城镇居民可支配收入汇总十篇

序论：好文章的创作是一个不断探索和完善的过程，我们为您推荐十篇城镇居民可支配收入范例，希望它们能助您一臂之力，提升您的阅读品质，带来更深刻的阅读感受。

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

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

一、一元线性回归模型

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

（四）模型检验

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

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

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

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

三、结论

通过上述分析，我们可以得出以下三个结论。

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

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

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

参考文献：

篇（2）

消费是人类通过消费品满足自身欲望的一种经济行为。在宏观经济学中，消费是指某时期一人或一国用于消费品的总支出。可支配收入，全称“国民可支配收入”或“居民可支配收入”，它是观察和分析国家之间、地区之间以及部门和人群之间收入如何分配的最重要的经济指标。本文的目的是研究消费与可支配收入之间的关系。运用计量经济学的观点，并用EViews软件进行实验。本文对2009年全国各地城镇居民家庭平均每人全年生活费支出的数据进行分析并指出收入对各项支出的影响。通过对比2008年的数据，分析变化的原因，对未来进行估计的同时提出意见。

（一）背景

几百年来，关于收入与消费之间的经济学探讨从未停止。亚当·斯密（Adam Smith）在《国富论》中就强调过消费的重要性，他认为“消费是所有生产的唯一终点和最终目的”。消费作为国家内需的重要构成部分，与国计民生息息相关。近几十年，随着中国经济的发展，居民的消费观念与消费对象也发生了翻天覆地的变化，从吃得饱到吃得健康、吃得绿色，从穿得暖和到穿得体面，从解决温饱到全民奔小康，而居民消费的发展趋势和消费需求问题也成为我国社会各界密切关注的热点和焦点。大量研究成果充分说明，收入是决定消费需求及其变动的最主要因素。

（二）消费结构

所谓消费结构是指在一定的社会经济条件下，消费者（包括各种不同类型的消费者和社会集团）在消费过程中所消费的各种不同类型的消费资料（包括劳务）的比例关系。

1.西方经济学家对消费支出的分类，一般有以下三种：

（1）按吃、穿、住、用划分；

（2）按消费对象基本属性划分，分为非耐用消费品、耐用消费品、劳务；

（3）按消费的社会功能分可为社会消费和生理消费。

消费结构的变化取决于多方面因素，而起决定作用的因素是人均收入水平。恩格尔定律揭示了两者的关系，恩格尔系数=食物支出金额/总支出金额×100%，恩格尔系数作为衡量一个家庭消费结构，乃至一个国家的居民消费结构变化的指标，也成为衡量富国、穷国的标准。一般随着收入的增加，恩格尔系数趋于下降，故发达国家的恩格尔系数相对较低。

2.从整个人类社会发展的过程看，消费结构变化一般规律可概括为四个转化：

（1）从自给性消费为主的消费结构向商品性消费结构转化；

（2）在商品性消费结构中，吃为主的消费结构向穿用为主的消费结构转化；

（3）由物质性消费为主向精神和劳务性消费为主的结构转化；

（4）由商品消费结构向产品性消费结构转化。

3.在人类发展历程中，消费结构与不同的社会生产力相对应。根据消费层次理论认为，低级阶段吃穿两项为主，中级阶段房子、车子等耐用消费品占主要地位，高级阶段则以精神文化生活消费为主要内容（张正萍，2008）。

（三）相关消费理论

相对而言较差。t=3.451409>t0.05，可支配收入对住房支出有显著影响。

（三）计量经济的检验

1.多重共线性的检验

2.异方差性的检验

由OLS估计的最终结果中R-squared和Adjusted R-squared的值（见表5和表6）可知，模型的拟合较好，由怀特异方差检验的结果可知OLS*R-squared统计量的伴随概率p

三、实证结果对比分析

（一）食品消费支出

2009年的R2=0.780773，2008年的R2=0.780773，都较高，模型整体拟合良好，居民可支配收入对食品的影响显著。2009年食品支出占总支出份额与2008年度相比变化不大，但有所下降，随着经济的发展，人们生活水平的提高，相对而言食品支出占的总份额会有所下降，这符合了消费结构变化的一般规律。从指数上看出，由于人均收入水平的在提高，总消费支出也有了明显的提高。用于食品消费支出的金额也加大了许多，这是2008年后的经济危机通货膨胀物价上涨的结果。说明人们生活水平的提高，对吃的要求已经不仅仅局限于温饱阶段，而是要吃得饱、吃得天然、吃得健康。

（二）衣着支出

对比2009年和2008年，人们用于衣着消费的支出有所上升，但总体变化不明显。说明近几年居民都已经比较注重衣服的质量和质感了，不仅仅追求穿得暖和，还要穿得舒服，穿得符合自己的性格爱好和身份，并且越来越追求时尚与高档了。也说明居民生活消费状态相对稳定，我国经济稳步发展，人们对我国经济的发展趋势持乐观态度。

（三）医疗消费支出

2009年和2008年相比，人们用于医疗保健支出占总支出比例有所上升。说明了随着人们收入的增加和生活水平的提高，人们对于疾病本身也越来越重视，健康意识增强，同时也反映了医疗费用还是相对较高。但由于医疗相关消费价格上涨，消费者所享受的商品和服务却并不一定提升了。所以我国急需完善居民医疗保险体制，并解决居民看病难看病贵的问题，以促进社会安定人民安居乐业经济的长久稳步发展（吴沛、楚晓东，2007）。

（四）住房消费支出

对比2009年和2008年，住房消费总支出份额下降。这说明在收入基数增大的同时，人们把更多的支出放在了食品、衣着和医疗消费方面，而在住房方面人们则持保守态度。表明受2008年金融危机的影响，虽然经济稳步发展，但是通货膨胀物价上涨，从而导致各种消费的增加，因而房地产的未来发展趋势不明朗。

四、对策建议

1.建立收入稳定增长的长效机制，促进居民收入的稳步提高。收入增长是促进消费增长的决定性因素，因此建立有效的稳定增长经济体制，是增加收入，全面提高和改善人民生活水平的重要途径。对城镇低收入者和下岗职工的再培训，对二次创业的技术培训、政策支持、资金援助等，都是非常重要的。大力发展第三产业，发展多种形式的集体经济，鼓励支持个体经济、私营经济健康发展，扶持中小型企业，创造更多的就业机会。

2.建立健全和完善市场竞争机制。紧跟城镇居民消费结构的变化趋势，一方面满足城镇居民现有的消费需求，另一方面创造并发现城镇居民可能的潜在的消费需求。鼓励对市场上现有的商品进行改善或者更新换代，或者不断地开发新颖、功能独特的新产品，或者个性化的产品，满足不同人群的不同消费需求。

3.进一步完善社会保障体制。医疗消费支出的边际消费倾向较小，完善社会保障体制有助于推动企业的改革，增强企业的活力，促进社会经济的发展；有助于维护劳动者的利益，减少改革的阻力，维护社会稳定；有助于调节贫富差距，营造和谐的社会氛围，促进社会公平正义的实现。社会保障是市场经济的重要支柱，市场经济的不断发展，居民对社会保障的需求日益强烈，完善社会保障体系早已是势在必行（黄继炜，2008）。

4.完善健全金融证券机构，引导消费趋向。人们在消费时，应当理性消费，人们应该考虑在金融保险证券行业和科技教育方面等有长期回报率的领域投资。国家应当完善和健全这些金融机构，使人们能够安心地进行投资和理财。

【参考文献】

[1] 门丽琼，胥巍，杨晨光.陕西城镇居民消费行为研究——基于不同收入阶层的实证分析[J].财经界（学术版），2010（10）：43-44.

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一、数据来源与说明

本文主要通过实证的方法利用统计数据来分析研究湖南城镇居民人均可支配收入的增长情况及其与全国和广东的差距。因此,在研究分析之前,首先对数据的来源、选择和处理做一个简要说明。

首先,关于原始数据来源。下文用到的原始数据主要来自于《中国统计年鉴》、《湖南统计年鉴》、《广东统计年鉴》和国家统计数据库。另外,关于广东城镇居民人数,有几年是没有数据的,本人参照当年度农业与非农业人口的比率并运用直线插入法予以设定。因为,本文是以湖南作为主要考察对象,而广东数据只是用来对比参照,所以,对该数据做这样的处理不会对文章的主要观点和结论造成影响。

其次,关于考察期的确定。本文以1994-2008作为考察期,主要是因为1993年我国核算体系经历了从国民收入到国内生产总值的转变,即自1994年起全国国民经济核算与国际体系接轨,数据较为全面、配套。为保证数据的一致性、可比性和结论的可靠性,本文确定1994年为考察期的起点。

第三,关于价格的可比性。本文中有关人均可支配收入、人均产值和人均转移支付等数据都是采用当年价格水平下的数据。这主要是因为在做湖南与全国及广东的横向比较中,全部采用当年价格指标不影响分析结果。

第四,关于城镇居民总产值和城镇居民人均产值。本文用城镇第二、三产业产值之和近似地定义为城镇居民总产值,该总产值除以城镇居民数则得到人均值。其原因有二:一是城镇居民总产值的原始数据不可获得,上述统计资料均没有这方面的数据资料。二是可用来套算的部分相关数据不可获得,这里主要是城镇的第一产业产值和农村的二、三产业产值数据缺乏,使得得我们欲通过现有三次产业产值来套算亦为困难。但是,由于城镇第一产业和农村的二、三产业规模不大,本文便采取如此近似的方法来解决。

二、1994-2008年湖南城镇居民人均可支配收入增长情况及其与全国、广东的对比分析

表1列示了94-08年湖南、全国和广东城镇居民人均可支配收入情况,我们通过表格里的数据来进行分析和比较。

(一)1994-2008年湖南城镇居民人均可支配收入增长情况介绍

首先,从增长总量上来看,自94-08年的15年间湖南城镇居民人均可支配收入由3887.64 元增长至13821.16元,合计增长255.52%,年均增长率为9.48%。

其次,从增长速度结构来看,1995年至2002年基本上呈递减趋势,只有97和01年增长率较上年略大,而于02年达到最低点,为2.63%。此后的03至08年5年间每年增长都在10%以上,平均为12%左右,这说明湖南城镇居民收入已经步入了快速增长轨道。

(二)与同期全国水平相比较

第一,人均可支配收入绝对水平的比较。94-98年湖南城镇居民人均可支配收入高于全国水平,但自1999年以来一直低于全国水平,而且绝对和相对差距均不断扩大。94年湖南城镇居民人均可支配收入高出全国391.44元,该差距占湖南城镇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年湖南城镇居民人均可支配收入低于全国38.65元,占比为0.66%,08年低于全国1959.60元,比重为14.18%。

第二,人均可支配收入增长速度比较。从逐年增长速度来看,我们可以发现如下两个有趣的特征:第一,湖南经济增长与全国步调基本一致,即当湖南的增长速度趋于减缓时,全国也趋于减缓;当湖南的增长处于加速时,全国也在加速。第二,整个考察的15年间,全国的增速绝大部分年份比湖南高,唯03和04年除外,这是全国实现对湖南赶超并差距不断扩大的根本原因。从平均增长速度来看,15年间,湖南的年均增长率为9.48%,而全国为11.37%,所以,尽管94年湖南比全国水平高出10%,但短短4之后,湖南就落后了。这种与全国的绝对水平和增长速度差距的扩大和趋势的发散,对湖南而言是一个危险信号。

(三)与同期广东水平相比较

第一,人均可支配收入绝对水平比较。在整个考察期内,湖南城镇居民人均可支配收入均低于广东,而且除99年和07年外,绝对差距呈不断扩大之势。94年湖南与广东的差距为2479.44元,08年该差距扩大至5911.70元,15年间绝对差距扩大了将近2.4倍。但是,从差距占湖南绝对水平的比重来看,形势比较令人乐观:该比重94年为63.78%,到08年降低至42.77%。整体上来看,这个指标是下降的,尤其是03年以来这个趋势基本上没改变过,而且年均下降幅度很大。03年该指标为61.32%,而5年后的08年降低至42.77%,5年内的年均降幅达3.71%。

第二,人均可支配收入增长速度比较。首先,我们从逐年增长速度来看,整个15年间得到的14个数据中,湖南有9个大于广东,即有9年湖南城镇居民人均可支配收入的增长速度是高于广东的,而其余5年低于广东。尤其是04年以来,湖南的增长速度一直高于广东,这说明在城镇居民人均收入方面湖南与广东的差距在缩小。其次,从平均增长速度来看,15年间湖南的年均增长率为9.48%,而广东为8.42%,

从以上两个方面的比较可以看出,尽管湖南与广东相比的绝对差距仍很大,但从趋势上来看,差距在缩小。若按考察期内差距收敛的趋势,从现在起,湖南还要花35年的时间才能达到广东的水平。

三、差距解释

湖南城镇居民人均可支配收入与广东和全国的现实和潜在差距不容忽视,导致差距存在的原因在哪呢,本文拟从国民收入的两次分配,即初次分配和再分配方面来寻找原因。

(一)转移支付收入方面的差距

在城镇居民收入构成中,转移支付收入属于再分配范畴,与城镇居民总产值不直接相关,所以,首先让我们借助表2的数据来比较一下湖南与全国和广东的城镇居民人均转移支付收入水平状况,以考察转移支付收入方面对差距的影响。

从人均转移支付的绝对水平来看,湖南自96年以来就一直低于全国水平。平均每年相差约300元, 98年全国城镇居民人均可支配收入超过湖南以来,转移支付的贡献是相当大的,如果用转移支付差除以人均可支配收入差来衡量贡献率的话,98年为857.28%,以后各年顺次为706.17%、475.34%、51.85%、51.22%、65.27%、43.12%、29.59%、24.29%、16.00%。从整个考察期来看,转移支付收入方面的差距对可支配收入差距的平均贡献率为58.48%。

而与广东相比较可以发现,湖南在07、08这最后两年的人均转移支付水平高于广东,其余各年份均低于广东,总体来看,湖南年均较广东低约340元。在06年及以前的12年中,转移支付差距对可支配收入差距的贡献率相对较小,但也不可忽视。从94年至06年分别为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%。从整个考察期来看,转移支付收入方面的差距对可支配收入差距的平均贡献率为7.75%。

(二)初次分配方面的差距

城镇居民人均可支配收入的主要构成部分源自初次分配,它既受城镇居民人均产值水平的影响,也受居民人均可支配收入占人均产值的比重的影响。所以,我们从这两个方面来考察三个单位的序时变化情况。

1、城镇居民人均产值

从表3统计数据可以计算出,从94年至08年,湖南增长了2.85倍,年均增长7.77%。同期全国增长了2.89倍,年均增长7.87%,广东增长了2.90倍,年均增长7.89%。基期全国和广东城镇居民人均产值分别是湖南的1.37和1.74倍,到08年这个比例略微上升至1.39和1.76倍。由此看来,人均产值差距相对与绝对水平均很大,且呈扩散趋势。而从城镇居民人均可支配收入来看,基期全国和广东城镇居民人均可支配收入分别是湖南的0.93和1.68倍,到08年该比例分别上升至1.16和1.60倍,该倍数相应要小于人均产值方面的倍数,所以可以断定,人均产值方面的差距是导致人均收入方面差距的主要原因。

2、城镇居民可支配收入中初次分配部分占人均产值的比重

湖南与广东的该比重指标尽管每年都不同,但是差别不大,而且湖南高于广东的年份与广东高于湖南的年份相当,我们可以初略认为,这个比重对湖南与广东的差距影响不大。但是,与全国相比,湖南的比重每年都高出很多,平均每年高出9.24%。这说明该比重一定程度上弥合了湖南与全国的差距。这也可以佐证我们认为人均产值差异是导致收入差异的主要原因的观点是正确的。

(二)城镇居民人均产值差距的原因分析

导致城镇居民人均产值差距的原因可能在总产值方面,也可能在城镇人口增长方面。而总产值方面的差距可以从劳动和资本投入方面来考察。下面拟从这些角度来探讨。

1、城镇居民总产值增长速度比较

由于三个单位的城镇规模或城镇居民规模不具备可比性,因此,从总量上来比较城镇居民产值规模没有实际意义。从增长速度来看,整个考察期内,湖南增长了8.19倍,年均增长16.21%,同期全国增长了6.90倍,年均增长14.80%,广东增长了8.59倍,年均增长16.60%。湖南的城镇经济发展快于全国而略慢于广东。它会直接导致湖南城镇居民人均产值与广东差距扩大,但和全国差距会收敛。

2、城镇人口增长速度比较

考察期内,湖南城镇人口由期初的1357万增长至期末的2885万,增幅为112.7%,同期全国增幅为77.5%,广东为120.6%,数据说明三个单位城镇人口增长速度差距悬殊,这个因素对人均产值水平影响很大。所以,尽管湖南城镇居民总产值增长速度快于全国,从而有利于弥合人均产值上的差距,但湖南城镇人口的高速增长使人均化时分母变大,又导致人均产值差距继续扩大。广东城镇人口增速快于湖南,一定程度上缩小了人均产值上的差距。

3、城镇资本与劳动投入对城镇居民总产值的贡献

本文拟用这些数据拟合柯布-道格拉斯(Cobb-Douglas)生产函数,并取对数得模型:

GPUit=β0i +β1iCAPit +β2iLABit+μit,

其中:为取对数运算,GPU代表城镇居民总产值,CAP代表资本投入,LAB代表劳动投入,下标t代表年份,i=1,2,3 分别代表湖南,全国和广东。

在拟合的过程中,由于采用的是时间序列数据,为避免谬误回归,我们利用协积回归德宾-沃森(CRDW)检验方法予以检验,可以发现,我们可以在1%的显著性水平上拒绝d=0的虚拟假设,即被解释变量与诸解释变量是协积的,它们之间有一种稳定的长期关系。在回归过程中,截距项β0i几乎都统计上不显著,我们将模型修正为过原点回归模型,通过Eviews6.0回归结果如表4:

回归结果告诉我们,湖南、全国和广东城镇经济都处于规模报酬递增阶段。广东产出的劳动弹性为负,可能是由于其产业的资本化程度高、技术进步快,有些年份尽管劳动投入量增幅不大甚至减少,产出仍然有大幅增加。与94年相比,湖南08年城镇投资增加了15.08倍,广东只增加了5.01倍。08年,湖南城镇人均资本投入水平超过了广东,湖南为16913.5元,而广东为14287.2元。而在劳动投入方面15年来湖南增速最低,仅增长了5.88%,全国为61.96%,广东为99.52%。当我们用城镇就业人数除以城镇人口数来衡量城镇在职职工比重,会发现问题更为突出。从表5可以看出,湖南的城镇在职职工比重基本上呈逐年下降趋势,从94年的52. 78%下降到08年的26.27%,整个降幅达到一半多。而全国和广东尽管也呈下降趋势,但降幅小得多。全国各年的在职职工比重均高于湖南,尤其是进入21世纪以来,将近是湖南的两倍。广东尽管大部分年份在职职工比重较湖南低,但自05年来一直高于湖南,08年高出近10个百分点。如果08年湖南在职职工比重达到广东水平,则城镇居民总产值将提高26.63%,在其它因素不变的情况下,湖南城镇居民人均可支配收入将增加19.68%,其绝对水平将超出全国700多元。如果08年湖南在职职工比重达到全国水平,则湖南城镇居民人均可支配收入将超过全国2000余元,但与广东仍相差2000余元。

四、发现与建议

通过上文的比较分析,我们可以发现,湖南城镇居民人均可支配收入与全国的绝对差距及绝对差距占湖南城镇居民人均可支配收入比重这一相对差距都呈扩散趋势,与广东的绝对差距在扩大,相对差距在缩小。导致这种差距现状的主要原因有两个:首先,湖南城镇劳动投入增速太慢,在职职工比重过低,导致湖南城镇居民总产值与城镇人口增长速度不相适应,从而导致湖南城镇居民人均产值过低。其次,相对而言,湖南城镇居民人均转移支付收入水平偏低。

国家“促进中部地区崛起规划”政策是湖南经济发展的一次契机,湖南地方当局应该藉此努力发展本省经济,提高本省居民生活水平,缩小湖南城镇居民与全国和广东以及其它发达省份的收入差距。首先,湖南城镇经济发展速度应该与城镇人口的快速增长相适应。湖南城镇经济正处在规模报酬递增阶段,增加资本和劳动投入,将会带来高弹性的产出回报。其次,针对于湖南当期的劳动投入状况,尤其应该努力创造就业机会,提高劳动就业率和劳动投入总规模,以尽快实现对先进地区的赶超。最后,伴随着城镇经济的较快发展,适度提高城镇居民转移支付收入,力求达到全国平均水平。

参考文献:

[1] 张长生. 广东省国民收入分配结构研究――1979年以来广东“两个比重”下降的特点及优化对策[J]. 学术研究,2008,(8)

[2] 白重恩,钱震杰. 国民收入的要素分配:统计数据背后的故事[J]. 经济研究,2009,(3)

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城镇居民人均可支配收入，住户作为基本单位

以北京市为例，调查范围是居住在城镇区域范围内（按国家统计局《统计上划分城乡的规定》确定的城区和镇区）的常住户，其中包括户口在本地区的常住住户和户口在外地、居住在本地区半年以上的住户（包括单身户和一些具有固定住宅的流动人口）两类。在这个范围内，将人员分类、并进行收入分级排序，采取随机等距的抽样方式，抽取部分常住户作为调查样本，其中每户居民家庭可用来自由支配的收入（包括:最终消费支出、其它非义务性支出及储蓄）等将被纳入计算范围，分为家庭全部成员劳动收入与非劳动收入（如赠予等）。

二、职工人均工资，以单位为基本统计口径

职工人均工资的统计范围为国家机关、企事业单位（除私营和个体户的从员人员）职工的工资性收入，不包括其他社会成员的收入。

三、调查方法“形式各异”

城镇居民人均可支配收入，从账本中“诞生”的统计数据

采取随机等距抽样的调查方式。居民可支配收入是通过大量居民家庭实际记账统计出来的。面对全国31个省、自治区、直辖市（包括现役军人）的近13.4亿人口，4亿多户家庭。我们不可能像“人口普查”那样进行“地毯式”的逐户调查，借助统计方法的抽样调查。我们只调查其中的一部分，这一部分要有代表性，不能随意选择，那么就需要用抽样方法来选择常年记账户。现在全国约6.6万城镇记账户，7.4万农村记账户，他们每天将家庭的日常开支和收入进行逐笔记账。可能有人要问？这些“记账户”是如何产生的呢？既然是抽样调查，就要保证样本的代表性。每年正式记账开始前，都要以先进行一次“大样本”调查，大约占10%的比例。举例来说，目前北京市有5000个记账户，为了确定5000个记账户，首先要进行一次大样本调查，按1∶10的比例，也就是起码要对5万户进行调查，在5万户调查结束后，把居民的收入水平、收入结构、户型结构、各个行业的结构都搞清楚，然后在这5万户中再抽取1/10作为记账户。为了减轻记账户的负担，我们每年要轮换掉1/3。我们每3年进行一次大样本调查，大样本调查的人比较多，调查户比较多，出来的资料更可靠。

四、职工人均工资，从104报表中“加加减减”统计数据

职工人均工资的调查方法是采用全面统计报表方法，即全市所有城镇单位（不含私营、个体单位）每季度、年度报送《从业人员及工资总额》报表汇总、计算而成。

五、指标含义引出构成不同

从指标含义上看，城镇居民人均可支配收入是指调查户人均用于最终消费支出和其他非义务性支出及储蓄的总额，即居民家庭人均可以用来自由支配的收入。它是反映一定时期内居民家庭收入高低程度的主要指标。它包含调查户所有家庭成员在调查期得到的工资及补贴收入、其它劳动收入、经营净收入、财产性收入（如银行存款、有价证券、利息收入等）、转移性收入（养老金或离退休金、社会救济收入、最低生活保障、其他转移性收入等）的家庭总收入，再扣除了缴纳给国家的各项税费，如个人所得税、医疗保险、养老保险、失业保险（不包括商业性保险）等，再扣掉记账户补贴后的剩余部分。

职工平均工资是指各单位的职工在一定时期内每人所得的货币工资额，它是反映一定时期内职工工资收入的高低程度的主要指标。它包括基本工资、职务工资、级别工资、工龄工资、计件工资、奖金、各种津贴和补贴、交通补贴、洗理费、书报费、旅游费、过节费、伙食补助、住房补贴、住房提租补贴、，由单位从个人工资中直接为其代扣或代缴的个人所得税、房水电费以及住房公积金和社会保险基金个人缴纳部分等，不论是以货币形式还是以实物形式支付，只要符合劳动报酬性质，都应统计在工资总额中。但不包括防暑降温费、冬季取暖补贴、生活困难补助费、独生子女费、稿费、讲课费、股息分红及债券利息等。

六、“算式”中看到的口径差异

从计算方法上看：

七、两者“地基”不同

城镇居民人均可支配收入调查资料是通过城市居民家庭成员基本情况、家庭就业情况、家庭现金收支、消费支出、非现金（实物及服务）收入等内容采用日记帐方法搜集汇总而成；劳动工资统计的职工人均工资是依靠全面统计报表制度，由各企业、机关、事业单位填表，经计算机超级汇总取得的。

八、“五个差异”让你看出两者到底差在哪儿

1.可支配收入不仅包括就业收入，还包括财产性收入和转移性收入、从事第二职业的收入、家庭财产的增值收入、亲友间的瞻养和赠送收入以及出售家庭财物的收入等等。职工工资只包括单位直接支付给本单位职工的劳动报酬总额。

2.可支配收入要包含在个体及私营企业获得的收入，职工工资中则不包含这部分人员的收入。

3.可支配收入要扣除个人缴纳的各种税费，而职工工资则要包含单位从个人工资中直接为其代扣或代缴的个人所得税、房水电费以及住房公积金和社会保险基金个人缴纳部分等。

4.职工平均工资是对所有职工的平均，而人均可支配收入是对全体社会成员的平均，它是以一个地区所有人的工资性收 入、经营净收入、财产性收入和转移性收入总和除以这个地区的总人数得出，其分母既包括有工作和收入的社会成员，也包括没有工作的离退休人员，还包括没有收入的失业人员、未成年人等，这些没有工作或收入的人员同样分摊到数值相同的人均可支配收入，这也与人们通常对收入概念的认知有所差异。

九、探寻普通家庭收支背后的“玄机”

有人可能会觉得从理论上讲解两个统计指标的异同太过晦涩。现在就让我们站在一户普通家庭的视角，为你探究可支配收入与职工工资间的“那点儿事”。

注：此实例中引用的数据都经过调整，不涉及泄露居民单项统计资料的情况。

根据表中资料计算得出:

1.该户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.计算该户就业人员的职工工资总额＝妻子的收入＋丈夫的收入＝（2000＋1500＋1000）＋（1700＋2000＋1200）＝9400元

职工平均工资＝9400÷2＝4700元

篇（5）

［中图分类号］F014．4［文献标识码］A［文章编号］1672－2426（2006）12－0013－03

进入21世纪，辽宁省国民经济和社会事业持续稳定健康快速发展，城镇居民人均可支配收入显著提高，生活环境和质量明显改善。但城镇居民人均可支配收入的绝对量低于全国平均水平的现实问题，特别是与国内经济发达地区差距不断扩大的趋势，仍是困扰辽宁扩大消费、拉动内需的重要制约因素。本文力求结合辽宁经济发展实际和居民自身的收入能力，在全国大的视野下思考如何提高城镇居民人均可支配收入问题。

一、辽宁省城镇居民人均可支配收入现状

根据国家统计局的定义，城镇居民人均可支配收入是指城镇居民家庭在支付个人所得税、财产税及其他经常性转移支出后所余下的人均实际收入，是直接反映一个地区城镇居民富裕程度的主要指标。它包含四方面内容：家庭中就业人员从单位得到的含工资、奖金、第一职业以外获得的其他劳动收入在内的工薪收入；家庭成员从事个体和私营经营获取的经营净收入；居民通过出租房屋、炒股等方式获得的财产性收入；家庭成员所获得的养老金、离退休金、失业保险、赡养收入等转移性收入。

1．纵向比较分析。从纵向比较分析（见下表）可以看出辽宁省城镇居民人均可支配收入与全国平均水平的差距。通过与全国平均水平比照，辽宁省城镇居民人均可支配收入具有三个特点：一是辽宁省城镇居民人均可支配收入水平总体呈稳步增长的态势。“十五”期末比“九五”期末净增加收入3750元。二是辽宁省城镇居民人均可支配收入低于全国平均水平。2000年至2005年?熏分别比全国平均水平低923元、1062元、1178元、1232元、1415元和1386元，并呈现出差距不断扩大趋势。三是辽宁省城镇居民人均可支配收入净增加收入低于全国平均水平。全国“十五”期末比“九五”期末净增加收入4213元，比辽宁省高出463元。

2．横向比较分析。居民收入与地区生产总值之间有很强的相关关系，居民收入增加取决于经济增长，如果经济保持稳定增长的态势，国民收入中供居民个人分配的部分就会按照一定的比例增加。这里主要选取《中国统计年鉴》（2004年）地区生产总值、地区人均GDP、城镇居民人均可支配收入等基础数据进行横向比较分析，通过辽宁省与全国其他30个省市区比照，其特点：一是辽宁省城镇居民人均可支配收入在全国的位次虽有提高，但绝对量与先进省市相比差距仍然很大。辽宁省城镇居民人均可支配收入由2003年仅列全国31个省市区的第24位，到2004年已提升至第16位，但绝对量与排在全国前5位的上海、北京、浙江、广东和天津相比，分别相差8676元、7630元、6539元、5620元和3457元。二是辽宁省经济增长与居民收入增长还未形成良性互动机制。2004年辽宁省地区生产总值达到6872亿元，位居全国第8位；地区人均GDP达到16297元，位居全国第9位；而城镇居民人均可支配收入仅列全国第16位。反映出辽宁省在体制机制、设备技术以及企业管理等方面的相对滞后直接影响投入产出比例和经济效率的提高，而上海、广东、江苏、浙江等发达省市已初步形成了良性互动机制。

3．制约因素分析。一是传统产业比重大，经济效率比较低。工业结构问题一直制约着辽宁经济的快速健康发展，进而影响城镇居民收入水平的提高。一般来说，产业结构与职工平均工资、城镇居民人均可支配收入之间存在着密切的相关关系，低附加值产业和过度竞争产业的盈利空间相对较小，职工的工资也就难以大幅提高。2004年，辽宁省劳动生产率居全国第6位，而经济运行效率和工业增加值率分别仅列第15位和第25位，这也是造成辽宁省职工平均工资低于全国平均水平的重要因素之一。二是下岗失业人员较多，就业压力较大。体制转轨和产业结构调整导致大批工人和商业服务人员处于失业、半失业状态，直接造成辽宁省在“十五”前四年进入失业高峰期，2004年城镇登记失业人数达到68万人左右，城镇登记失业率达到6．4％，为全国各省市区最高位。同时，“失业―再就业―再失业”问题也较严重。一般而言，下岗职工的人均收入不足在岗职工人均收入的20％，结果使城镇部分群体收入下降，直接影响居民总体收入水平的增长。三是法律法规体系建设滞后，劳资双方关系较为紧张。由于市场经济体制取向的经济体制改革中相应的法律法规不健全，导致一些私营企业、合资企业以及部分国有经济单位在资本趋利性的影响下，总是尽可能压低工资，使我省职工平均工资水平偏低，2003年我省在岗职工平均工资比全国平均水平低1569元，并有差距逐步拉大趋势。四是劳动法规监督检查不力，职工合法权益受到侵害。国家在劳动时间、加班报酬、劳动安全、劳动保护以及最低工资等方面都有一系列规定，但由于执法和执法检查不力，不少用人单位不与劳动者签订劳动合同，一些单位吸纳下岗职工签订的劳动合同期限较短或以试用期等名义压低工资，直接减少了劳动者应得的正常收入。五是居民收入差距加大，社会稳定受到影响。辽宁省城镇居民高收入家庭与低收入家庭的收入差距一直呈扩大趋势，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年扩大了1．6倍，城镇贫困人口比2000年增加了70万，这既与以价值规律为基本规律的市场经济具有使收入差距扩大的内在倾向有关联，也与城市内部不同行业和不同所有制单位之间的收入差距扩大有关联。因此，要加快建立与市场经济相适应的收入分配制度，从制度上规范收入的合法来源，努力缩小收入差距，减少社会不稳定因素。

二、提高辽宁省城镇居民人均可支配收入的必要性与可能性

1．从宏观导向上看，提高城镇居民人均可支配收入是全省今后一段时期的主要任务。一是努力提高城镇居民人均可支配收入是贯彻落实科学发展观的客观要求。要始终坚持以人为本，把人的全面发展作为经济社会发展的最终目标，做到发展为了人民、发展依靠人民、发展成果惠及人民，不断增加居民收入，努力改善生活水平，实现好、维护好、发展好最广大人民群众的根本利益。二是努力提高城镇居民人均可支配收入是推进辽宁老工业基地全面振兴和建设全面小康社会的主要目标。在实施老工业基地调整改造振兴过程中，要始终关心群众的切身利益，高度重视扩大就业和社会保障体系建设，妥善处理好改革、发展和稳定的关系，使人民群众在实施老工业基地振兴战略中得到实惠。同时，建设全面小康社会的核心就是努力提高人民群众的收入水平。三是努力提高城镇居民人均可支配收入是实现辽宁经济增长方式转变的内在需要。着力推进经济增长方式转变，实现经济平稳较快增长的关键是要从过去靠投资拉动转向靠投资和消费双重拉动，努力扩大国内需求。可以说，扩大内需是我国经济发展的长期战略方针和基本立足点，这就要求我们在今后的工作中努力调整投资消费关系，维持必要的投资率，努力提高消费率，把增加城镇居民收入作为扩大消费需求的重点。

2．从经济周期波动上看，提高城镇居民人均可支配收入是符合经济发展内在规律的。经济周期波动是以地区生产总值增长率为参照标准。从辽宁省经济波动来看，为期十年的一个经济周期大都按照“低谷、恢复、繁荣、衰退”的发展态势运行。辽宁省新世纪第一个五年的年均经济增长率达到11．1％，“十一五”期间辽宁省处于十年周期的后段，按照经济发展规律和经济可持续发展能力分析，通过充分发挥市场自发调节作用，完善提高政府宏观调控能力，辽宁省经济增长率能够达到11％左右的预期，这为提高城镇居民人均可支配收入提供了可能，“十一五”期末能够实现城镇居民人均可支配收入达到全国平均水平的目标（见下表）。

3．从产业变化趋势上看，提高城镇居民人均可支配收入是有空间和基础的。在“十五”期间产业结构调整的基础上，辽宁省将进入产业结构转化的重要时期，产业结构也将发生规律性变化，“十一五”期末辽宁省将形成以第一产业为基础、第二产业为主导、第三产业为支撑的产业格局。从扩大就业容量和增加城镇居民收入角度看，第二产业和第三产业将起到决定性作用。产业结构也将随着工业化、城市化的发展出现新的变化趋势，第二产业产值比重和劳动力比重将保持稳中有升，成为拉动辽宁省经济增长的主要动力；第三产业的产值比重和劳动力比重将持续升高，成为拉动辽宁省经济增长的重要力量。因此，随着第二、三产业规模的不断扩张以及质量效益的不断提升，将会为辽宁省提供更多的就业机会，成为城镇居民收入增加的物质基础。

4．从体制机制上看，提高城镇居民人均可支配收入是有体制保障的。体制机制创新将是辽宁省经济快速健康发展的基础和原动力，深化以国有企业为重点的经济体制改革，继续营造有利于非公有制经济发展的法治、政策和市场环境，鼓励、支持、引导非公有制经济加快发展，逐步提高国有企业和非公企业吸纳就业能力，稳步提升职工正常收入。

5．从政策取向上看，提高城镇居民人均可支配收入是有政策支撑的。国家实施东北地区等老工业基地振兴战略，为辽宁省在推进重点项目建设、完善社保体系、扩大对外开放和解决历史遗留问题等方面提供了更加有利的条件，将会为辽宁省提供更多的就业机会。

6．从思想基础和人文积淀上看，提高城镇居民人均可支配收入是有动力源泉的。“十五”时期，全省干部群众的思想观念发生了深刻变化，机遇意识、市场意识、创新意识明显增强。同时，辽宁人“敢为人先、努力拼搏、艰苦创业”的精神、精明的商业头脑、自强不息的奋斗理念，既为辽宁省经济加快发展提供了强大的原动力，也为辽宁省城镇居民人均可支配收入的提高提供了可能。

三、提高辽宁省城镇居民人均可支配收入的建议

提高辽宁省城镇居民人均可支配收入应坚持“政策引导、统筹发展、效率优先、注重公平”的原则，在措施制定上既要体现全局性，又要突出动态性和差异性，积极探索提高城镇居民收入水平的内生增长机制、长效管理机制、部门联动机制和监督考核机制。

1．促进产业结构调整，增强综合经济实力。经济是一切活动的基础，而工业是经济发展的主动脉。“十一五”期间，辽宁省要以调整和优化结构为主线，以重点项目为载体，以加快建设先进装备制造业和高加工度原材料工业基地为目标，加快推进新型工业化进程，这是迅速扩张工业经济总量的关键，是辽宁省赶超全国城镇居民人均可支配收入平均水平、缩小同经济发达地区差距的根本途径，也是推动城镇居民人均可支配收入快速增长的有效措施。尤其是要把工业项目建设作为经济工作的重中之重，加大重点项目建设力度，提高就业弹性系数，扩大经济增长的就业容量。大力培育优势产业集群，提高企业市场竞争能力，达到实现总量扩张和效益增长，带动全省企业职工收入增加。抓好资源的开发和深加工，把丰富的资源转化为经济效益，给居民带来更多的实惠。大力发展个体私营经济，把财政投入、小额贷款和税收减免等各种优惠政策落实到位，营造良好的投资发展环境，加强政府对就业的指导，切实提高就业率。

2．加大职工增资力度，提高职工工资收入。运用财政政策提高公务员及事业单位职工待遇水平，结合政府机构改革及其职能转变，按照经济增长指数和财政收入状况，逐年相应增加政府支出，以增加公务员、非赢利机构人员工资和离退休人员工资和养老金。在城市范围内全面实行货币化工资制度，将住房等各种实物收入和工资外收入分配统一纳入货币化工资。加大对企业职工的扶持力度，企业职工工资的增长幅度对辽宁省城镇居民人均可支配收入的拉动起决定性作用，要根据实际情况制定和落实不同行业的最低劳动报酬标准，采取各种措施促使企业在提高经济效益的同时，逐步增加职工工资收入。

3．千方百计扩大就业，不断完善社会保障体系。就业是提高居民收入水平和扩大消费需求的根本，要把扩大就业放在经济社会更加突出的位置，实行积极的就业政策。要不断拓宽就业渠道，充分发挥第三产业和劳动密集型企业就业弹性系数高的优势，大力发展非公有制经济，最大限度地减少长期失业者数量，以援助“零就业家庭”就业和再就业为重点，全力推进就业和再就业工作。解决国有和集体企业下岗职工及关闭破产企业职工的再就业问题。正确引导劳动者采取非全日制、临时性、阶段性和弹性工作时间等多种灵活的就业形式，大力提倡自主创业。加大劳务输出工作力度，引导富余劳动力平稳有序转移。同时，积极调整财政支出结构，加大政府对就业的资金投入，继续落实再就业优惠政策和大龄困难就业群体的帮扶政策。加快完善社会保障体系，发挥社会保障的稳定社会和增加就业的双重效应。进一步完善城镇企业职工基本养老保险、基本医疗保险、失业保险、工伤保险和生育保险制度及城乡居民最低生活保障制度，依法扩大各项社会保障覆盖面?熏大力推进非公有制企业职工和灵活就业人员参加社会保险工作，实现社会保险广覆盖。加大社会保险费的征缴力度，提高缴费率，确保离退休人员基本养老金按时足额发放。增加财政的社保投入?熏特别是对困难群体参保要予以资金扶持。

4．加快收入分配制度改革步伐，完善收入分配调控机制。继续调整和规范国家、企业和个人的分配关系，确立劳动、资本、技术和管理等生产要素按贡献参与分配的原则，完善按劳分配为主体、多种分配方式并存的分配制度，坚持效率优先、兼顾公平，既要提倡奉献精神，又要落实分配政策；既要反对平均主义，又要防止收入悬殊。进一步深化企业内部收入分配制度改革，大力推行岗位工资为主的基本工资制度。完善收入分配的市场调节机制，强化监督和保障职能，推行劳资双方谈判决定工资方式，加强人工成本约束措施。加强劳动合同履行的管理，防止和解决劳动纠纷。进一步调节和规范垄断性行业企业收入分配，建立公平竞争的市场机制。完善收入分配宏观调控机制，充分发挥市场在资源配置基础性作用的同时，适当加大政府干预力度，加强对高收入阶层的积极监督，加大维持社会公平的转移支付力度，稳步提高职工收入水平，逐步解决收入分配不均衡问题。

篇（6）

一、引言

2010年四川省人均可支配收15461元，同比增长11.7%，人均消费支出12105元，增长11.5%，城镇居民消费继续保持了较快增长。其中，以休闲著称的成都市在2010年的人均可支配收入和人均消费支出的水平排位中，均是第一位，其数值分别是20835元和15511元，全市实现社会消费品零售总额2417.6亿元，比上年增长18.8%，扣除物价因素影响实际增长15.8%。四川省并不是经济大省，但却可以算是消费大省，因此研究四川省居民的消费状况，对于正确合理的发展四川省的经济尤为重要。

二、实证分析

本文利用2009年四川省各地区的城镇居民镇居民人均消费支出和人均可支配收入的界面数据，建立线性回归模型，对四川省城镇居民的收入消费情况进行分析。模型选取的变量是：城镇居民人均消费支出（YC），城镇居民人均可支配收入（XC）；具体数据来源于《2010年四川省统计年鉴》。

运用统计软件 EViews5.0 对表1的数作简单线性回归分析，用OLS法估计其参数得到模型及参数估计的结果。

1.城镇居民收入消费的OLS估计结果为：

通过上述结果可知城镇居民收入消费的模型为：

YC = 989.89 + 0.67XC

2.用White检验（该检验通常适用于截面数据的情形）该模型的异方差性

辅助函数为： σt2 =α0 + α1Xt + α2Xt2 +νt （检验结果见表二）

3.计量结果分析：

（1）异方差检验，由表三可知：nR2 = 0.781769，由White检验知，在α=0.05的显著水平下，查χ2分布表，得临

（2）自相关性检验，由表二可知：DW统计量为DW = 2.379971，在α=0.05的显著水平下，查德宾-沃森d统计表得：dL = 1.221，dU = 1.420，因为dU = 1.420< DW = 2.379971 < （4 - dU ）= 2.580，表明模型中无自相关。

（3）回归系数显著性检验，由表二知：t（β1）= 0.901752，t（β2）= 8.072968，在α=0.05的显著水平下，t0.025（19）= 2.093，比较计算的t统计量值与临界值，因为t（β1）= 0.901752 < t0.025（19）= 2.093，t（β2）= 8.072968 > t0.025（19）= 2.093，所以，应该接受原假设 H0：β1 = 0；应该拒绝原假设H0：β2 = 0 。表明常数项不显著，但是城镇居民人均可支配收入（XC）对城镇居民人均消费支出（YC）有显著影响。

通过上述实证分析，可知YC = 989.89 + 0.67XC，城镇居民人均可支配收入对城镇居民人均消费支出具有显著影响，即城镇居民人均可支配收入没增加一元，城镇居民人均消费支出将增加0.67元。可绝系数R2 = 0.774274，修正的可绝系数为 = 0.762394，说明所建模型整体上对样本数据拟合较好，即解释变量城镇居民人均可支配收入对被解释变量城镇居民人均消费支出的绝大部分差异做出了解释。通过对2009年四川省各地区的城镇居民镇居民人均消费支出和人均可支配收入的实证分析，要提高居民的消费水平，关键是提高居民的可支配收入水平。（作者单位：西南财经大学会计学院，成都，611130）

参考文献：

[1]张卫东.中级计量经济学[M].西南财经大学出版社，2010.

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中图分类号：F127 文献标识码：A

原标题：江西省城镇居民消费与收入之间关系的计量分析

收录日期：2012年10月29日

引言

消费与收入一直以来都是人们研究的重点内容，我国政府也相当重视消费与收入的关系问题。本文采用spss软件分析江西省城镇居民消费与收入之间的关系，分析二者之间数量关系的基本规律，有助于了解江西的经济发展状况，了解人民的生活问题，希望可以为江西省政府等相关部门制定地方政策或分析预测时提供参考意见。

一、数据收集与初步分析

本论文提取1997年至2010年中国统计年鉴中江西省城镇居民人均消费性支出与城镇居民人均可支配收入的数据为研究对象，分析二者之间的关系，相关数据如表1。（表1）

表1中平均消费倾向由人均消费性支出与人均可支配收入之比所得。从表中可以看出，从1997年到2009年江西省城镇居民人均消费性支出和人均可支配收入有明显的提高，2010年与1997年相比，分别提高了7，419.08元和11，409.8元，但人均消费性支出的增幅明显落后于人均可支配收入的增幅。此外，从表中我们还可以得知平均消费倾向大体上呈递减趋势，从1997年到2008年下降了0.108，但2008年到2010年平均消费倾向稍微有所回升，上升了0.017。

二、江西省消费函数模型

分析城镇居民人均可支配收入与消费性支出的影响关系，选取变量x为城镇居民家庭人均可支配收入，被解释变量y为城镇居民人均消费性支出，依据对样本数据的研究，可采用线性函数的形式将其关系表示成：y=a+bx，用线性回归方法估算其相关系数。

（一）参数估计。采用spss统计分析可以得到以下相关数据：

F=6263.643 R2=0.998

■■=0.998 DW=1.246

由最小二乘估计法估计的结果可得简单线性消费函数方程为：

y=400.305+0.655x

下面首先进行拟合优度的检验。拟和优度是指模型对样本数据的近似程度，主要用判定系数来进行判断。从上可知拟合优度为0.998，相当接近1，表明模型对样本数据的拟和优度很高，说明在城镇居民的消费性支出变动中，由该模型中的解释变量可支配收入变动所引起的变动百分比为99.8%。

再进行显著性检验。由于解释变量只有一个，所以本文采用F检验：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与消费性支出的线形关系很显著。上式为江西省城镇居民个人的简单凯恩斯消费函数，由上式可得常数400.305大于0，边际消费倾向为0.655，而0

（二）计量经济检验。下面进行模型的计量经济检验：

首先进行自相关性检验。当n=13，k=1时，查得DW检验表得dl=1.010，du=1.340，而dl=1.010

运用excel回归分析得出残差图，从图中可以知道图形分布的离散程度有明显扩大趋势，这说明存在异方差性。（图1）

（三）消费函数模型。从分析结果可以看出，用凯恩斯消费函数模型无法全面地解释消费性支出与可支配收入之间的关系，所以必须添加必要的解释变量，试估计出其跨时期动态消费模型。凯恩斯消费函数模型只考虑了当期收入对消费的影响，通过对二者进行相关分析可知，其前两期的收入对当期消费有着重要的影响。假设消费函数模型可以线性的表示为yt=a0+b0xt+b1xt-1+b2xt-2，其中yt是第t期城镇居民的人均消费性支出，xt是城镇居民第t期人均可支配收入，xt-1和xt-2是城镇居民上一期和再上一期的人均可支配收入。

下面利用阿尔蒙估计法求解参数。求得：

F=2113.764 R2=0.997

■■=0.998 DW=1.56

从而得到消费函数的计量经济模型为：

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

下面对模型进行拟合优度检验、显著性检验和计量经济检验。从上可知：R2=0.997，接近于1，表明拟合优度很高，也即在城镇居民的人均消费性支出变动中，由当期和前两期人均可支配收入变动所引起的变动百分比为99.7%，拟合优度检验通过。

显著性检验采用F检验，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当期和前两期对人均消费性支出的影响是显著的。

计量经济检验分自相关性检验和异方差性检验。自相关性检验在这里不适合用DW检验，因为含有前两期的解释变量，在此处采用h统计量检验：

h=1-■■=0.8232

当？琢=0.05时，h=0.8232

通过以上分析可知，江西省城镇居民消费函数模型为：

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

从中可以看出，在当期没有任何可支配收入的情况下基本人均消费性支出为435.27元，当人均可支配收入增加1元时引起的消费性支出为0.5892元，当期可支配收入的35.47%将用在下一期的消费性支出上，换句话说就是上一期人均可支配收入增加1元可以引起当期消费性支出0.3547元。总的来说，江西省城镇居民的平均消费量是不断提高的，但人均消费性支出的增长要慢于人均可支配收入的增长；同时，当期人均消费性支出要受到当期和以前人均可支配收入的影响。

三、政策性建议

首先，调整工资收入分配。政府相关部门可以制定新的工资分配制度，增加中低收入阶层的收入，刺激消费，让消费和收入到达一个新的、更高的平衡点。

其次，加大社会保障力度。如今，城镇居民仍然面临着教育难、看病难、住房难的问题，政府相关部门应该根据江西省的实际情况，采取办法保障那些需要保障的群体。比如，加大保障房的建设力度，解决中低收入阶层住房难的问题；加大医疗保障制度，解决低收入群体看病难的问题；提高教育的质量，对少部分成绩优异而又有家庭困难的学生采取经济性资助方式，这样可以降低学生家庭的负担，减少用于教育资金的投入，将消费性支出用于改善生活水平等其他方面。

最后，积极引导、促进消费。我国是人口大国，政府部门可以加大消费宣传力度，鼓励居民消费，扩大内需，让百姓放心消费。

主要参考文献：

[1]李宝仁.我国居民消费和投资的计量分析[J].北京工商大学学报（社会科学版），2006.5.

篇（8）

1.变量的选取

消费的变化涉及多个影响因素，如利率、可支配收入、储蓄、货币供应量、消费者物价指数、消费者心理预期、社会保障制度等。由于消费者心理预期和社会保障制度这两个因素不能实际度量且无法获得其观测值，所以不宜作为变量列入计量经济模型；在研究利率对消费的影响的过程中，利率必然要作为一个自变量，然而，利率与储蓄、货币供应量、消费者物价指数之间常常存在一定的相关性。由于随机扰动项μ存在以下假设：零均值、同方差、无自相关、服从正态分布，为了避免所建模型产生多重共线性和自相关性，因此，储蓄、货币供应量、消费者物价指数也不宜作为变量列入计量经济模型，应将其列入随机扰动项μ，表示这些因素对消费的综合影响。本文选取的自变量为利率与人均可支配收入，因变量为消费水平。

2.数据的选取

为了更好地体现出利率的变动性，本实证分析采用的是我国的基准利率SHIBOR的季度数据来作为利率数据。

要对我国东中西部三个地区的消费水平进行研究，我们要采用的数据应该是地区数据，由于在中国统计年鉴上得到的城镇居民人均现金消费支出和居民人均可支配收入的数据是省份的季度数据，因此，我就用城镇居民人均现金消费支出的数据来表示消费水平的数据，并且将2007-2012年的省份季度数据进行处理得到东部、中部、西部地区的季度数据。

数据处理如下：

各地区城镇居民消费水平=（Σ每个地区各省的城镇居民消费水平×该省的当时的城镇居民数量）/该地区所有省份的城镇居民数量之和

各地区城镇居民人均可支配收入=（Σ每个地区各省的城镇居民人均可支配收入×该省的当时的城镇居民数量）/该地区所有省份的城镇居民数量之和。

按照以上的计算方法逐年计算，可得到2007-2012年三个地区的城镇居民消费水平和城镇居民人均可支配收入的季度数据。

二、建立模型

通过对变量之间的关系进行分析，分别对东中西部地区建立相应的模型，然后使用Eviews6.0软件对数据进行处理。

1.对东部地区的研究

（1）模型的提出

结合图3.1和3.2可以看出2007-2012年我国东部地区消费水平（ECONSUME）、人均可支配收入（EINCOME）、利率（ER）的变动情况，消费水平、利率和人均可支配收入都是周期变化的。由于对数模型可以在一定程度上避免变量之间的剧烈波动，因此将模型建立为：

lnECONSUME=β1+β2lnER+β3lnEINCOME+μ

（μ为随机扰动项，βn为随机参数）

建立对数模型的意义是研究利率和人均可支配收入的变动对消费增长率的影响。

（2）参数估计

得到模型的参数估计结果：

根据表3.1中的数据，得到该模型的DW=0.6014，查DW统计表可知：对于样本量为24，两个解释变量的模型，在给定显著水平为0.05时的情况下，dL=1.188，dU=1.546。由于DW=0.6014

（3）自相关性的处理

运用科克伦-奥克特迭代法对该模型进行修正，得到以下结果：

（4）模型检验

拟合优度检验：因为该模型的R2=0.9998和修正的可决系数为0.9997。这表明该模型对样本的拟合程度很好，即利率和东部地区城镇居民的人均可支配收入共同对该地区的消费变化的解释能力达到99.98%。

F检验：假设β2=β3=0，拒绝原假设的条件是临界值小于F值。在显著性水平为0.05的情况下，由于临界值F0.05（2，20）=3.49

t检验：分别假设β1=0，β2=0，β3=0，当t值比临界值要大时候拒绝原假设。显著性水平为0.05时，由于t0.05（20）=2.086

2.对中部地区的研究

（1）参数估计

根据上文的分析方法，得到该模型的DW=0.7451，由于DW=0.7451

（2）自相关性的处理

运用科克伦-奥克特迭代法对该模型进行修正，得到以下结果：

DW=2.5764，dL=1.168，dU=1.543。由于DW=2.5764>dU=1.543，所以此时模型不存在自相关性。

最终得到的模型方程式为：

（3）模型检验

拟合优度检验：由于该模型的R2=0.9993和修正的可决系数为0.9991。这表明该模型对样本的拟合程度很好，即两个自变量共同对因变量变动的解释能力达到99.93%。

F检验：在显著性水平为0.05的情况下，由于临界值F0.05（2，20）=3.49

t检验：在显著性水平为0.05的情况下，由于t0.05（20）=2.086，运用前面的检验方法可以得出：在其他因素不变的情况下，中部地区城镇居民的人均可支配收入对该地区的消费水平的影响是显著的；利率对中部地区城镇居民消费水平的影响不显著。

3.对西部地区的研究

（1）参数估计

根据上文的分析方法，得到该模型的DW=1.8729，由于4-dU>DW=1.8729>DW=1.8729>dL=1.188，因此说明模型中不存在自相关性。

因此，得到的模型为：

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）模型检验

拟合优度检验：由于该模型的R2=0.9844和修正的可决系数为0.9829。这表明该模型对样本的拟合程度很好，即两个自变量共同对因变量变动的解释能力达到98.44%。

F检验：在显著性水平为0.05的情况下，由于临界值F0.05（2，20）=3.49

t检验：在显著性水平为0.05的情况下，由于t0.05（20）=2.086，运用前面的检验方法可以得出：在其他因素不变的情况下，西部地区城镇居民的人均可支配收入对该地区的消费水平的影响是显著的；西部地区城镇居民的消费水平受到利率的影响不显著。

三、结论

1.实证结论

用我国东部、中部和西部地区2007-2012年的相关数据做实证分析，得到我国东中西部三个地区的模型方程式：

东部地区：lnECONSUME=-1.143-0.001lnER+1.095lnEINCOME；

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

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

由以上方程可以得出以下结论：

（1）在东部地区，其它因素不变的情况下，人均可支配收入对消费水平存在正向的促进作用，且这作用是显著的；当城镇居民人均可支配收入变动一个百分点，消费水平会同方向变动1.095个百分点。其它因素不变的情况下，利率对消费水平的影响是反方向的，但这影响不显著且影响程度很小。

（2）在中部地区，其它因素不变的情况下，人均可支配收入对消费水平也同样存在正向的促进作用，且这作用是显著的；当城镇居民人均可支配收入变动1%，消费水平会同方向变动1.041%。然而，其它因素不变的情况下，利率对消费水平的影响是反向的，但这影响不显著且影响程度很小。

篇（9）

引言

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

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

一、变量选取、模型设定和数据来源

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

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

lnY = α+ βlnX + ε（1）

其中，α为常数项，β为lnХ的系数，ε为随机误差项。 转贴于

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

二、实证分析

（一）单位根检验

在进行协整检验之前，由于时间序列数据大都具有非平稳性，容易产生“伪回归”现象，所以要先进行单位根检验，也就是数据的平稳性检验。本文采用最常用的ADF（Augmented Dickey-Fuller）检验方法，通过Eviews3.1软件分析得出的结果（如表1所示）。

表1变量数据的平稳性检验

注：（1）D表示一阶差分，（2）** 表示显着水平为10%，* 表示显着水平为5%。

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

（二）协整关系检验

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

首先，采用OLS（Ordinary Least Square）回归分析法对两变量进行回归，结果得到的协整方程如式（2）:

lnY=0.5118+1.0662lnX （2）

（0.9945）（14.6628）

R2=0.8848 DW=0.7672

括号里的数字代表的是对应系数的t统计值。

其次，对协整方程中的残差序列进行平稳性检验。结果（如表2所示）。

表2 残差序列的平稳性检验

注：Et表示残差序列，* 表示显着水平为5%。

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

（三）Granger因果关系检验

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

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

（四）建立误差修正模型

由于通过协整检验简单差分不一定能解决非平稳时间序列所遇到的全部问题，所以要进行误差修正。误差修正模型就是将误差修正项看做一个解释变量，连同其他反映短期波动的解释变量一起，建立短期模型（李子奈，2000）。本文将残差序列Et作为误差修正项，与政府基础设施投资支出和城镇居民人均可支配收入两个变量的差分有机的结合在一起，建立误差修正模型，用于说明变量差分项表现出的短期波动。根据分析结果，可建立的修正模型如式（3）：

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

（0.9800） （11.2459）（-1.4727）

Likelihood=46.5370 AIC=-3.1098 SC=-2.9670

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

结论分析及政策建议

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

参考文献

[1]朱玲，金成武.中国居民收入分配格局与金融危机应对[J].管理世界，2009，(3):63-71.

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.

朱柏铭，车琰.居民收入增长对公共支出的需求变动分析——基于中国1978—2006年数据的实证研究[J].技术经济与管理研究，

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）

中图分类号:X3

文献标识码:A

文章编号:1672-3198(2010)07-0026-02

1 西安市城镇家庭住房支付能力测量

1.1 测量住房可支付能力的基本指标

测量住房可支付能力,最为熟知和最为广泛实用的指标是住房支付能力指数(HAI,housing affordability index)和房价收入比(PIR,Housing Price to Income Ratio)。

计算公式为:

房价收入比=(住宅面积*住宅的平均价格)/家庭年可支配收入

1.2 西安市城镇家庭房价收入比影响因素及其指标计算

依据国内惯例,本文采用房价收入比指标作为判断西安市城镇居民家庭住房支付能力指标。计算房价收入比主要考虑三个因素:家庭年可支配收入、居民住宅平均价格和居民住房面积。

(1)西安2004-2008年城镇家庭人均可支配收入状况。

城镇家庭人均可支配收入是影响居民住房支付能力高低重要因素。2004年-2008年西安市城镇家庭人均可支配收入见表1。

表1 (单位:元)

2004年2005年2006年2007年2008年

西安市城镇居民人均支配收入8544.039627.8910905.3912662.0315206.89

表1中的数据反映的是西安市2004年到2008年城镇居民平均家庭人均可支配收入,其数值的高低代表的是西安市近年城镇居民可支配收入的平均水平。然而在现实生活中由于行业、职业等因素的差异,不同家庭的人均可支配收入和家庭总体可支配收入存在较大差异。所以,仅仅采用平均的人均可支配收入不能全面具体地反映西安市城镇居民实际的收入水平的。本文根据西安市城镇居民收入具体情况将西安市城镇家庭分为最低收入户、低收入户、中等偏下收入户、中等收入户、中等偏上收入户、高收入户和最高收入户等七组,分别收集不同收入户的人均可支配收入数据,作为计算西安市城镇居民不同住房支付能力的依据。据《西安市统计年鉴(2004-2008)》显示,不同年份不同水平收入户家庭可支配收入如表2:

表2 (单位:元)

2004年2005年2006年2007年2008年

最低收入户3112.243414.063913.304676.065772.38

低收入户4723.045183.765995.807128.968770.91

中偏下收入户6185.536639.887704.749097.5411115.31

中等收入户7949.118586.99963.9811722.3814269.78

中偏上收入户9825.9911211.8112578.5314620.5417578.82

高收入户12714.7314828.1216318.1418749.7822272.53

最高收入户19885.2223182.2324923.9427415.4831024.98

从以上数据可以发现西安市城镇居民人均可支配收入存在较大差距,最高收入户的人均可支配收入一直是最低收入户人均可支配收入的5倍以上,但从2005年开始逐渐呈下降趋势,2005年为6.8倍,2006年为6.4倍,2007年为5.8倍,2008年为5.3倍。

(2)西安市2004-2008年商品房销售平均价格状况。

商品房销售价格是决定居民住房支付能力高低的决定性因素。根据西安市房地产信息网,2004年―2008年西安市商品房销售价格见表3。

表3 (单位:元/平方米)

2004年2005年2006年2007年2008年

西安市商品房销售平均价格23942686307339784268

从表3中可以看出,近5年西安市商品房销售价格逐年提高,相邻年份上涨幅度为:12.20%、14.41%、29.45%、7.29%。2007年商品房价格上涨幅度最高,2008年商品房价格上涨幅度最低。

(3)西安市城镇居民2004―2008年人均住宅面积状况。

国家统计局西安调查总队调查资料显示,2004年西安市城镇家庭人均住宅建筑面积12.9平方米;2005年西安市城镇家庭人均住宅建筑面积13.9平方米;2006年西安市城镇家庭人均住宅建筑面积23.2平方米;2007年西安市城镇家庭人均住房建筑面积23.6平方米;2008年西安市城镇家庭人均住房建筑面积28.5平方米。

(4)西安市城镇居民2004―2008年房价收入比计算。如表4:

表4

2004年2005年2006年2007年2008年

房价收入比3.613.866.527.418

依据表2数据、2004年-2008年西安市城镇居民平均住房面积以及房屋销售价格计算西安市7类不同收入户的房价收入比值,具体计算见表5。

表5

2004年2005年2006年2007年2008年

最低收入户9.9210.918.820.0821.08

低收入户6.547.1811.8613.1713.87

中偏下收入户4.995.69.2310.3210.95

中等收入户3.894.337.148.018.53

中偏上收入户3.143.325.666.426.92

高收入户2.432.514.45.015.46

最高收入户1.551.62.853.423.92

2 西安市城镇居民住房支付能力特征分析

2.1 城镇居民房价收入比呈上升趋势

表4中的数字反映出西安市从2004年到2008年城镇居民房价收入比的平均水平一直处于上升趋势,以2004年为1,每年的上涨比率分别为6.93%、68.91%、13.65%、7.96%。

表5中的数字反映西安市2004―2008年城镇七组不同收入户的房价收入变化情况。以2004年数字为1,最低收入户房价收入比每年上涨比率分别为9.88%、72.48%、6.81%和4.98%;低收入户房价收入比每年上涨比率分别为9.79%、65.18%、11.05%和5.32%;中等偏下收入户房价收入户比每年上涨比率分别为12.22%、64.82%、11.81%和6.1%;中等收入户房价收入比每年上涨比率分别为11.31%、64.9%、12.18%和6.49%;中等偏上收入户房价收入比每年上涨比率分别为5.73%、70.48%、13.43%和7.79%;高收入户房价收入比每年上涨比率分别为3.29%、75.3%、13.86%和8.98%;最高收入户房价收入比每年上涨比率分别为3.23%、78.13%、20%和14.62%。

2.2 西安市城镇居民不同收入群体住房支付能力存在较大差异

(1)最低收入家庭的房价收入比较低。2008年西安市最低收入户的房价收入比为21.08,而2008年全国最低收入户的房价收入比为23.08,西安市低于全国平均水平9.49%。

(2)最高收入家庭的房价收入比高。2008年西安市最高收入户的房价收入比为3.92,而全国最高收入户的房价收入比为2.52,西安市最高收入户房价收入比高于全国平均水平55.56%。

(3)最高收入户和最低收入户的房价收入比差距相对较小。2008年西安市最低收入户房价收入比21.08,最高收入户的房价收入比为3.92,最低收入户房价收入比与最高收入房价收入比差距为17.76,而2008年全国最低收入户与最高收入户房价收入比差距为20.56,西安市的差距数字低于全国平均水平。

(4)中等收入以下家庭的房价收入比上涨趋势呈现不断降低的趋势,而高收入以上家庭的房价收入比上涨趋势呈现不断上升的趋势。这一变化趋势符合中国房价收入比的总体走势。