劉秀英、付嘉玲(2006) 結合我國的具體國情,通過對我國居民的平均儲蓄傾向進行分析,對凱恩斯絕對收入假說進行拓展,從儲蓄傾向的角度論收入分配與消費的關系;姚志超(2008)運用我國居民1997-2007年的收入、消費及儲蓄的相關數據,驗證了西方經典消費理論中僅絕對收入理論能很好解釋我國當前的消費模式。

李鍇、何紅霞、梁磊(2010)基于相對收入假說,以浙江省為例,估計了城鎮和農村居民的消費函數;歐陽春燕(2007)在現代消費理論的基礎上,根據杜森貝利相對收入消費理論將前期消費水平引入模型并結合其他因素對廣東省人居消費影響因素進行實證分析;胡暉、王俏(2010) 以凱恩斯的絕對收入假說為理論基礎,構建城鎮、農村、城鄉以及各省市間收入差距對總消費影響的計量模型,并在杜貝森的相對收入假說理論基礎之上,對計量模型進行了改進。

高玉成等(2007)認為四大消費理論中,生命周期假說更適合作為研究當前我國城鎮居民消費支出的理論參考并以此理論為基礎,加入心理和預期變量,對我國城鎮居民消費函數進行進一步實證比較;董振海(2000)運用生命周期理論對我國目前的消費與儲蓄進行了研究。

米強(2008) 基于持久收入假說對90年代以來我國農村居民消費影響因素的進行實證研究,得出農村居民的持久收入的邊際消費傾向遠小于暫時收入的邊際消費傾向,而消費的持久收入彈性大于暫時收入彈性的結論;龔曙明 、歐陽資生以持久收入假說為理論依據,以實證分析表明,改進的持久收入假說消費函數和現代消費函數都能有效地解釋我國居民的收入對消費的決定,具有實際應用價值。

四大經典消費理論各有其優缺點和適用范圍,我國學者通過對不同群體在不同時期的消費行為分析,能夠確定上述理論在我國具有較強的適用性。從國內外消費理論和實證研究的結果來看,居民的消費行為極大地受其收入影響,因此,通過研究收入與消費的關系來說明增加收入對促進消費的必要性,刺激國內消費關鍵還在于提高居民收入、公平收入分配。

2 、1980-2008年我國城鎮居民消費與收入關系的實證分析

本文基于經典消費理論對1980年-2008年我國城鎮居民收入與消費支出的關系進行研究。首先對我國城鎮居民人均收入與人均消費的時間序列數據做平穩性檢驗,然后在此基礎上進行協整分析并對誤差修正模型進行估計。

(1)數據與變量選擇

為了排除人口總量和人口結構的影響,選取人均可支配收入和人均消費為變量。數據為1980-2008年我國城鎮居民人均可支配收入和人均消費的時間序列數據。由于價格因素的影響,以1978年為基期對各時期收入與消費用價格指數進行平減。為了使參數容易估計并減少數據的波動性,將所有數據取對數得lac與lay。原始數據摘自《中國城市(鎮)生活與價格年鑒2009》。

(2)計量分析

1)變量的平穩性檢驗

為了保證被分析時間序列數據的平穩性,采用eviews5.0對數據進行ADF檢驗。

首先,對lay和lac進行ADF檢驗,(注:檢驗類型均為有截距項、無時間趨勢項、滯后期數為0),主要計算機輸出結構如下:

從輸出結果可以看出,在5%的顯著水平下,lay與lac的ADF檢驗值都大于臨界值,因此lay與lac均不平穩。

在前面的分析基礎上,對lay和lac的一階差分進行ADF檢驗,(檢驗類型為有截距項、無時間趨勢項,滯后期為0),主要計算機輸出結果為:

從輸出結果可以看出,一階差分后的lay和lac均為平穩序列。

2)協整檢驗

以上ADF檢驗得出城鎮居民人均可支配收入和人均消費均為一階單整序列,二者可能存在協整關系,由此,采用E-G兩步法對序列進行協整估計。

首先,根據絕對收入假說的消費函數,運用OLS法估計方程:lac=c+αlay+u,方程的估計結果為:lac=0.650288+0.876998lay

(12.27396) (114.1602)

R2=0.997933,F=13032.56,DW=1.447478

查dw檢驗表,n=29,k=1時,dl=1.34,du=1.48;ρ=1-d/2=0.275,由于此時0

lac=0.633129+0.565424lay+0.31737lay(-1)

(13.43364)(5.693665)(3.092815)

R2=0.998687F=9506.198 dw=1.448899

其次,對殘差項進行ADF檢驗,(有截距項、無時間趨勢項、滯后期為0),結果如下所示:

殘差序列為零階單整,是平穩序列。說明lay與lac具有協整關系,也即是城鎮居民人均可支配收入與人均消費之間存在長期穩定關系。

3)誤差修正模型

上面的分析可以證明lac與lay之間存在協整關系,因而可以建立誤差修正模型。令ecm為resid,即將協整方程的殘差序列作為誤差修正項。原本當期消費還要受前期消費的影響,但其影響不顯著,因此去掉lac(-1)項,建立下面的誤差修正模型:

lac=αlay+ βlay(-1)+γecm(-1)+ε,估計得:

Dlac=0.564213dlay+0.322685dl(ayt(-1))- 0.733305ecm(-1)

(7.604623)(4.270367) (-3.631491)

R2=0.779824,DW=2.011772

最終分析結論:

(1) 1980--2008年間,我國城鎮居民的人均消費支出和人均可支配收入之間存在著長期動態均衡關系。(2)通過協整方程可得出,從長期看,我國城鎮居民當期人均可支配收入對人均消費支出的彈性系數為0.565424,即當期ay每增加l%,平均來說ac將增長0.565424%。此外,居民前期人均可支配收入對人均消費支出的彈性系數為0.31737,即前期ay每增加l%,平均來說ac將增長0.31737%。這充分說明增加城鎮居民人均收入對拉動城市居民消費支出作用十分明顯。

(3)通過誤差修正模型得出

從短期來看,城鎮居民人均消費支出除受當期收入水平的影響之外,還受到前期收入水平的影響。本期可支配收入變動每增加1%,本期人均消費變動增加0.564213%;上期可支配收入變動每增加1%,本期人均消費變動將增加0.322685%。

誤差修正項的系數為-0.733305,并且通過了T檢驗,充分表明城鎮居民人均消費的增加和解釋變量的短期變動偏離它們長期均衡關系的程度較大,城鎮居民人均消費和解釋變量的長期均衡關系對當期非均衡誤差調整的自身修正能力較強。消費的短期波動偏離長期均衡時,將以73.3305%的調整力度將非均衡狀態拉回均衡狀態。

從以上實證分析結果看,我國城鎮居民消費支出受其收入水平的較為顯著。無論是協整分析的結果還是誤差修正模型的結果都表明本期收入每變動一個百分點,本期消費同方向變動0.56個百分點左右;上期收入每變動一個百分點,本期消費也同方向變動0.32個百分點左右。由此分析還能看出,上期收入對本期消費仍有較大影響,因此,收入對消費的影響具有一定的滯后效應。

參考文獻

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居民收入分配存在一定差距是合理，也是必要的，它可以充分發揮市場機制的杠桿調節作用，提高微觀組織的運行效率，促進社會進步。但是如果收入差距過大，超過一定范圍，就會阻礙居民社會福利水平的進一步提高，阻礙公平競爭的實現和資源有效配置，使社會產生兩極分化，不僅對社會的和諧與穩定，而且對整個國民經濟的持續發展，都將產生不利影響。所以本文力求分析城鎮居民收入差距產生的原因，研究財稅部門如何適時采取措施加以調節，使城鎮居民收入分配結構趨向合理。

一、城鎮居民收入差距拉大的成因探析

城鎮居民收入進一步拉大，原因有很多方面:

1. 行業壟斷、競爭條件不平等是導致城鎮居民收入差距的重要因素。在初次分配領域，平等競爭、限制壟斷是保證收入分配秩序公平、合理的基本條件，但是，由于政府在限制壟斷、鼓勵平等競爭方面缺乏有效的政策，一些地區、行業及單位利用行業壟斷因素和不平等競爭條件來壟斷市場，獲取巨額利潤，造成了與其他地區、行業及單位收入差距的懸殊，加大了行業間城鎮居民收入的差距，如金融、電信、保險等。同時，我國實行傾斜發展政策、特區政策等，形成了地區間競爭條件不平等的局面，進而造成地區之間經濟發展不平衡和城鎮居民收入分配差距的擴大。

2.分配領域的稅收政策不完備，政府宏觀調控力度不足。一個完備的以稅收政策為主要內容的再分配政策，應該能夠有效地發揮政府對社會成員收入的再調節功能，促進社會的公平、合理，保證社會生活的健康和穩定。現在我國再分配領域的稅收政策是不完備的，存在著許多政策缺位，制約著稅收調節分配功能的充分發揮。一是稅收對收入差距的調節力度不足。對調節收入差距起重要作用的個人所得稅改革才剛剛起步，任重而道遠，相應的遺產稅、贈與稅等稅種還尚未開征，難以對居民生前收入、消費和財產進行全方位再分配，對高收入的調節作用更是有限。尤其是因為尚未開征社會保障稅，在一定程度上降低了稅收收入占gdp的比重，降低了政府調節收入差距的能力。二是政府各部門的分配關系沒有理順。政府非財政部門直接參與分配的問題比較嚴重，不僅削弱了政府對收入差距的宏觀調控能力，而且擾亂了收入分配秩序。三是財政轉移支付制度不完善，難以有效地調節地區縱向和橫向的財力差異。轉移支付是經濟的自動穩定器，通過政府對低收入者或貧困地區進行直接的財富轉移，實現收入的再分配，可以起到縮小貧富差距的作用。

3. 社會保障政策薄弱, 弱化了政府對城鎮低收入群體的保障能力，拉大了收入差距。我國實行的城鎮居民最低生活保障制度、失業保險制度、國有企業下崗職工基本生活保障制度三條保障線，在縮小收入差距方面發揮了重要作用，但是也存在制度設計不全面，保障覆蓋面窄、保障項目不完善、保障水平低以及保障資金籌集困難等問題，弱化了政府對城鎮低收入群體的保障能力，使低收入階層無法得到基本的社會保障，與高收入階層的貧富差距越來越大，加劇了收入分配的差距。

4.收入分配制度和政策不完善，是造成城鎮居民收入差距拉大的重要原因。目前我國收入分配領域的制度和政策建設是不完備的，如保證收入分配政策的制度尚不完備，打擊遏制違法非法收入的政策不健全。不僅尚未建立某些根本性的制度，而且一些局部性、技術性的制度，如收入申報制度、政府官員儲蓄實名制問題等也還沒有實質性的進展。同時，由于缺乏有權威的程序規定和實質性監督制度監督，有些已經制定出來的政策也沒有更好地落實，致使政策效力受到極大的限制。

5.就業形勢與城鎮居民的教育文化程度影響城鎮居民收入分配差距。由于當前下崗職工的增加和農村剩余勞動力的轉移，加劇了就業矛盾，就業壓力增大，不僅使居民總體收入水平增長緩慢，而且在一定程度上使貧富差距拉大。

另外，居民的受教育程度、文化水平已經成為影響居民收入水平的一個重要因素。 據調查，勞動力受教育程度的高低與其收入水平的高低具有高度的正相關性，教育程度高的收入水平也相應高。另外，技術含量低的工作崗位基本上處于人員飽和狀態，激烈的市場競爭使低文化者的收入水平下降，再加上產業結構的調整，一些技術含量低的傳統行業逐漸被市場所淘汰，而那些代表未來發展的新興產業則迅速崛起，從而導致不同文化程度者的收入水平差距較大。

二、縮小我國城鎮居民收入分配差距的對策建議

針對當前城鎮居民收入分配差距拉大的問題，要遵循“效率優先，兼顧公平”的原則，對收入差距的程度進行科學合理的調控，調節高收入階層的收入，擴大中等收入者的比重，提高低收入群體的收入水平，逐步建立規范有序的收入分配機制，把收入分配差距控制在適當范圍內，以達到縮小收入差距，實現共同富裕的目的。

（一）按照科學發展觀的要求，調整財政支出結構，逐步實現“以人為本”。積極調整財政支出結構，縮小行政管理經費支出，減輕財政支出壓力；適當增加居民收入支出，增加社會保障支出，特別是加大地方財政對社會保障的投入力度，逐步把社會保障支出占財政支出的比例提高到15%—20%，使財政支出成為解決社會保障基金的主渠道；加強對低收入群體的扶持力度；增加社會就業投入，增加教育培訓投入，提高居民素質和就業能力；加大財政轉移支付力度，重點支持貧困群體。

（二）深化工資分配制度改革，調整收入分配制度，從體制上縮小行業、部門間不合理的收入差距。應堅持以按勞分配為主體、多種分配方式并存的制度，把按勞分配同按生產要素分配結合起來，建立健全收入分配的激勵機制和約束機制，規范社會分配秩序，強化收入分配稅收調節功能。加強對企業、事業、機關單位工資分配的監督檢查，加強對壟斷行業收入的監督和管理，規范支付行為，整頓工資分配秩序，逐步解決由于體制所造成的行業間工資差距過大的矛盾。

實施“陽光收入工程”，規范津貼補貼制度，規范、清理、歸并各單位自行建立的津補貼，實行統一標準、統一管理，通過對機關事業工資外收入發放水平實行總量調控，逐步縮小機關事業單位之間的收入差距。建立正常的地方增資機制，完善工資福利制度，積極推進福利待遇貨幣化、工資化改革。建立地區津貼制度，把住房補貼、交通補貼和地方性補貼等納入工資收入，促進機關事業單位工資水平的合理增長。同時采取經濟、法律和行政手段，有效調節地區之間機關事業單位職工收入差距。

（三）完善稅收制度，強化國家稅收對收入分配的調節職能。通過完善稅收政策，建立一個綜合協調配合，覆蓋居民收入運行全過程的稅收調控體系，以充分發揮稅收在個人收入分配調控中的職能作用。為強化稅收對個人收入分配的調控功能，應逐步確立以個人所得稅為主體，以財產稅和社會保障稅為兩翼，以其他稅種為補充的個人收入稅收調控體系。

要完善個人所得稅制度，改變目前所得稅征收與家庭消費脫鉤的狀況，建立普遍的個人所得稅年度申報制度。要借鑒國際經驗，開征財產稅、遺產稅、贈予稅等稅種來縮小財產分布上的差距，通過拓寬對奢侈消費品等項目的稅基、制定合理的稅率和建立有效的征管機制，提高個人所得稅和消費稅占全部稅收收入的比重。要完善具有財產稅性質的車船使用稅、土地使用稅等，適時出臺社會保障稅，充分發揮稅收在“限制高收入”和“保障低收入”兩方面的調節作用。對存量資產開征房地產稅，對個人的投資收益開征證券交易稅等，使稅收對個人收入分配差距的有效調控覆蓋全過程，形成對收入分配的完整的調控體系，縮小規避稅收調節的空間，發揮稅種作用的互補，確保收入差距保持在一個合理的范圍。要加快建立鼓勵投資、創業的機制，把高收入者的財富引導到發展國民經濟上來。

（四）增強政府轉移支付能力，逐步形成規范有序的管理體制和運行機制，縮小不同地區收入差距。政府不僅要加大轉移支付的力度，而且調整轉移支付的結構與方向，建立中央政府與地方政府相互分工、各有側重、城鄉一體的轉移支付體系。從目前我國的實際情況看，政府的轉移支付重點除了加強對農業的轉移支付，要加強對保護生態環境的轉移支付，即通過對生態環境保護區的補貼，彌補該地區城鎮居民因保護環境而損失的收益；對特殊群體的轉移支付，即通過建立相關社會基金，對失業者或收入不足以維持生計者給予救濟或補貼。

進一步加強對貧困的縣級城鎮扶持力度。建議重新統計核定貧困縣級城鎮的數額，特別是對欠發達地區及貧困地區的貧困縣級城鎮，根據它們的特點，制定相應規劃和計劃，采取針對性的配套措施或重點扶持政策，如加大中央和地方政府對貧困縣級城鎮的轉移支付；加大對它們基礎設施，生態保護，基礎教育，衛生醫療、生產項目等的財政扶持；出臺鼓勵發達地區對貧困縣鎮的結對幫扶政策等。 加快西部開發和中部崛起戰略步伐，縮小地區經濟差距。國家應加大對西部地區的轉移支付，加強中西部地區基礎設施建設，鼓勵外地投資者到中西部投資，通過各種形式增強中西部地區的經濟實力，以經濟發展帶動中西部居民收入的增長，縮小與東部發達地區居民收入的差距。

（五）調整財政扶貧政策，完善城鎮社會保障制度，縮小不同階層收入差距。建立健全社會保障制度是解決居民收入分配差距的主要手段之一，通過補助低收入者來實現收入分配公平化。要加強對貧困群體的扶持力度，對城鎮貧困群體作為財政重點扶持范圍，增加用于提高貧困人口素質和貧困人口的教育水平方面的財政投入。同時，允許企業和個人捐贈的扶貧資金在所得稅前扣除，廣泛吸納各類社會資金參與扶貧開發。 全面實施城鎮居民最低生活保障制度，有效解決貧困問題。切實保障低收入階層的基本生活，進一步健全和完善投資主體多元化的社會保障體系。對社會弱勢群體的基本生活、住房、醫療、養老等方面予以保障，完善和落實職工最低工資標準，加強城鎮居民最低生活保障力度，將符合條件的困難群眾全部納入保障范圍，做到應保盡保。建立城鎮低保標準正常增長機制，使低保水平與當地的經濟發展和人民生活水平同步提高。落實城鎮低保動態管理，根據家庭收入情況及時調整低保金和入保出保的家庭，使低收入群體真正享受到經濟發展帶來的實惠。

(六)加強宏觀調控，規范市場秩序，抑制壟斷性經營收入和非法收入。建立規范的市場競爭機制，增加市場開放度，加強對經濟活動中壟斷成分的限制和管理。借鑒成熟的市場經濟國家的經驗，提高壟斷行業的市場準入程度，引入競爭機制，以法律和規則的形式，縮小國家壟斷性行業的范圍，減小壟斷行業與非壟斷行業之間的收入差距。要建立特許經營制度，規范壟斷收益分配，對各種領域的國家特許經營機構征收特許經營權收入稅，采取規范的辦法將留歸部門和企業的壟斷收益收歸國家財政，從而調節因壟斷造成的不合理的行業收入差距，建立公平競爭的社會環境。

強化對居民收入的宏觀調控，建立公平競爭的市場環境，把收入差距控制在合理的范圍之內。要對不同性質的收入采取不同的調節政策：保護合法收入，同時加強治理整頓不合理收入，規范價格行為和收費行為。對各種體制漏洞和不合理的收入分配政策，要通過改革進行全面清理和調整。還要堅決取締非法收入，對侵吞公有財產、偷稅逃稅、權錢交易等非法牟利行為，必須依法嚴懲。要通過立法規定公務員個人財產申報制度，增強公務人員辦事過程的公開性、透明性和程序性，完善權力的制約機制，完善稅法，加強征管，逐步消除非法收入形成的條件與環境。以《行政許可法》的實施為契機，加快政府改革，減少審批項目，減少政府對經濟活動的干預，降低因“尋租”和“共謀”等濫用權力的行為獲得不當利益而引發的貧富差距。

(七)積極促進充分就業，提高城鎮低收入居民的收入水平。解決低收入群體問題，關鍵是幫助他們增強自身“造血”的功能，解決就業問題。一是政府應繼續提供和增加對就業技能要求低的公益性崗位，幫助下崗職工度過難關。二是加大培訓投入力度，提高知識水平。各級政府要投入一定的資金，采取各種形式，加大對普通勞動者，尤其是下崗失業人員的培訓力度，使他們盡快掌握就業的基本技能和必備知識，擴大就業機會和空間。三是鼓勵民間投資，扶持民營經濟，加快發展第三產業，特別是發展勞動密集型產業，支持勞動密集型和能源低耗型的第二產業發展，進一步拓展就業渠道，使城鎮居民的總體收入水平得到提高。四是建立有效的社會支持網絡，建立和完善職業介紹機構、勞務市場、人才交流中心和招聘廣告等市場化網絡，增加勞動就業機會。五是要在稅收減免、小額貸款、再就業培訓補貼、增值稅和營業稅起征點等方面給予優惠政策，以增加下崗人員、失業人員的就業機會。

（八）建立對貧困群體的社會幫扶救助網絡體系。對社會貧困群體除了城鎮最低生活保障的救助外，加強教育、醫療、住房等專項救助，還要動員社會力量幫扶救助，形成一個強大的社會幫扶救助網絡體系。

加大科教投入，建立教育援助制度。加強對落后地區和貧困群體的科教投入,實行科教扶貧。財政在確保義務教育經費供給的同時，加大職業教育的投入，增加城鎮居民受教育的機會，以提高勞動者的素質，增強他們的就業和競爭能力。建立教育援助制度，建立貧困家庭子女教育基金、助學金和勤工助學制度，完善非義務教育階段困難家庭學生的資助政策,以幫助那些貧困學生完成學業。為落后地區培訓必要的師資，增加對基礎教育的投資，通過提高勞動者的素質，縮小收入差距。

全面落實城鎮困難居民醫療救助制度。在加強醫療制度改革的同時，完善和建立城鎮貧困家庭醫療救助制度，加大醫療救助資金的投入，擴大救助范圍，提高救助標準。嚴格審批程序，確保城鎮低保對象及特殊困難群眾到醫療服務機構就醫時能夠按規定享受到醫療費用減免政策。

建立特困群眾住房救助制度。在加大經濟適用房和低價廉租房建設的同時，政府對城鎮低收入家庭的住房困難戶以發放租賃住房補貼為主，實物配租、核減租金為輔的方式保障城鎮最低收入家庭基本居住需求。

篇4

關鍵詞：收入分配差距；倒U曲線；基尼系數

中圖分類號：F812.4　文獻標識碼：A　文章編號：1000―176X(2007)06―0065―07

一、引言

隨著我國社會主義經濟體制改革的不斷深入，政府不再采用計劃經濟時期平均主義的分配方式，取而代之的是由市場機制自發調節的收入分配方式。經濟的發展以及收入分配方式的改變使得人們收入不斷增長的同時，居民間的收入分配差距也在逐漸擴大?？偫碓?006年政府工作報告中提出，今后將“更加注重城鄉、區域協調發展，更加注重社會事業建設，更加注重社會公平和社會穩定，讓全體人民共享改革發展成果。”因此，對于收入分配差距問題的研究，對我國社會經濟的健康穩定地發展有重要的理論和現實意義。

大多數研究和爭論對經濟增長與收入分配不平等之間的因果關系采取了懷疑的態度，但是經濟學家們都傾向于認為，對于任何一個國家的經濟發展都不能忽視不平等和貧困化問題。到目前為止，反映經濟增長和收入分配關系最著名的仍然是庫茲涅茨“倒U型”曲線，庫茲涅茨通過對英國、德國以及美國這些國家20世紀50年代的數據研究發現，這些國家的不平等經歷了一個先升后降的過程，認為經濟增長是生產要素從低生產率部門向高生產率部門流動的過程。但是20世紀80年代開始，一些經濟學家通過對發展中國家有關資料的分析，展示了與公認的“倒U型”假說相反的關系，對“倒U型”曲線提出公開質疑。后來的研究大多運用多個國家的截面數據或者單個國家的不同時期數據進行分析，絕大部分研究結果不支持“倒U型”假說，認為較快的經濟增長具有減小收入不平等程度的作用。

國內關于“倒U型”假說的研究觀點也不盡相同。陳宗勝提出并證明了公有制國家在經濟發展過程中的收入分配差距倒U假說，認為我國及城鎮居民的收入差別在幾何圖形上呈明顯的“階梯型”變動軌跡，特別是1993年前后的階梯型最為明顯，這主要是體制改革的階段性推進打下的烙印，而且他認為由于中國城鎮內部收入差別小于農村內部收入差別，按照庫茲涅茨的倒U假說的前提邏輯推理，城市化進程會使整體收入差距縮小。但是他的假說沒有得到李實和趙人偉相關研究的支持。黃泰巖認為庫茲涅茨的倒U假設是經濟增長型倒U假說，而我國是制度變遷型，因此庫氏假說只能部分解釋我國個人收入差距的長期變動趨勢，而且他認為目前我國的制度變遷型假說在實證檢驗上只能檢驗倒U曲線的前半段，即隨著經濟水平的不斷提高收入分配差距在持續擴大。王小魯，樊綱通過計量模型檢驗證明收入差距還有繼續上升的明顯趨勢，其下降階段不能確證。周文興從動態以及一般均衡的角度研究發現城鎮居民收入分配不平等與經濟增長之間有長期均衡關系，但是短期的調整也是必要的，有利于協調社會福利與穩定的關系。

本文根據我國城鎮居民收入分配格局的現狀，在定性分析的基礎上，通過實證分析研究城鎮居民收入分配差距與經濟增長之間的關系，認為隨著我國經濟的快速增長，城鎮居民收入分配差距正處于不斷擴大的時期，但在近期有望得到抑制，短期內不宜采用較為激進的收入分配改革制度。在關注區域、行業協調發展的同時對不同收入層次采取不同的收入分配政策，這樣才能緩解收入分配差距過大帶來的一系列社會問題。

二、我國城鎮居民收入分配格局的基本判斷

(一)我國城鎮居民收入分配差距的定量指標分析

本文主要考慮城鎮居民的收入分配差距，利用《中國統計年鑒》中城鎮居民家庭基本情況的調查數據。在《中國統計年鑒》中按收入情況將家庭分為七組，即最低、低、中低、中、中高、高和最高收入組，除最低、低，高和最高占的人口比例為10％外，其他各組的比例均為20％。用到的指標包括平均每人全部年收入，平均每人可支配收入。其中城鎮居民家庭收入指被調查城鎮居民的全部實際收入，包括經?；蚬潭ǖ玫降氖杖牒鸵淮涡允杖耄豢芍涫杖胫副徽{查城鎮居民家庭在支付個人所得稅、獲得補貼后得到的實際收入。本文將可支配收入視為交納個人所得稅以后的收入，而不考慮補貼，即稅后收入。本文采用五分法進行分組，利用1985―2005年的分組數據計算各年的可支配收入差距的各類指數如表1。

表1中給出的測量指標有收入不良指數、庫茲涅茨指數(Kuznets Index)和阿魯瓦利亞指數(Ahluwalia Index)，它們測量的均是相對收入差距，其中收入不良指數在我國經濟理論界較為常用。

可支配收入的不良指數從1985年的2.325上升到1990年的2.507，此后一年偶有回落后一路加速上升到2000年的3.618，2005年的5.733，21年間上升了146％，年均增長4.4％，說明占人口20％的高收入階層和同樣占人口20％的低收入階層的可支配收入差距在持續擴大。用其他各類指數測度的居民收入分配差距也可以得出同樣的結論，比如在1985―2005年間，庫茲涅茨指數從0.296上升到0.414，上升了40％，年均增長1.6％；阿魯瓦里亞指數從0.291下降到0.193，下降了33.7％，年均下降2％。因此從各類指數的變化趨勢來看，可以預見今后一段時間內如不采取有效的政策措施，城鎮居民收入分配差距將不會縮小。

(二)我國城鎮居民收入分配格局的描述性分析

1．城鎮居民家庭間的收入差距明顯擴大

1994年我國城鎮居民中最低收入戶和最高收入戶人均可支配收入分別為1524.83元和6262.7元，最高收入戶為最低收入戶的4倍多；而2005年最低收入戶和最高收入戶人均可支配收入分別為3134.68元和28 773.11元，最高收入戶是最低收入戶的9倍多。城鎮居民家庭間收入差距擴大的原因雖然是由市場決定的，市場化的過程中由于各類勞動、服務的需求和供給彈性的不同而導致家庭就業者間收入上的差異，但是更重要的是非工資收入，從社會階層看，部分個體工商戶、私營企業主、國有企業的承包者和經營者、外貿企業的中方高級雇員、歌星影星、新辦公司的負責人等收入過高。從收入種類看，財產收入增長最快，財產分配不公必然導致收入分配不公的結果。

2．地區之間居民收入差距進一步擴大

由于東，中，西部地區經濟發展不平衡導致地區間居民收入差距也在不斷拉大。東、中、西部三大地帶城鎮居民可支配收入比例：1985年為1.19:1:1.07(以中部地區為1)，2000年擴大為1.49:1:1.06，到2005年這一比例變為1.43:1:0.96。東部與中部、西部城鎮居民人均可支配收入的絕對差

額由1985年的71元和44元分別擴大到2005年的3792元和4180元。2005年城鎮居民人均可支配收入最低的后五位是新疆、青海、甘肅、寧夏、海南，最高前五位的是上海、北京、浙江、廣東、天津，人均可支配收入最高的上海是收入最低的新疆的2.33倍。收入最高省份的地區集中在東部地區，而收入最低的省份集中在中西部地區，據國家統計局計算，1981―2000年，省際間的基尼系數由0.06上升為0.16。

3．不同行業居民之間的收入差距明顯擴大

根據2005年《中國統計年鑒》按行業職工平均工資顯示，1978―2002年按行業分最高工資與最低工資之比除了在1985―1990年略有減小外，其他年份都大于2，1995年以后持續擴大，從2.23一直擴大到2.99。同時不同行業薪酬的方差的對數也在急劇上升，說明行業之間報酬的平均主義正不斷打破，報酬差異逐漸拉大。從2000年開始，平均工資最高的始終是電力、煤氣及水的生產供應業，科學研究和綜合技術服務業，金融保險業。同樣的，從1995年開始，農、林、牧、漁業一直是行業報酬最低的，一方面說明傳統行業的勞動生產效率提高的速度不如有一定技術含量的行業的提高速度，另一方面，能源的稀缺與壟斷使得其報酬率越來越高。而近年來對于人力資本的重視和第三產業以及資本市場的迅速發展使得相關行業的平均報酬也是較高的。最后，有些國有壟斷行業收入分配過分向個人傾斜，也是行業之間的收入差距呈擴大趨勢的一個重要原因。

(三)我國城鎮居民基尼系數的估計和分析

1．洛倫茲曲線和基尼系數的估計方法

基尼系數是目前較為常用的用來衡量相對收入分配差距的指標，它是根據洛倫茲曲線計算出來的。一般來說基尼系數越大，說明收入分配越不平等。本文利用城鎮居民家庭收入的分組數據進行計算，由于數據的限制，不能獲得洛倫茲曲線精確的數學表達式，所以不能采用連續積分的方法，只能采用求面積比值的幾何方法來近似計算基尼系數。

在洛倫茲曲線圖(圖1)中，橫軸表示人口百分比的增加，縱軸表示收入百分比的增加，圖中對角線OCZ是收入分配絕對平均線，OXZ曲線為絕對不平均線，現實的收入分配狀況如ODZ線所示。 基尼系數是依據洛倫茲曲線計算的衡量收入分配不均等程度的一個指標值：

基尼系數=SA/SA+B　(1)

其中，SA為對角線OCZ與ODZ曲線圍成的面積，sA+B為三角形OXZ的面積。

分配差距有望縮小。根據方程(6)的系數，兩邊對In(uexp)求導，可以求出達到“倒U曲線”的轉折點(即峰值)時城鎮居民人均可支配收入為11542元，此時基尼系數最大為0.451，也就是說以基尼系數衡量的城鎮居民收入分配差距在人均可支配收入為11542元的時候達到最大值0.451，此后隨著經濟水平的進一步發展，城鎮居民可支配收入的進一步增加，城鎮居民間的收入分配差距將會縮小。據統計資料顯示，2005年我國城鎮居民人均可支配收入為10493元，還沒有達到11542元的頂點，也就是說，近幾年城鎮居民的收入分配差距正在不斷擴大，正處于倒U曲線的前半段，這個差距將在今后或不遠的將來達到最大，此后隨著經濟水平的進一步發展，城鎮居民人均可支配收入的不斷提高，收入分配差距有望縮小。這個結果暗含的一個前提條件是，方程(6)的所有省份的發展是遵循同一模式。結合其它省份的情況比較，發達省市在政策偏向、資金以及人才的獲得方面有著明顯的優勢，也就是說發達和落后省際之間的經濟發展環境差別很大。如果其它省份能夠獲得與發達省份同樣的外部發展環境，隨著經濟的發展省內、省際之間的收入分配差距將能夠得到有效的控制。

四、結論及政策建議

本文首先計算了幾種度量收入分配差距的指標，從不同角度的分析得到了我國城鎮居民收入分配差距不斷擴大的結論。其次估計了我國城鎮居民的基尼系數。通過計量經濟模型，檢驗了低、中、高各階層可支配收入與收入分配差距之間的關系，得出結論：增加中、低收入階層的可支配收入，遏制高收入階層可支配收入，可以減小基尼系數，從而降低收入分配差距。進一步通過模型發現，我國發達地區的經濟發展和收入分配差距呈現出倒U型規律，說明經濟發展達到一定水平，收入分配差距有望縮小。本文建議可以從以下幾個方面著手，以減輕收入分配差距過大帶來的負面影響：

第一，確保國民經濟的持續快速協調健康地發展。沒有經濟基礎做保障，解決收入分配問題是不可能的。前面的實證分析也證實了經濟水平發展到一定的階段能夠減輕收入不平等程度。因此，在經濟發展過程中去解決收入分配問題是一條可行之路。借鑒東部發達省市經濟發展經驗，堅持推進西部大開發，振興東北地區等老工業基地，促進中部地區崛起，鼓勵東部地區加快發展，形成東中西互動、優勢互補、相互促進、共同發展的新格局，促進區域經濟協調發展。

第二，完善市場經濟體制，強化對非法收入的打擊力度，整頓不合理收入，積極營造公平的競爭環境。行業之間的收入差距與壟斷密切相關。2006年6月7日，國務院常務會議審議通過《反壟斷法(草案)》，為消除市場準入壁壘，引入競爭機制，創造公平競爭的市場經營環境提供了政策基礎。同時，特別要鼓勵技術創新、管理等無形資本參與分配，形成良好的收入分配機制。

第三，完善勞動力市場，以全面的信息服務消除失業與職位空缺共存現象。發展教育，特別是注重發展職業教育、繼續教育，發展初中等教育，提供轉業或再就業培訓。完善要素市場，推動行業、職業、專業間的收入均等化：我國各行業中收入水平所以差異較大，主要原因就是各種要素流動性差，特別是城市里的勞動力由于制度、技術、觀念上的影響，行業、職業間的流動性很差。要按照市場經濟規律的要求，進行產業結構的調整和資源優化配置，增加就業，在正常收入的范圍內適當縮小差距。

篇5

關鍵詞：商品住宅價格；居民收入；關聯性

中圖分類號：F127 文獻標識碼：A 文章編號：1001-828X（2014）06-0-01

六盤水，位于貴州省西部的烏蒙山區，因夏季月平均氣溫僅19.7℃，有“中國涼都”之稱。隨著消夏避暑文化、“三線建設”文化和民族民間文化宣傳力度的加大，本市房地產業迅速發展。近年來，高房價與低收入的話題逐漸成為人們關注的焦點。

一、商品住宅的相關概念

商品房特指經政府有關部門批準，由房地產開發經營公司開發的，建成后用于市場出售出租的房屋，包括住宅、辦公等商業用房及其配套建筑物 [1]。

商品住宅價格由土地使用權取得費、住宅開發成本、住宅開發期間費用、利潤、稅金和住宅差價構成，其形成受地方政府、購買者、開發商、商業銀行和中央銀行等多因素影響。

2013年，六盤水市共有房開企業197家，共銷售商品住宅6626套，銷售面積76.82萬平方米，住宅均價3724.72元/m2，房地產開發投資81.72億元[2]。

二、居民收入的相關概念

從收入的來源來看，居民收入可以分為勞動性收入和非勞動性收入。勞動性收入是指勞動者以其自身的勞動為交換而獲得的收入，其中工資是最重要的形式。非勞動收入則指居民依靠其擁有的資本獲得的財產性收入，主要包括租金、利息、紅利等方面。

居民收入的衡量指標有城鎮居民家庭可支配收入、農村居民家庭純收入等。由于商品住宅消費群體主要以本地城鎮居民為主，占購房總人數的78%，所以通常用城鎮居民的可支配收入來衡量居民收入水平。

2013年，六盤水市財政總收入178.31億元，城鎮居民人均可支配收入19625元[3]。

三、商品住宅價格與居民收入的關聯性研究

從表1和表2可看出，六盤水市商品住宅銷售價格成穩步上升趨勢，城鎮居民人均可支配收入也逐年遞增，但與房價的增長由于基數不同，并無明顯關聯性，需用房價收入比來衡量房價是否超出了居民的實際購買能力。

表1 2007-2013年六盤水市商品住宅價格及相關影響因素數據

表2 2007-2013年六盤水市商品住宅價格及相關影響因素增長率

有關房價收入比的計算：

房價收入比=商品住宅平均單套銷售價格÷城鎮居民平均家庭年收入=（商品住宅平均銷售價格×城鎮人均住宅建筑面積）÷城鎮居民平均每人全年收入

本文參考其它相關文章將人均可支配收入的2倍作為人均年收入，計算出各年的房價收入比Ⅰ見表3，考慮到有可能與選用的人均年收入值有關導致結果相對偏小，另假設人均可支配收入等于人均年收入，計算出各年的房價收入比Ⅱ見表3。

表3 2007-2013年六盤水市商品住宅房價收入比

用Excel線性回歸分析房價與收入的關系：

當人均可支配收入作為自變量時：相關系數R2為0.9957時，y=0.1742x-249.71，人均可支配收入（x）與商品住宅價格（y）是呈高度正相關的關系。由于系數的T檢驗也都通過，因而將回歸方程模擬為線性方程是可行的。從方程的系數可知，城鎮居民人均可支配收入每提高2000元，商品住宅價格每平方米就上升98.69元。

當商品住宅價格作為自變量時：相關系數R2為0.9957時，y=5.716x+1491.7，商品住宅價格（x）與人均可支配收入（y）是呈高度正相關的關系。由于系數的T檢驗也都通過，因而將回歸方程模擬為線性方程是可行的。從方程的系數可知，商品住宅價格每平方米上升1元，城鎮居民人均可支配收入就提高1497.42元。

四、結論和對策建議

通過2007-2013年六盤水市商品住宅市場的相關研究可得出以下結論：第一，從表3可看出，六盤水市房價收入比截止2013年年末未達到6：1，目前的房價仍然在六盤水市城鎮居民可承受的購買能力范圍內。第二，通過人均可支配收入與商品住宅價格的相互回歸實證結果得出商品住宅價格與居民收入之間成“正相關”的關系。第三，居民收入增加，對商品住宅的消費需求和投資、投機需求就會上升，受供求規律和價值規律的作用，商品住宅價格會上升、租金等收入會上漲，最終使得居民收入又增加。

居民間收入差距的擴大，會使得低收入者的消費需求減少、高收入者的投機需求增加，導致商品住宅市場上的投機行為增多，商品住宅價格被抬高。最終，低收入者更買不起房而高收入者賺取更多收入，即“富者更富，窮者更窮”，加劇了居民間的收入差距，造成貧富兩極分化。

為了促進居民收入平等和商品住宅價格改善，提出如下對策建議：

1.調整供給結構，構建合理的供應體系 政府應發揮主體作用，根據本市的實際情況，合理確定高檔別墅、普通住宅、中低檔次商品住宅以及大戶型、中戶型、小戶型各自所占的比例。政府給予適當的優惠條件和政策支持，擴大中低檔次商品住宅和經濟適用房的供給量，滿足不同收入層次居民的住房需求。

2.多渠道、多方法控制商品住宅價格 政府可通過對地價的調控使房價趨于合理，也可通過控制開發成本來降低房價，同時需加大對房價的檢查和監管力度。對中低收入家庭購買的經濟適用房，要嚴格實行政府指導價，限價銷售；對中層收入者購買的普通商品房，由政府定期制定公布指導性價格和浮動幅度，適當放開管理；對高收入家庭購買的高檔商品房實行市場調節價，由企業根據開發經營成本和市場供求狀況自行決定銷售價格。

3.提高城鎮居民的整體收入水平 政府要把重點放在促進經濟發展上，將經濟增量部分的分配傾斜于居民的收入，切實提高居民的實際收入；積極拓寬就業渠道，開展定期的就業指導和職業技能培訓，努力促進就業；同時健全價格監管法規、加強價格監督檢查和反價格壟斷執法力度、建立健全價格信息制度等來維持物價的穩定，規范價格體系。

參考文獻：

[1]曲麗.陜西商品房市場與居民收入之間關系的研究[J].西安電子科技大學，2012：1.

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［關鍵詞］消費；協整；誤差修正

［中圖分類號］F126.1 ［文獻標識碼］A ［文章編號］1005-6432（2011）23-0140-01

1 引 言

西方經濟學對消費理論的研究已有近百年的歷史,理論體系已相當成熟。是什么決定了消費量,雖然有相對收入、生命周期、永久收入等多種消費理論,但都強調了收入對消費的重要影響。而最為廣泛接受的凱恩斯消費理論,更是把家庭收入作為消費量的具有決定意義的因素。因此,研究居民收入與消費的關系有助于制定正確的收入分配政策與消費政策,以拓展消費領域,改善消費環境,擴大國內需求。本文運用協整理論,對我國改革開放后的居民收入與消費之間的關系進行定量研究。

2 模型建立

2.1 變量選擇與數據處理

本文選用1980―2008年的“城鎮家庭人均可支配收入”和“城鎮家庭平均每人全年消費性支出”作為研究我國城鎮居民收入與消費關系的變量,并利用“城鎮家庭人均可支配收入指數”和“城市居民消費價格指數”分別將以上兩組時間序列數據價格平減為以1980年為基期的實際值,并取變量的自然對數,記為ln_i、ln_c。

2.2 模型選擇

先觀看兩個變量數據處理以后的時間序列圖：由右圖可以明顯看出,經調整后的城鎮家庭人均可支配收入和城鎮家庭平均每人全年消費性支出具有大致相同的增長和變化趨勢,即兩個變量間似乎存在一種均衡關系,說明它們之間可能存在協整關系,下面進行協整檢驗。因為只涉及兩個變量,所以可以運用Engle-Granger協整檢驗兩步法。

第一步：變量的平穩性檢驗。

然后,對et進行單位根檢驗,et的ADF統計量=-4.697356,這里判斷et是否平穩,需要用到Engle-Granger協整檢驗中殘差序列單位根檢驗的特殊臨界值,查表得：

3 模型估計

誤差修正模型建立后,需要進行參數估計。先獲取誤差修正項,具體做法是以ln_ct為因變量,ln_it為自變量進行最小二乘回歸。

4 收入與消費的協整關系分析

Δln_ct、Δln_it表示的是消費與收入的增長率,因此,模型估計結果表明,我國“城鎮家庭人均可支配收入”每增長1個單位的實際值,“城鎮家庭平均每人全年消費性支出”便增長約0.52個單位的實際值,這說明消費在很大程度上依賴于收入,所以刺激消費的最根本辦法是提高居民可支配收入水平,短期的消費政策刺激帶來的消費增加,在下一期會因為消費與收入的長期均衡關系而減少。ecm前的系數λ=-0.198536,表明模型系統可以消除前一期消費約20%的非均衡水平,修正速度不是很快，一方面表明消費偏離均衡程度較小,另一方面表明消費習慣存在黏性。在制定消費刺激政策時要充分重視消費習慣黏性的影響,出臺符合居民消費習慣的消費刺激項目。

篇7

關鍵詞：城鎮居民收入；消費；單位根；協整檢驗；格蘭杰因果檢驗

一、引言

阿拉善盟是所轄盟，地處內蒙古最西端。改革開放以來，阿拉善盟經濟發展迅速，城鎮居民收入持續提高，消費水平不斷提升。2013年，阿拉善盟城鎮居民人均可支配收入為29444.19元，較2012年增長9.65%。人均消費性支出24458.58元，較2012年增長9.34%。阿拉善盟的經濟發展水平位居全區前列，繼續提高城鎮居民可支配收入，刺激消費，是促進全盟、全區乃至全國經濟發展的重要保證。本文運用相關分析方法，對阿拉善盟城鎮居民人均可支配收入與消費的關系進行研究。

二、理論綜述

在實證研究中，時間序列數據通常不平穩。但由于受某些共同因素的影響，在時間上表現出共同的趨勢，因此它們的某種線性組合可能是平穩的，即存在協整關系。對數據進行單位根檢驗是進行協整檢驗的前提。對于非平穩的時間序列數據，差分方法可以將其化為平穩序列，然后才可建立經典的回歸模型進行分析。建立誤差修正模型，需要首先對變量進行協整分析，以發現變量之間長期均衡關系，并以這種關系構成誤差修正項。如果變量之間存在協整關系，則它們之間的短期動態均衡關系表述為：

格蘭杰因果檢驗是考察兩個變量之間是一個變量過去的行為在影響另一個變量的當前行為，還是雙方的過去行為在相互影響著對方的當前行為。本文將用以上方法對相關數據進行分析。

三、數據來源、模型的建立與分析

（一）數據來源與處理

本文選取阿拉善盟城鎮居民人均可支配收入（X）和人均消費支出（Y）為變量。并運用Eviews軟件進分析。數據來源于1995～2013年《阿拉善盟統計年鑒》，且所有數據保留2位小數。

（二）平穩性檢驗

為避免時間序列數據的不平穩性，首先運用ADF檢驗法進行檢驗。結果如表1。變量X和Y的水平序列都是二階單整（2）的，因此，不能使用傳統方法建立模型。

（三）協整檢驗

本文采用EG兩步法對變量進行協整分析：

由上式可知，擬合優度很好，且不存在序列相關性，若變量Y、X存在協整關系，則模型（3）中的殘差項應具有平穩性。對殘差項m做單位根檢驗，結果如表2所示。

由表2可知，殘差序列m的ADF檢驗統計量在10%顯著水平下小于臨界值。表明變量之間存在著唯一的協整關系。

（四）建立誤差修正模型

由于序列Y、X二者之間存在唯一的協整關系，因此可以建立誤差修正模型。表述如式（5）：

式（5）反映了Y與X之間短期動態均衡關系。模型擬合優度為0.7603。結論真實可信。

（五）格蘭杰因果關系檢驗

變量之間的因果關系檢驗，結果如表3所示。

表3結果說明，阿拉善盟地區城鎮居民人均可支配收入的增加，直接導致消費的增加，反過來消費并不是人均可支配收入的格蘭杰原因。

四、結論

第一，阿拉善盟城鎮居民人均可支配收入與消費支出之間存在協整關系，雖然短期內有所波動，但長期保持著均衡穩定的關系。說明城鎮居民的收入水平制約著消費水平。增加消費支出須建立在收入提高的基礎上。第二，由誤差修正模型可知，誤差修正項系數為負，即-0.54。說明當偏離長期均衡狀態時，誤差修正項將對偏離進行調整，且調整力度較大。第三，由ΔX的系數0.79可知，城鎮居民本期的收入水平對本期的消費水平影響較大，即當收入增加，其增加額的79%將用于消費。在長期，居民仍會將增加的收入用于儲蓄，導致消費支出有所下降。此時就要求政府調整政策，促使居民消費，刺激經濟發展，形成良性循環。第四，通過格蘭杰檢驗可知，城鎮居民人均可支配收入是消費支出的格蘭杰原因，居民收入的增加可以直接導致消費支出的增加。而消費支出并不是收入的格蘭杰原因。

參考文獻：

[1]胡鵬，陳紹剛.四川省城鎮居民收入與消費關系研究[J].現代商貿工業，2008（01）.

[2]袁霓.我國城鎮居民收入與消費關系的協整研究[J].技術經濟與管理研究，2005（05）.

篇8

關鍵詞：城鎮居民 收入差距 趨勢 原因 對策

重慶市萬州區位于三峽庫區腹心，是長江上游地區中心城市。隨著三峽工程的完工，萬州區近年來的經濟發展速度不斷加快，人民的收入也隨著經濟的發展不斷提高。

根據《2013年重慶市萬州區國民經濟和社會發展統計公報》萬州生產總值702.03億元，經濟總量列全市第4位，按可比價格計算，比上年增長12.5%，比全國、全市分別高4.8和0.2個百分點。按常住人口計算，人均萬州生產總值44172元，按2013年平均匯率計算，人均萬州生產總值突破7000美元，達到7132美元。城鄉居民收入不斷增加。城鎮居民人均可支配收入24224元，增長11.0%。但居民之間的收入差距也出現了擴大的趨勢，不同家庭之間的生活水平與消費結構出現了很大的差異。本文將就萬州區城鎮居民收入差距的變化進行分析以及應采取的對策進行研究。

一、城鎮居民收入水平與收入差距狀

我從萬州區城市調查隊得到1000戶低收入家庭和1000戶高收入家庭2010-2014年家庭收入資料，樣本具有代表性，可以作為收入差距研究的樣本。

從上表的資料可以看出，從2010年到2014年，雖然高收入家庭和低收入家庭的人均年收入都呈增長趨勢，但顯然高收入家庭收入增長速度更快，高、低收入家庭之間的差距呈增大的趨勢，這應該引起有關部門的高度重視。

城鎮居民家庭收入主要來源依次為：工資收入、經營凈收入、財產收入和轉移收入。根據萬州區統計局的資料，萬州區2010-2014年四項收入的所占比重如下表：

從表1可以看出，居民家庭收入中，工資收和轉移收入合計占到很大比重，是居民收入的主要組成部分。同時對于高收入家庭和低收入家庭來說，四大收入渠道的支撐度和依賴性不一，我將就對高收入家庭和低收入家庭進行分析。

1.工資收入是居民家庭收入的最主要來源，也是產生收入差距的主要原因

根據前面得到的樣本資料分析，2014年萬州區城鎮居民高收入家庭人均工資收入16296元，是低收入家庭人均工資收入6252元的2.6倍。從這個數據我們可以看出，雖然在不同收入階層工資收入都是收入主要來源，但對于低收入家庭來說，本來就不高的工資是家庭最主要的經濟來源，而高收入家庭，除了較高的工資收入以外，其它方面的收入也遠遠高于低收入家庭。

2.轉移收入也是不同家庭收入差距產生的重要原因。

2014年萬州區高收入家庭年人均轉移性收入9740元，是低收入家庭2328元的4.18倍。兩大社會階層轉移收入占年人均總收入比重分別為26.5%和24.5%。高收入家庭轉移收入主要是養老或離退休金、住房公積金和親友捐贈收入，而低收入家庭的轉移收入則由養老或離退休金、社會救濟、最低生活保障、贍養收入和親友捐贈綜合組成。

3.經營凈收入是低收入家庭重要經濟補充。

2014年，萬州區城鎮居民人均經營凈收入4520元，其中高收入家庭人均經營凈收入4264元，占年人均總收入的11.6%;低收入家庭年人均經營凈收入1387元，占年人均總收入的14.6%，高出高收入家庭3個百分點。可見小本經營的微利收入已成為低收入家庭重要的收入來源和補充。

4.財產性收入與高收入家庭“結緣”。

2014年萬州區城鎮居民人均財產收入123元，占年人均總收入1.6%。其中高收入家庭人均財產性收入393元，占年人均總收入的1.06%。不僅低收入家庭，就連中等收入群體也基本上屬于空白。

二、萬州區城鎮居民收入差距變化的原因分析

通過分別對高收入家庭與低收入家庭進行入戶調查，可以分析居民收入差距產生的原因主要有以下幾個方面。

1.三峽工程引起的搬遷、移民對居民的收入有較大影響

萬州區位于三峽庫區腹心地代，是庫區中移民搬遷人數最多的地區，同時很多企業為了避免庫區水質污染以及改制等各種原因關停、破產，從而導致很多企業工人下崗，而這部分工人由于年齡偏大而且自身文化技能相對較低，因此這部分人員及其及家庭的收入處于低收入水平。

2.不同工作部門和工作單位對居民收入差距的影響

居民收入的最重要組成部分是工資收入。居民工作的性質主要有機關企事業單位、國有企業、非公有制企業、個體小商戶等幾個方面，不同的工作單位造成了居民收入差距很大。

3.政府政策方面對居民收入差距的影響

首先，社會福利保障政策。和其他國家相比，我國的福利保障政策顯得不足，比如居民的養老金，很多年齡較大的居民由于過去沒有交納足夠的養老保險金，因此在他們年老以后只能領取很少的養老金。其次是稅收政策。目前我國個人稅收的再分配效應不僅沒有減少居民收入之間的差距，反而起到了擴大收入差距的負作用。

4.教育對居民收入差距的影響

經過大量相關研究已經證明，居民的收入與其受教育程度呈現正相關關系。居民受過良好教育特別是大學教育或者受過專業技能教育的人群比其它人群更能找到工資收入更高的工作。市場化的技術和技能能為居民帶來更高的收入。

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論文關鍵詞：協整，居民收入，消費，誤差修正模型

 

一．引言

上海作為中國的國際化大都市，在變革中得到了長足的發展，取得了驕人的成績，居民收入與消費水平不斷提高。目前國際金融危機雖然有所好轉，但還處于逐步恢復階段誤差修正模型，擴大內需還是保持經濟增長是根本之策，然而較低的居民消費水平限制了市場的開發。改革開放以來,上海城鎮居民的平均消費傾向總體上呈波動下降的趨勢。其影響因素很多,但收入是影響消費的最主要的因素。消費水平沒有充分開發直接影響上海經濟的健康穩定發展。因此，研究收入和消費的關系有利于進一步了解國內消費市場，從而制定準確的收入分配政策和消費政策。本文根據凱恩斯的絕對收入假說，以上海為例，對居民收入與消費之間關系進行分析與建模，最后得出相應的政策建議。

二．樣本數據

本文選用1978～2008 年上海城鎮居民“人均可支配收入( Y) ”和“人均消費支出(C) ”,利用以1978 年為基期的上海城鎮居民消費價格指數(P) ,令Yt= ( Y/ P)×100 和Ct = (C/ P) ×100 ,即得剔除價格因素后的實際收入( Yt ) 和實際消費(Ct )。為了減少數據處理中的誤差，尤其是異方差，對原始數據分別取自然對數，得到實際收入（lnYt）和實際消費(lnCt)。其變動的趨勢見圖1誤差修正模型，由此可以看出,它們都是帶有趨勢的非平穩序列。應用的計量分析工具是專業計量軟件Eviews6.0。

圖1 lnYt和lnCt 走勢圖圖2 lnYt和lnCt 走勢圖

三．實證分析

（一）平穩---單位根檢驗

從原始序列變量圖，可直觀看出其不平穩的態勢。時間序列計量分析需要樣本是平穩的單位根過程，否則就存在“偽回歸”問題。對兩者進行一階差分后, lnYt 和lnCt 相應序列圖如圖2 所示。由圖看出,經過一階差分后,兩者圖形漸趨平穩。進一步對各變量進行單位根檢驗以確定其是否為I（1）過程。單位根檢驗采用ADF檢驗法，單位根檢驗最佳滯后階數按照AIC（Akaike Information Criterion）準則確定，AIC值越小，則滯后階數越佳。ADF單位根檢驗結果見表1。

表1 lnYtt、lnCt 及其一階差分的單位根檢驗結果

 

變量

檢驗形式（c,t,*)

ADF值

5%臨界值

結論

lnYt

(c,t,1)

-3.07131

-3.574244

不平穩

lnCt

(c,t,1)

-2.972389

-3.574244

不平穩

lnYt

(c,0,1)

-4.561073

-2.967767

平穩

lnCt

(c,0,1)

-4.254837

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關鍵詞：截面數據 江蘇省 收入差距 實證分析

一、引言

目前我國的經濟總量位居世界第二,人均GDP達4000美元,已進入中等偏低收入國家行列;但居民收入和勞動報酬在我國GDP總量中所占的比重分別為57%和47%左右，所占份額并不高，并且呈現出持續下降的趨勢。

而江蘇省的經濟狀況比較全國，顯然具有明顯的優勢。江蘇地處長三角地區，位于上海臨近腹地之中。2011年度江蘇全省GDP達到了40903億元，人均5.2萬元左右，根據當時匯率折算相當于7700美元，并且江蘇是城鄉收入差距最小的省份之一。

但是不可否認江蘇省也存在一定程度上的貧富收入差距，這其中以地區之間經濟的差距以及城鄉之間的差距最為明顯。根據江蘇省發展和改革委員會的劃分，江蘇省的十三地級市中的南京、鎮江、蘇州、無錫和常州五市是蘇南地區，揚州、泰州和南通三市是蘇中地區，徐州、連云港、宿遷、淮安和鹽城五市是蘇北地區。根據《江蘇省統計年鑒》計算可知，蘇南的人均GDP大約是蘇中地區的兩倍，而蘇中地區又是蘇北地區的大約兩倍，可知經濟發達的江蘇省內地區之間發展亦很不均衡。與此同時，江蘇省的居民收入差距雖然在逐年不斷減小，但之間的差距仍然非常巨大，而且二元結構存在依然很明顯，尤其是蘇北地區，情況尤其突出。2010年江蘇居民收入調查結果：城市、農村居民人均可支配收入差距在縮小，由2.57：1降至2.52：1。比較我國臺灣地區以及日韓，江蘇省的城市、農村收入差距還是非常明顯的。但是，關于江蘇省地區、城鄉收入差距的的研究并不是非常充裕，因此也亟待江蘇以及其他地區的學者挖掘、指點。

二、相關文獻概述

江蘇省的經濟在經歷經濟危機之后，增長全面企穩。經濟總量保持平穩較快增長，經濟增長質量和效益不斷提高，省內經濟回升向好勢頭進一步鞏固。雖然全省各地的經濟都在增長，但是各地之間的貧富收入差距以及城鄉收入差距依然很明顯。2009年江蘇省內人均GDP最高的蘇州市是宿遷市的4.79倍，城鎮居民的可支配收入是農民純收入的2.05倍。

陳丹立等人的《江蘇城鄉收入差距影響因素實證研究》指出從長期均衡關系來看,政府轉移支付和城鄉收入差距有重要的正相關關系，城市化水平和城鄉收入差距有著正相關關系，從長期均衡關系來看,財政收入中用于科教文衛支出和城鄉收入差距有著負向關系。其中強調了政府工作對改善城鄉收入差距縮小的巨大作用。

姚雯霄的《淺談江蘇城鄉收入差距及對策建議》中提到要求政府控制農資價格上漲，降低農業生產成本為農民增收廣開財路，并加強農民的社會保障體制。從根本上來看并沒有依據實證發展提供更好更全的思路。

三、江蘇省收入地區收入情況分析

一條長江把江蘇省分為了傳統意義上的蘇南和蘇北，九十年代之后，江蘇省廣大面積化為極具不匹配的兩塊，不能體現出各地之間的差異。所以，現在通行的劃分為蘇南、蘇中以及蘇北。蘇南歷來是魚米之鄉，并成為我國現代化建設的先導地區之一。而蘇中地區是承接蘇南產業轉移的直接地區，經濟發展水平也相對發達。而處于最北邊的蘇北地區，發展的底子薄弱，人口眾多，工業化城市化起步較晚，發展壓力較大，很長時間也沒有納入長三角的范圍，離中心城市距離較遠，所以是江蘇省內最不發達的板塊。

最高的蘇州市城鎮人均可支配收入是最低的宿遷市城鎮人均可支配收入的2.4倍，同樣蘇州市的農村居民人均純收入是宿遷市的2.14倍。江蘇省地區之間之間收入差距還是相當巨大的。蘇南地區的人均收入明顯要高于蘇中地區，而蘇中地區也同樣要高于蘇北地區。

城鄉之間的收入差距穩定在2.14左右，城鄉差距最大的南京市，城鎮居民可支配收入是農村居民純收入的2.5倍。城鄉差距最小的宿遷市，城鎮居民可支配收入是農村居民純收入的1.8倍?？梢姡K省城鄉收入差距還是很大的，二元經濟結構還是相當明顯的。

四、基于截面數據關于江蘇省農村居民收入影響因素的實證研究

根據以上數據，加入兩個區位因素導致的虛擬變量x7和x8，其中x7=1，該市屬于蘇南地區0，該市不屬蘇南地區，x8=1，該市屬于蘇中地區0，該市不屬蘇中地區，y1是農民人均收入。

建立模型y1=b1x1+ b2x2+ b3x3+ b4x4+ b5x5+ b6x6+ b7x7+C

殘差平方項e2對解釋變量log（x1）、log（x2）、log（x3）、log（x4）、log（x5）的散點圖主要分布圖形中的下三角部分，可以看出殘差平方項e2隨著log（xi）（i=1,2,3,4,5）的變動呈增大的趨勢，因此，模型存在異方差。

所以修正上述模型為：log（y1）=b1log（x1）+ b2log（x2）+ b3log（x3）+ b4log（x4）+ b5log（x5）+b6x6+b7x7+C

與此同時，經過檢驗發現x1、x2、x3、x5高度相關

運用逐步回歸法確定選擇變量，舍棄變量x3，得到模型log（y1）=b1log（x1）+b2log（x2）+b4log（x4）+b5log（x5）+ b6x6+b7x7+C，也說明城鎮固定資產對農村居民的收入影響不是很大。運用計量軟件EVIEWS對上述數據進行最小二乘法回歸。

0.11217X7。

所剩下的四個變量都比較明顯，擬合度也達到了0.978455。F值達到了90.83088，p值為0.000001，也非常明顯。考慮到是運用的是截面數據進行，所以要做使用White檢驗，計算結果如下：P值為0.495104，大于顯著性水平0.05，拒絕存在異方差的原假設?？芍?，此模型已經成立。

由上述模型分析可知，江蘇省農民的純收入和人均GDP以及人均存款關系非常明顯，而分析到工業化水平的時候發現農民的收入并沒有隨工業化水平的提高而增收，明顯的體現出中國二元經濟的特點，很可能是江蘇地區的工業的產成品和原料大多都是舶來品，而江蘇地區的工業很多都承擔著加工商的角色，沒有能夠帶動農村地區的發展。與此同時，蘇中地區的農民收入要比同條件下的蘇南和蘇北更低，說明相比而言，實際上蘇中優良區位因素反而使得農民收入減少，蘇南、南京和上海發展并沒有明顯使得農村居民受到好處，經濟發展沒有轉化成農村居民收入。

五、基于截面數據關于江蘇省城鎮居民收入影響因素的實證研究

由表3數據加入兩個區位因素導致的虛擬變量x7和x8，其中x7=1，該市屬于蘇南地區0，該市不屬蘇南地區，x8=1，該市屬于蘇中地區0，該市不屬蘇中地區，y2是城鎮居民人均可支配收入，建立模型y2=b1x1+b2x2+b3x3+b4x4+b5x5+b6x6+b7x7+C。

對x1、x2、x3、x4、x5進行異方差檢驗，殘差平方項e2對解釋變量log（x1）、log（x2）、log（x3）、log（x4）、log（x5）的散點圖主要分布圖形中的下三角部分，可以看出殘差平方項e2隨著log（xi）（i=1,2,3,4,5）的變動呈增大的趨勢，因此，模型存在異方差。故用對數法進行修正得到以下模型：

log（y2）=b1log（x1）+b2log（x2）+ b3log（x3）+b4log（x4）+b5log（x5）+ b6x6+b7x7+C

與此同時，經過檢驗發現x1、x2、x3、x5高度相關。

運用逐步回歸法確定選擇變量，舍棄變量x3，得到模型log（y1）=b1log（x1）+ b2log（x2）+b4log（x4）+b5log（x5）+b6x6+b7x7+C，也說明城鎮固定資產對農村居民的收入影響不是很大。運用計量軟件EVIEWS對上述數據進行最小二乘法回歸。

所以，城鎮居民可支配收入log（y2）=5.081507+0.144333log（x1）+0.323514log（x2）-0.07701X7。

所剩下的三個變量都比較明顯，擬合度也達到了0.981879。F值達到了162.5524，p值為0，也非常明顯。考慮到是運用的是截面數據進行，所以要做使用White檢驗，P值為0.21579，大于顯著性水平0.05，拒絕存在異方差的原假設?？芍四Ｐ鸵呀洺闪?。

由上述模型分析可知，江蘇省城鎮居民收入和人均存款關系緊密，也可以證明銀行的儲蓄主要是來自城鎮居民，而人均生產總值并沒有成為不是城鎮居民收入的主要因素，很大一部分原因我省眾多城市GDP的附加值很低，不能有利帶動城鎮居民收入水平。這里也體現出中國二元經濟的特點，很可能是江蘇地區的工業的產成品和原料大多都是舶來品，而江蘇地區的工業很多都承擔著加工商的角色，沒有能夠帶動城鎮地區的發展。與此同時，蘇中地區的城鎮居民可支配收入要比同條件下的蘇南和蘇北更低，說明相比而言，實際上蘇中優良區位因素反而使得居民收入減少，經濟發展并沒有明顯使得城鎮居民受到好處，蘇中地區的工資水平和企業家利潤空間偏低。

六、對實證結果的討論和政策建議

由上文的實證可以知道農村居民增收主要還是靠經濟增長來帶動，GDP的增長速度能極大地帶動農村居民的增收。而城鎮居民的收入增長的來源主要是儲蓄額的增加，也就是社會投資的增加額，而GDP的增加僅僅是第二位的。所以當前幫助縮小城鄉收入差距的主要方法還是要極大的依賴于GDP的增長速度。

江蘇省得經濟二元結構依然很明顯，尤其是蘇北蘇中地區，農村發展還相對落后，依賴于GDP增長來減少城鄉收入差距不是長久之計，最重要的是打破二元經濟的結構。

首先，要打破資源配置過度傾斜。

資源傾斜配置狀態長期以來一直存在經濟發展的過程中，是大多數國家特別是發展中國家在進行工業化的一種戰略。但是過度的資源傾斜將導致經濟二元強度增大，對經濟發展產生不利影響。但實際上政府的資源一直是嚴重的傾斜于城市和工業，具體表現在城市工業工資大大超過農業工資，造成了資本利潤率大大下降，難以構成劉易斯所謂的經濟增長源泉。二元結構的消除主要是靠在工業發展到一定階段后，工業對農業的支持。所以，現今要強調工業反哺農業農業的重要性，注重江蘇省內農村建設，農民增收和農業穩定發展

其次，要打破戶籍限制。

按照劉易斯的經濟增長模型，一國經濟發展必然伴隨著農業剩余人口向非農的轉移。因為只有農業剩余人口向非農轉移才會使農業生產規?；同F代化，才能加速二元向一元的轉化。戶籍現今已經成為阻止人員流動的一大重要因素，對二元經濟的加強起到了重要作用。只有打破傳統的戶籍限制才能真正打破城鄉二元經濟，推動農村居民增收，縮小城鄉差距。

最后，政府要制定政策扭轉二元經濟。

江蘇省二元經濟在沿著劉易斯經濟發展模型的路徑中受到很多的制約因素，經濟的一元化不能按其途徑順利進行，因此造成了二元經濟結構剛性。二元剛性的加固，不僅對工業化進程造成了嚴重的障礙，而且也對社會的穩定造成了一定的壓力。因此對于中國二元經濟結構剛性問題因該引起高度的重視。

由于市場經濟不能自動的消除二元經濟結構，所以政府在此過程中應該起主導作用。在今后的政策中要注意以下幾點：工業應該支持農業的發展；加快城市化發展進程；積極擴大城市非正規就業空間；切實轉換農民的身份，使其真正的參與經濟的發展過程和分享經濟發展的成果。

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