序論：寫作是一種深度的自我表達(dá)。它要求我們深入探索自己的思想和情感，挖掘那些隱藏在內(nèi)心深處的真相，好投稿為您帶來了七篇城鎮(zhèn)居民可支配收入范文，愿它們成為您寫作過程中的靈感催化劑，助力您的創(chuàng)作。

篇(1)

關(guān)鍵詞：城鎮(zhèn)居民；消費(fèi)性支出；可支配收入；回歸分析

中圖分類號(hào)：F22 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號(hào)：1673-291X（2013）24-0229-04

珠海市位于廣東省珠江口的西岸，是中國南方港口城市，經(jīng)濟(jì)特區(qū)。珠海1953年建縣，1979年建市，1980年成立經(jīng)濟(jì)特區(qū)，2008年國務(wù)院頒布實(shí)施珠江三角洲地區(qū)改革發(fā)展規(guī)劃綱要（2008—2020年），并明確珠海為珠江口西岸的核心城市。珠海建市以來，經(jīng)濟(jì)持續(xù)快速增長，從一個(gè)默默無聞的邊陲小鎮(zhèn)發(fā)展成為初具規(guī)模的現(xiàn)代化花園式海濱城市。隨著珠海經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，珠海城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)性支出與可支配收入水平也持續(xù)穩(wěn)步提高。研究珠海城鎮(zhèn)居民消費(fèi)性支出與可支配收入的變化趨勢(shì)及相關(guān)關(guān)系，發(fā)現(xiàn)二者之間在數(shù)量關(guān)系上的基本規(guī)律，對(duì)增加居民收入，提高人民生活水平具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。本文根據(jù)1993—2011年珠海城鎮(zhèn)居民家庭消費(fèi)性支出與可支配收入的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，采用一元線性回歸模型進(jìn)行回歸分析，為珠海市政府研究制定相關(guān)政策措施提供可靠的依據(jù)。

一、一元線性回歸模型

對(duì)于變量間的相關(guān)關(guān)系，我們可以根據(jù)大量的統(tǒng)計(jì)資料，找出它們?cè)跀?shù)量變化方面的規(guī)律（即“平均”的規(guī)律），這種統(tǒng)計(jì)規(guī)律所揭示的關(guān)系就是回歸關(guān)系，所表示的數(shù)學(xué)方程就是回歸方程或回歸模型。在研究變量間的相關(guān)關(guān)系時(shí)，一般將引起某一現(xiàn)象變化的因素（或原因）稱為自變量，將被引起變化的現(xiàn)象（即結(jié)果）稱為因變量。在直角坐標(biāo)系中將大量數(shù)據(jù)繪制成散點(diǎn)圖，這些點(diǎn)不在一條直線上，但可以從中找到一條合適的直線，使各散點(diǎn)到這條直線的縱向距離之和最小，這條直線就是回歸直線，這條直線的方程叫做線性回歸模型。

（四）模型檢驗(yàn)

1.顯著性檢驗(yàn)。表3中，相關(guān)系數(shù)是R=0.979，預(yù)定顯著性水平a=0.05，在自由度n-2=17下查相關(guān)系數(shù)表知Ra=0.45553。因?yàn)閨R|Ra，所以消費(fèi)性支出與可支配收入呈正相關(guān)關(guān)系，說明可支配收入是決定消費(fèi)性支出的關(guān)鍵因素，因此，該一元線性回歸模型通過顯著性檢驗(yàn)。

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

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

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

三、結(jié)論

通過上述分析，我們可以得出以下三個(gè)結(jié)論。

1.珠海城鎮(zhèn)居民消費(fèi)性支出與可支配收入存在較優(yōu)的回歸關(guān)系，且呈正相關(guān)關(guān)系。經(jīng)過對(duì)回歸模型的各項(xiàng)檢驗(yàn)，可以確定珠海城鎮(zhèn)居民年人均消費(fèi)性支出與可支配收入之間的一元線性回歸模型為： i=913.718+ 1.227xi。

2.可支配收入是決定消費(fèi)性支出的關(guān)鍵因素。政府應(yīng)合理調(diào)整收入分配格局，努力增加居民收入，實(shí)現(xiàn)居民收入增長和經(jīng)濟(jì)發(fā)展同步，提高低收入群體的收入水平，縮小貧富差距，才能真正刺激內(nèi)需，促進(jìn)消費(fèi)，從而推動(dòng)經(jīng)濟(jì)持續(xù)健康發(fā)展。

3.可支配收入不是影響消費(fèi)性支出的唯一因素，非收入因素對(duì)消費(fèi)的影響也十分重要。政府應(yīng)高度重視這些非收入因素，盡可能完善促進(jìn)消費(fèi)的政策措施，鞏固擴(kuò)大傳統(tǒng)消費(fèi)，積極培育熱點(diǎn)消費(fèi)，推動(dòng)消費(fèi)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級(jí)，改善消費(fèi)環(huán)境，加快商貿(mào)流通環(huán)境等基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，擴(kuò)大消費(fèi)信貸，整頓和規(guī)范市場(chǎng)價(jià)格秩序，為廣大消費(fèi)者提供更加便利、安全、放心的消費(fèi)環(huán)境。

參考文獻(xiàn)：

[1] 孫彩虹.中國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)的因子分析[J].重慶工商大學(xué)學(xué)報(bào)：西部經(jīng)濟(jì)論壇，2007，（2）.

篇(2)

依據(jù)西方經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，人均消費(fèi)和人均可支配收入成正相關(guān)關(guān)系。這一關(guān)系是否在中國也成立呢，為此，我們收集相關(guān)數(shù)據(jù)，假設(shè)在中國人均可支配收入與人均消費(fèi)支出存在正相關(guān)關(guān)系，并進(jìn)行相關(guān)的實(shí)證分析。這可以幫助我們了解中國居民的消費(fèi)傾向，并且對(duì)指導(dǎo)相關(guān)政策有一定的意義。

二、樣本及研究方法

為了深入分析研究中國的城鎮(zhèn)居民的生活費(fèi)支出與可支配收入的具體數(shù)量關(guān)系，收集了中國城鎮(zhèn)居民月人均可支配收入（SR）和生活費(fèi)支出（SC）2007～2009年各月度數(shù)據(jù)序列（數(shù)據(jù)來源：中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫）

因時(shí)間序列數(shù)據(jù)的特殊性，其平穩(wěn)性需要進(jìn)行檢驗(yàn)，此時(shí)可以使用EG兩步法確認(rèn)是否存在協(xié)整，并且對(duì)模型進(jìn)行一定的誤差修正。

三、實(shí)證與分析

根據(jù)EG兩步法的理論，首先考察生活費(fèi)支出和人均可支配收入的單整階數(shù).通過軟件Eviews中的具體操作過程如下：

首先檢驗(yàn)序列（SR）的平穩(wěn)性，選帶截距項(xiàng)，在滯后差分項(xiàng)下選2階，通過估計(jì)結(jié)果來說，單位根檢驗(yàn)的臨界值分別為-3.577723，-2.925169，-2.600658，分別對(duì)應(yīng)著在1%，5%，10%三個(gè)顯著性水平檢驗(yàn)，t檢驗(yàn)的值為-3.438827大于1%臨界值，因此無法拒絕H0，這說明人均可支配收入（SR）為非平穩(wěn)序列，因存在單位根.

在單位根檢驗(yàn)中，為了確定人均可支配收入（SR）序列的單整階數(shù)，選擇確定對(duì)一階差分序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)并且?guī)в薪鼐囗?xiàng)，選擇2階滯后差分項(xiàng)，通過估計(jì)的結(jié)果來說，單位根檢驗(yàn)的臨界值分別為-3.581152，-2.926622，-2.601424，分別對(duì)應(yīng)在1%，5%，10%三個(gè)顯著性水平檢驗(yàn)，t檢驗(yàn)的值為-9.361364小于臨界值，因此拒絕H0，可判斷人均可支配收入（SR）的差分序列是平穩(wěn)的，因不存在單位根，也就是說，（SR）序列是一階單整的，SR～I(xiàn)（1）。

通過以上的理論方法同樣可以可檢驗(yàn)生活費(fèi)支出（SC）序列也是一階單整的，即SC～I(xiàn)（1）。

為了分析可支配收入（SR）和生活費(fèi)用（SC）序列數(shù)據(jù)之間是否協(xié)整，理論上應(yīng)先對(duì)兩個(gè)變量進(jìn)行回歸檢驗(yàn)，然后通過對(duì)回歸殘差的平穩(wěn)性的檢驗(yàn)來判斷。

將以上的生活費(fèi)支出（SC）變量作為被解釋變量，而人均可支配收入（SR）為解釋變量，估計(jì)的回歸模型為

為了得出回歸殘差是否平穩(wěn)的特性，設(shè)et=Resid，從而可以將et進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。另外可以看到，因殘差的均值是零，因此做截距項(xiàng)為零的DF檢驗(yàn)，檢驗(yàn)的估計(jì)結(jié)論為：，在5%的顯著新水平下，t檢驗(yàn)的值為-4.141953，小于臨界值，因此可以拒絕原假設(shè)，這說明殘差序列是平穩(wěn)序列不存在單位根，（SR）與（SC）之間存在協(xié)整關(guān)系。

生活費(fèi)支出（sc）與可支配收入（SR）之間存在協(xié)整關(guān)系，說明它們之間保持有長期的均衡關(guān)系?？墒窃诙唐趦?nèi)出現(xiàn)失衡的狀況是可能的.，為了提高回歸模型的判斷精度，把誤差項(xiàng)et在回歸模型中作為均衡誤差看待，因此下一步可以通過建立誤差修正模型將SC與SR的之間的短期行為與長期變化聯(lián)系起來。

誤差修正模型的結(jié)構(gòu)如下：

將作為被解釋變量，以和作為解釋變量，估計(jì)回歸模型，最終得到誤差修正模型的估計(jì)結(jié)果為：

t=（0.064） （12.193） （-3.994）

R2=0.7769 DW=1.8979

四、結(jié)論

通過以上的分析可以看到，城鎮(zhèn)居民月人均生活費(fèi)用支出的變化食欲可支配收入的變化緊密聯(lián)系的它不僅僅根據(jù)可支配收入的變化而變化，更重要的是它還因上一期生活支出對(duì)均衡水平的不同而有所偏離，即消費(fèi)支出是有慣性特征的，誤差項(xiàng)et（-1）估計(jì)的系數(shù)-0.541695說明了模型對(duì)偏離的修正，這進(jìn)一步說明如果上一期對(duì)均衡水平的偏離如果越遠(yuǎn)，那么本期對(duì)模型的修正的量就會(huì)越大，也就是說，此模型系統(tǒng)是存在誤差修正機(jī)制的。

參考文獻(xiàn)：

[1]龐皓.《計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)》.北京，科學(xué)出版社，2006.

[2]易丹輝.《數(shù)據(jù)分析與Eviews應(yīng)用》.中國人民大學(xué)出版社，2009.

[3]William H.Green，Econometric Analysis，，Prentice-Hall International Inc.，1997.

篇(3)

關(guān)鍵詞：消費(fèi)性支出；可支配收入；計(jì)量經(jīng)濟(jì)檢驗(yàn)

中圖分類號(hào)：F127 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

原標(biāo)題：江西省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)與收入之間關(guān)系的計(jì)量分析

收錄日期：2012年10月29日

引言

消費(fèi)與收入一直以來都是人們研究的重點(diǎn)內(nèi)容，我國政府也相當(dāng)重視消費(fèi)與收入的關(guān)系問題。本文采用spss軟件分析江西省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)與收入之間的關(guān)系，分析二者之間數(shù)量關(guān)系的基本規(guī)律，有助于了解江西的經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r，了解人民的生活問題，希望可以為江西省政府等相關(guān)部門制定地方政策或分析預(yù)測(cè)時(shí)提供參考意見。

一、數(shù)據(jù)收集與初步分析

本論文提取1997年至2010年中國統(tǒng)計(jì)年鑒中江西省城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)性支出與城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的數(shù)據(jù)為研究對(duì)象，分析二者之間的關(guān)系，相關(guān)數(shù)據(jù)如表1。（表1）

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

二、江西省消費(fèi)函數(shù)模型

分析城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與消費(fèi)性支出的影響關(guān)系，選取變量x為城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入，被解釋變量y為城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)性支出，依據(jù)對(duì)樣本數(shù)據(jù)的研究，可采用線性函數(shù)的形式將其關(guān)系表示成：y=a+bx，用線性回歸方法估算其相關(guān)系數(shù)。

（一）參數(shù)估計(jì)。采用spss統(tǒng)計(jì)分析可以得到以下相關(guān)數(shù)據(jù)：

F=6263.643 R2=0.998

■■=0.998 DW=1.246

由最小二乘估計(jì)法估計(jì)的結(jié)果可得簡單線性消費(fèi)函數(shù)方程為：

y=400.305+0.655x

下面首先進(jìn)行擬合優(yōu)度的檢驗(yàn)。擬和優(yōu)度是指模型對(duì)樣本數(shù)據(jù)的近似程度，主要用判定系數(shù)來進(jìn)行判斷。從上可知擬合優(yōu)度為0.998，相當(dāng)接近1，表明模型對(duì)樣本數(shù)據(jù)的擬和優(yōu)度很高，說明在城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)性支出變動(dòng)中，由該模型中的解釋變量可支配收入變動(dòng)所引起的變動(dòng)百分比為99.8%。

再進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)。由于解釋變量只有一個(gè)，所以本文采用F檢驗(yàn)：查F分布表可得F0.05（k，n-k-1）=4.84，而F=6263.643>F0.05（k，n-k-1）=4.84，所以模型中的人均可支配收入與消費(fèi)性支出的線形關(guān)系很顯著。上式為江西省城鎮(zhèn)居民個(gè)人的簡單凱恩斯消費(fèi)函數(shù)，由上式可得常數(shù)400.305大于0，邊際消費(fèi)傾向?yàn)?.655，而0

（二）計(jì)量經(jīng)濟(jì)檢驗(yàn)。下面進(jìn)行模型的計(jì)量經(jīng)濟(jì)檢驗(yàn)：

首先進(jìn)行自相關(guān)性檢驗(yàn)。當(dāng)n=13，k=1時(shí)，查得DW檢驗(yàn)表得dl=1.010，du=1.340，而dl=1.010

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

（三）消費(fèi)函數(shù)模型。從分析結(jié)果可以看出，用凱恩斯消費(fèi)函數(shù)模型無法全面地解釋消費(fèi)性支出與可支配收入之間的關(guān)系，所以必須添加必要的解釋變量，試估計(jì)出其跨時(shí)期動(dòng)態(tài)消費(fèi)模型。凱恩斯消費(fèi)函數(shù)模型只考慮了當(dāng)期收入對(duì)消費(fèi)的影響，通過對(duì)二者進(jìn)行相關(guān)分析可知，其前兩期的收入對(duì)當(dāng)期消費(fèi)有著重要的影響。假設(shè)消費(fèi)函數(shù)模型可以線性的表示為yt=a0+b0xt+b1xt-1+b2xt-2，其中yt是第t期城鎮(zhèn)居民的人均消費(fèi)性支出，xt是城鎮(zhèn)居民第t期人均可支配收入，xt-1和xt-2是城鎮(zhèn)居民上一期和再上一期的人均可支配收入。

下面利用阿爾蒙估計(jì)法求解參數(shù)。求得：

F=2113.764 R2=0.997

■■=0.998 DW=1.56

從而得到消費(fèi)函數(shù)的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型為：

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

下面對(duì)模型進(jìn)行擬合優(yōu)度檢驗(yàn)、顯著性檢驗(yàn)和計(jì)量經(jīng)濟(jì)檢驗(yàn)。從上可知：R2=0.997，接近于1，表明擬合優(yōu)度很高，也即在城鎮(zhèn)居民的人均消費(fèi)性支出變動(dòng)中，由當(dāng)期和前兩期人均可支配收入變動(dòng)所引起的變動(dòng)百分比為99.7%，擬合優(yōu)度檢驗(yàn)通過。

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

計(jì)量經(jīng)濟(jì)檢驗(yàn)分自相關(guān)性檢驗(yàn)和異方差性檢驗(yàn)。自相關(guān)性檢驗(yàn)在這里不適合用DW檢驗(yàn)，因?yàn)楹星皟善诘慕忉屪兞?，在此處采用h統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)：

h=1-■■=0.8232

當(dāng)？琢=0.05時(shí)，h=0.8232

通過以上分析可知，江西省城鎮(zhèn)居民消費(fèi)函數(shù)模型為：

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

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

三、政策性建議

首先，調(diào)整工資收入分配。政府相關(guān)部門可以制定新的工資分配制度，增加中低收入階層的收入，刺激消費(fèi)，讓消費(fèi)和收入到達(dá)一個(gè)新的、更高的平衡點(diǎn)。

其次，加大社會(huì)保障力度。如今，城鎮(zhèn)居民仍然面臨著教育難、看病難、住房難的問題，政府相關(guān)部門應(yīng)該根據(jù)江西省的實(shí)際情況，采取辦法保障那些需要保障的群體。比如，加大保障房的建設(shè)力度，解決中低收入階層住房難的問題；加大醫(yī)療保障制度，解決低收入群體看病難的問題；提高教育的質(zhì)量，對(duì)少部分成績優(yōu)異而又有家庭困難的學(xué)生采取經(jīng)濟(jì)性資助方式，這樣可以降低學(xué)生家庭的負(fù)擔(dān)，減少用于教育資金的投入，將消費(fèi)性支出用于改善生活水平等其他方面。

最后，積極引導(dǎo)、促進(jìn)消費(fèi)。我國是人口大國，政府部門可以加大消費(fèi)宣傳力度，鼓勵(lì)居民消費(fèi)，擴(kuò)大內(nèi)需，讓百姓放心消費(fèi)。

主要參考文獻(xiàn)：

[1]李寶仁.我國居民消費(fèi)和投資的計(jì)量分析[J].北京工商大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2006.5.

[2]辛永容，肖俊哲.安徽城鎮(zhèn)居民消費(fèi)與收入之間關(guān)系的計(jì)量分析[J].云南財(cái)貿(mào)學(xué)院學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2006.21.5.

篇(4)

關(guān)鍵詞:住房支付能力;房價(jià)收入比;商品房價(jià)格

中圖分類號(hào):X3

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼:A

文章編號(hào):1672-3198(2010)07-0026-02

1 西安市城鎮(zhèn)家庭住房支付能力測(cè)量

1.1 測(cè)量住房可支付能力的基本指標(biāo)

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

計(jì)算公式為:

房價(jià)收入比=(住宅面積*住宅的平均價(jià)格)/家庭年可支配收入

1.2 西安市城鎮(zhèn)家庭房價(jià)收入比影響因素及其指標(biāo)計(jì)算

依據(jù)國內(nèi)慣例,本文采用房價(jià)收入比指標(biāo)作為判斷西安市城鎮(zhèn)居民家庭住房支付能力指標(biāo)。計(jì)算房價(jià)收入比主要考慮三個(gè)因素:家庭年可支配收入、居民住宅平均價(jià)格和居民住房面積。

(1)西安2004-2008年城鎮(zhèn)家庭人均可支配收入狀況。

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

表1 (單位:元)

2004年2005年2006年2007年2008年

西安市城鎮(zhèn)居民人均支配收入8544.039627.8910905.3912662.0315206.89

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

表2 (單位:元)

2004年2005年2006年2007年2008年

最低收入戶3112.243414.063913.304676.065772.38

低收入戶4723.045183.765995.807128.968770.91

中偏下收入戶6185.536639.887704.749097.5411115.31

中等收入戶7949.118586.99963.9811722.3814269.78

中偏上收入戶9825.9911211.8112578.5314620.5417578.82

高收入戶12714.7314828.1216318.1418749.7822272.53

最高收入戶19885.2223182.2324923.9427415.4831024.98

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

(2)西安市2004-2008年商品房銷售平均價(jià)格狀況。

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

表3 (單位:元/平方米)

2004年2005年2006年2007年2008年

西安市商品房銷售平均價(jià)格23942686307339784268

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

(3)西安市城鎮(zhèn)居民2004―2008年人均住宅面積狀況。

國家統(tǒng)計(jì)局西安調(diào)查總隊(duì)調(diào)查資料顯示,2004年西安市城鎮(zhèn)家庭人均住宅建筑面積12.9平方米;2005年西安市城鎮(zhèn)家庭人均住宅建筑面積13.9平方米;2006年西安市城鎮(zhèn)家庭人均住宅建筑面積23.2平方米;2007年西安市城鎮(zhèn)家庭人均住房建筑面積23.6平方米;2008年西安市城鎮(zhèn)家庭人均住房建筑面積28.5平方米。

(4)西安市城鎮(zhèn)居民2004―2008年房價(jià)收入比計(jì)算。如表4:

表4

2004年2005年2006年2007年2008年

房價(jià)收入比3.613.866.527.418

依據(jù)表2數(shù)據(jù)、2004年-2008年西安市城鎮(zhèn)居民平均住房面積以及房屋銷售價(jià)格計(jì)算西安市7類不同收入戶的房價(jià)收入比值,具體計(jì)算見表5。

表5

2004年2005年2006年2007年2008年

最低收入戶9.9210.918.820.0821.08

低收入戶6.547.1811.8613.1713.87

中偏下收入戶4.995.69.2310.3210.95

中等收入戶3.894.337.148.018.53

中偏上收入戶3.143.325.666.426.92

高收入戶2.432.514.45.015.46

最高收入戶1.551.62.853.423.92

2 西安市城鎮(zhèn)居民住房支付能力特征分析

2.1 城鎮(zhèn)居民房價(jià)收入比呈上升趨勢(shì)

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

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

2.2 西安市城鎮(zhèn)居民不同收入群體住房支付能力存在較大差異

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

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

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

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

參考文獻(xiàn)

篇(5)

關(guān)鍵詞：擴(kuò)展線性支出系統(tǒng)（ELES） 消費(fèi)結(jié)構(gòu) 城鎮(zhèn)居民

一、數(shù)據(jù)的初步處理

本文對(duì)2012年深圳鹽田區(qū)城鎮(zhèn)居民家庭每戶各月的可支配收入和8大類的消費(fèi)（食品、衣著、家庭設(shè)備用品及服務(wù)、醫(yī)療保健、交通和通信、教育文化娛樂服務(wù)、居住、其他商品和服務(wù)）進(jìn)行抽樣調(diào)查，得到52戶居民的數(shù)據(jù)。在經(jīng)過數(shù)據(jù)匯總處理后發(fā)現(xiàn)，其中4戶居民家庭的僅含有部分月份的數(shù)據(jù)，并不能很好地體現(xiàn)全年的情況，為了確保數(shù)據(jù)的完整性與分析的準(zhǔn)確度，本文將其4戶數(shù)據(jù)剔除，保留48戶城鎮(zhèn)居民家庭每戶全年的可支配收入數(shù)據(jù)和消費(fèi)的8個(gè)小類數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。

二、計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型的估計(jì)與檢驗(yàn)

（一）模型中參數(shù)的估計(jì)

首先，對(duì)食品消費(fèi)支出C1、衣著支出C2、家庭設(shè)備用品及服務(wù)支出C3、醫(yī)療保健支出C4、交通和通信支出C5、教育文化娛樂服務(wù)支出、居住支出、其他商品和服務(wù)支出和可支配收入分別進(jìn)行回歸分析（最小二乘估計(jì)），得到以下回歸方程（SPSS輸出）：

食品：

衣著：

家庭設(shè)備用品及服務(wù)：

醫(yī)療保?。?/p>

交通和通信：

教育文化娛樂服務(wù)：

居住：

其他商品和服務(wù)：

可以看到，以上回歸的擬合優(yōu)度檢驗(yàn)均不是很理想，均小于0.5，醫(yī)療保健C4和居住C7對(duì)可支配收入I的回歸通不過方程的顯著性檢驗(yàn)，各回歸的常數(shù)項(xiàng)也通不過t檢驗(yàn)。觀察各支出與可支配收入的散點(diǎn)圖可猜測(cè)存在異常值的現(xiàn)象，異常值的存在會(huì)把回歸方程拉向自身，使回歸方程產(chǎn)生偏移。因此下面對(duì)各回歸進(jìn)行異常值的檢驗(yàn)，這里異常值的檢驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)為：

即各回歸方程的標(biāo)準(zhǔn)化殘差的絕對(duì)值大于3，可認(rèn)為是異常值。其檢驗(yàn)結(jié)果為：除教育文化娛樂服務(wù)支出與可支配收入的回歸沒有異常值外，其他七個(gè)方程均存在異常值，具體如下所示：

（三）剔除異常值再做回歸

下面在做這7項(xiàng)消費(fèi)支出與可支配收入的回歸分析時(shí)，先剔除相應(yīng)的異常值，得到以下回歸方程：

食品：

衣著：

家庭設(shè)備用品及服務(wù)：

醫(yī)療保?。?/p>

交通和通信：

居?。?/p>

其他商品和服務(wù)：

由以上方程的統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)可以看到，除食品支出對(duì)可支配收入的回歸外，其他7項(xiàng)支出對(duì)可支配收入的回歸均通不過常數(shù)項(xiàng)的t檢驗(yàn)（其中，居住對(duì)可支配收入的回歸通不過方程的顯著性檢驗(yàn)），即表示接受常數(shù)項(xiàng)為0的假設(shè)，因此下面對(duì)這7項(xiàng)支出（除食品支出外）和可支配收入進(jìn)行不含常數(shù)項(xiàng)的回歸分析，得到以下方程：

衣著：

家庭設(shè)備用品及服務(wù)：

醫(yī)療保?。?/p>

交通和通信：

教育文化娛樂服務(wù)：

居住：

其他商品和服務(wù)：

可以看到，以上回歸方程這時(shí)均通過的方程的顯著性檢驗(yàn)，也通過可回歸系數(shù)的顯著性檢驗(yàn)。

（四）模型的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)-異方差檢驗(yàn)

由樣本數(shù)據(jù)中可以看到，深圳鹽田區(qū)的貧富差距還是挺大，可支配收入各不相同，因此，對(duì)各種商品和勞務(wù)的消費(fèi)支出會(huì)存在差異，這種差異使得模型很容易產(chǎn)生異方差性，從而影響模型的估計(jì)和應(yīng)用。為此，必須對(duì)模型是否存在異方差進(jìn)行檢驗(yàn)。這里用等級(jí)相關(guān)系數(shù)法（即計(jì)算與的等級(jí)相關(guān)系數(shù)）進(jìn)行異方差的顯著性檢驗(yàn)，結(jié)果如下所示：

由此可見，這8項(xiàng)消費(fèi)支出和可支配收入的等級(jí)相關(guān)系數(shù)的P值均小于0.05，即認(rèn)為殘差絕對(duì)值與自變量顯著相關(guān)，即這8個(gè)回歸方程均存在異方差。

三、模型的修正與經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)

針對(duì)存在異方差的模型，本文采用加權(quán)最小二乘法（WLS）做出修正，選用權(quán)數(shù)，經(jīng)過修正后的模型如下：

食品：

衣著：

家庭設(shè)備用品及服務(wù)：

醫(yī)療保健：

交通和通信：

教育文化娛樂服務(wù)：

居?。?/p>

其他商品和服務(wù)：

可以看到，以上回歸方程均通過的方程的顯著性檢驗(yàn)，也通過可回歸系數(shù)的顯著性檢驗(yàn)，由此確定了這8個(gè)回歸方程為最終的模型。

由上面最終確定的模型可以看到，可支配收入前的系數(shù)均為正值，表明隨著可支配收入的增加，居民的各項(xiàng)消費(fèi)支出都有所增加，符合經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實(shí)，各回歸模型R2的均大于0.4，考慮到所采用的是截面數(shù)據(jù)，認(rèn)為模型這樣的擬合度是可以接受的。在給定的顯著性水平下，F(xiàn)檢驗(yàn)結(jié)果表明模型均是顯著的，各模型的系數(shù)也是顯著的，所以認(rèn)為可支配收入對(duì)居民的各項(xiàng)消費(fèi)支出影響是顯著的。

四、ELES模型估計(jì)結(jié)果及分析

根據(jù)以上計(jì)量模型的估計(jì)值，由式（9）可以計(jì)算出ELES模型估計(jì)值如表4-1所示：

表4-1

（一）基本消費(fèi)需求分析

應(yīng)用ELSE模型可以測(cè)算居民的基本消費(fèi)需求支出，而居民基本消費(fèi)需求支出水平可以作為貧困標(biāo)準(zhǔn)的參考。由表4-1可知，深圳鹽田區(qū)城鎮(zhèn)居民每戶全年生活消費(fèi)品的基本需求支出為14920.218元，這是根據(jù)模型測(cè)算的城鎮(zhèn)居民每戶最低貧困線（基本生活線），城鎮(zhèn)居民年每戶生活消費(fèi)支出低于該基本線可考慮納入最低生活保障對(duì)象。

（二）邊際消費(fèi)傾向分析

邊際消費(fèi)傾向衡量的是在增加的收入中用于增加消費(fèi)的數(shù)量。由表4-1可知，將8項(xiàng)消費(fèi)支出的邊際消費(fèi)傾向累加得，邊際投資儲(chǔ)蓄傾向?yàn)?，?012年深圳鹽田區(qū)城鎮(zhèn)居民在滿足基本需求后的剩余收入中，用于各項(xiàng)生活消費(fèi)支出的比例為49.5%，用于投資儲(chǔ)蓄的比例為50.5%，消費(fèi)需求偏低，還不夠旺盛。

而從表4-1中數(shù)據(jù)可以看出：2012年深圳鹽田區(qū)城鎮(zhèn)居民的食品邊際消費(fèi)傾向最高，為0.154，人們將增加收入的15.4%用于食品支出，高于其他商品，說明城鎮(zhèn)居民在滿足基本生活需求之后，更多的還是用來提高飲食方面的生活水平，可見民以食為天。其次，人們對(duì)居住、交通和通信的邊際消費(fèi)傾向也較高，分別為0.098和0.082，反映了隨著收入的增加，人們對(duì)居住條件、交通工具和通訊工具也越來越重視，從而體現(xiàn)在消費(fèi)上。

（三）消費(fèi)需求的收入彈性分析

需求收入彈性是指1%的收入變化所引起的商品需求量變化的百分比。隨著收入的增長，深圳鹽田區(qū)城鎮(zhèn)居民的各項(xiàng)消費(fèi)支出都會(huì)有不同程度的提高，其中，居住的收入的彈性均大于1，這說明，隨著收入增加，居民對(duì)居住的需求量增長率會(huì)高于收入的增長率。而其他7項(xiàng)支出的收入彈性均小于1，但均大于0.7，說明這些類別的消費(fèi)對(duì)居民而言屬于必需品，需求呈現(xiàn)一定的剛性，即城鎮(zhèn)居民對(duì)這些類別的消費(fèi)支出將基本維持在隨收入提高而緩慢增長的水平上。

篇(6)

關(guān)鍵詞：城鎮(zhèn)居民；收入分配；金融中介發(fā)展

中圖分類號(hào)：F832

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1003－7217(2006)06－0012－07

一、引言和相關(guān)研究

改革開放以來，我國經(jīng)濟(jì)取得了高速的發(fā)展，城鎮(zhèn)居民收入有了很大的提高。城鎮(zhèn)居民收入在快速增加的同時(shí)，城鎮(zhèn)居民收入的差距和我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的其他指標(biāo)一樣，也處于不斷擴(kuò)大的態(tài)勢(shì)。此種差距擴(kuò)大的趨勢(shì)表現(xiàn)在階層間、行業(yè)間和地區(qū)間。形成城鎮(zhèn)居民收入分配差距的因素很多，有很多學(xué)者從多方面對(duì)此進(jìn)行了研究。本文考察了金融中介發(fā)展對(duì)城鎮(zhèn)居民收入差距的影響。

近年來，金融與增長文獻(xiàn)開始關(guān)注金融與收入　分配間的關(guān)系。這些文獻(xiàn)大體上可以劃分為三種不同的理論假說：一種假說認(rèn)為金融發(fā)展和收入分配間存在著倒U字型關(guān)系。另一種觀點(diǎn)認(rèn)為金融發(fā)展有利于改善收入分配不平等程度，認(rèn)為在金融發(fā)展過程中，窮人和富人之間的收入與財(cái)富水平差距將不斷收斂。第三種觀點(diǎn)懷疑金融發(fā)展會(huì)降低收入不平等程度，認(rèn)為隨著金融市場(chǎng)的深化，最有可能從金融深化和金融市場(chǎng)發(fā)展中獲利的是那些已經(jīng)在位的和高收入階層，而非窮人和低收入階層。

在實(shí)證研究方面，Clark，Xu&Zou(2003)用全球數(shù)據(jù)對(duì)金融發(fā)展和收入分配之間的關(guān)系進(jìn)行了分析，得到的結(jié)論是金融發(fā)展會(huì)顯著降低一國收入分配差距。最近，Beck，Demirguc－Kunt和Levine(2004)的研究表明，私人可利用的信貸比例的上升會(huì)促進(jìn)窮人的收入更快的增長。金融發(fā)展增加了國民收入，同時(shí)降低了收入的不平等。他們把此種效應(yīng)稱之為“惠及窮人的增長”。

關(guān)于我國的金融發(fā)展和收入分配的關(guān)系的研究，文獻(xiàn)不多，對(duì)金融發(fā)展和城鎮(zhèn)居民收入分配間的關(guān)系的研究就更少。Dayal Gulati和Husain(2000)、李萍、張道宏(2004)、尹希果、陳剛、潘楊和付翔(2005)等研究了我國金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)發(fā)展地區(qū)差異的關(guān)系，章奇、劉明興、陶然(2003)、姚耀軍(2005)研究了我國金融發(fā)展和城鄉(xiāng)居民收入差距間的關(guān)系。張立軍和湛泳(2005)從實(shí)證的角度論證了金融發(fā)展可能擴(kuò)大城鎮(zhèn)居民收入差距，不過他們只討論了城鎮(zhèn)居民收入差距的基尼系數(shù)，而沒有討論城鎮(zhèn)居民收入在地區(qū)方面的差距，也沒有詳細(xì)討論城鎮(zhèn)居民收入的階層差距，因此討論是有局限的。本文在一定程度上彌補(bǔ)了他們論文的缺陷。

二、改革開放以來中國城鎮(zhèn)居民收入差距的演變和特點(diǎn)

中國自1978年實(shí)施改革開放政策以來，取得的主要成果之一，就是在經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長的基礎(chǔ)上，居民收入水平總體攀升。其中，城鎮(zhèn)居民的可支配收入從1978年的343．4元，增加到2005年的10493元，按可比價(jià)格計(jì)算，1978～2005年城鎮(zhèn)居民人均可支配收入年均增長率達(dá)到6．9l％，同期人均GDP年均增長率為8．37％。但不可否認(rèn)的是，伴隨著收入水平的提高，居民之間的收入差距也在不斷擴(kuò)大，這種差距的擴(kuò)大在階層、地區(qū)和行業(yè)間均有表現(xiàn)。

(一)城鎮(zhèn)居民收入的階層差距

現(xiàn)從兩個(gè)方面對(duì)我國城鎮(zhèn)居民收入的階層差距進(jìn)行考察：一是城鎮(zhèn)居民收入的基尼系數(shù)，二是按收入等級(jí)劃分的最高收入組收入與最低收入組收入比例。

關(guān)于中國城鎮(zhèn)居民收入的基尼系數(shù)，有許多學(xué)者進(jìn)行了計(jì)算，結(jié)果不完全相同。總體來看，近幾年測(cè)定的中國城鎮(zhèn)居民基尼系數(shù)有一個(gè)共同的特點(diǎn)，那就是呈長期上升趨勢(shì)。在20世紀(jì)80年代中前期，中國城鎮(zhèn)居民基尼系數(shù)一般在0．15左右，而到1998年已達(dá)到0．3。本文下面的分析采用的是羅日鎂(2005)的計(jì)算結(jié)果。從圖1(A)可以看出，我國城鎮(zhèn)居民收入的基尼系數(shù)自20世紀(jì)80年代中期以來，總體上是在不斷擴(kuò)大，特別是在20世紀(jì)90年代，城鎮(zhèn)居民收入的基尼系數(shù)呈加速擴(kuò)大的態(tài)勢(shì)，進(jìn)入21世紀(jì)后的這幾年，城鎮(zhèn)居民收入的基尼系數(shù)呈現(xiàn)出穩(wěn)中有升的趨勢(shì)。基尼系數(shù)的這種變化趨勢(shì)說明，我國城鎮(zhèn)居民收入分配的不平等程度自改革開放以來，總體上處于擴(kuò)大的態(tài)勢(shì)。

圖1(B)是根據(jù)《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》各年的相關(guān)數(shù)據(jù)計(jì)算繪制的。它反映的城鎮(zhèn)居民人均可支配收入最高的10％的家庭戶的人均收入與最低的10％的家庭戶的人均收入的比例(用HL表示)，1985年這一比例為2．92，到了2004年這一比例已上升到8．8以上，20年間最高收入與最低收入的比例上升了3倍以上。若考慮困難戶的人均收入和最高收入組的人均收入，此種差距就更大。圖1(B)也反映出最高收入與最低收入的比是從20世紀(jì)90年代開始上升的，特別是1996年后加速上升。

(二)城鎮(zhèn)居民收入的地區(qū)差距

首先分析城鎮(zhèn)居民收入在省級(jí)行政區(qū)間的差異。圖2(A)給出了我國1978～2004年城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的地區(qū)變異系數(shù)?？梢钥闯?，改革開放以來，我國城鎮(zhèn)居民人均可支配收入在省級(jí)行政區(qū)間的差異總體上是在不斷擴(kuò)大的。例如，1978年城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的地區(qū)變異系數(shù)是0．183．到2004年這一指標(biāo)增加到0．281，從收入最高與最低地區(qū)的比例看，1978年最高的上海市是560元，最低的貴州省為261．26元，最高是最低的2．14倍；到2004年城鎮(zhèn)居民人均可支配收入最高的上海市已達(dá)16682．82元，而最低的寧夏則只有7217．87元，最高是最低的2．3倍以上。

具體地又可以劃分為三個(gè)階段：(1)1978～1982年，這段時(shí)期我國城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的省際差異略有縮小，1978年變異系數(shù)為0．183，1982年為0．124；(2)1983～1994年，這一階段地區(qū)差異持續(xù)擴(kuò)大，特別是1987～1994年，變異系數(shù)是迅速拉大，變異系數(shù)從1984年0．135擴(kuò)大到1994年的0．278；(3)1995～2004年，我國城鎮(zhèn)居民人均可支配收入省際差異處于相對(duì)穩(wěn)定，并有些微的擴(kuò)大。

按照各省城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與全國平均水平的比例，將省份劃分為四個(gè)類型區(qū)：(1)高收入?yún)^(qū)，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入在全國平均水平的125％以上；(2)中高收入地區(qū)，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入是全國平均水平的100％～125％；(3)中低收入地區(qū)，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入是全國平均水平的75％～100％；(4)低收入地區(qū)，城鎮(zhèn)居民人均可

支配收入在全國平均水平的75％以下。表1給出了幾個(gè)年份的分類結(jié)果。從比較靜態(tài)的角度看，隨著經(jīng)濟(jì)體制改革的推進(jìn)，市場(chǎng)化程度的提高，高收入和中高收入地區(qū)逐漸轉(zhuǎn)向了沿海地區(qū)，而中低收入和低收入地區(qū)則集中到中西部和東北地區(qū)。

再從傳統(tǒng)的東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)的劃分看，如圖2B所示，從絕對(duì)數(shù)額看，我國城鎮(zhèn)居民人均可支配收入東中西部之間差異的擴(kuò)大主要是因?yàn)闁|部地區(qū)與中西部地區(qū)的差距快速擴(kuò)大，而中部和西部之間的差異則相對(duì)較小。大體上，東部地區(qū)與中西部地區(qū)的差距從20世紀(jì)90年代初期就開始持續(xù)拉大，到了90年代中期，此種差距加速擴(kuò)大；而中部地區(qū)和西部地區(qū)間城鎮(zhèn)居民人均可支配收入一直相差不大。

三、金融發(fā)展與城鎮(zhèn)居民收入差距：分析框架

我國城鎮(zhèn)居民收入差距的形成是和各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的初始水平和城鎮(zhèn)居民收入增加的速度相關(guān)的。考慮兩個(gè)地區(qū)，分別為w地區(qū)和E地區(qū)，E地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高，城鎮(zhèn)居民收入高，w地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平低，城鎮(zhèn)居民收入也低，令YWo和YWt為w地區(qū)在所考察的兩個(gè)時(shí)期的城鎮(zhèn)居民人均收入水平，gW為它的增長速度，YWo和YEt為E地區(qū)在所考察的兩個(gè)時(shí)期的城鎮(zhèn)居民人均收入水平，gE為其增長速度，則E地區(qū)與W地區(qū)在t年的收入比為：

上式左邊為兩個(gè)地區(qū)城鎮(zhèn)居民人均純收入的對(duì)數(shù)差距，右邊說明這樣的差距由兩部分構(gòu)成，右邊第一項(xiàng)是初始收入的對(duì)數(shù)差，右邊第二項(xiàng)是兩個(gè)地區(qū)收入增長速度的差距。也就是說，兩個(gè)地區(qū)城鎮(zhèn)居民收入的發(fā)展差距受到初始發(fā)展水平和收入增長速度的制約。

金融發(fā)展對(duì)城鎮(zhèn)居民收入差距的影響就表現(xiàn)為對(duì)這兩個(gè)方面差距的影響上，其影響是通過對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響而實(shí)現(xiàn)的，即：金融發(fā)展――經(jīng)濟(jì)增長――城鎮(zhèn)居民收入差距。這可以用下面的生產(chǎn)函數(shù)來加以說明：

Y=f(K，L，F(xiàn)，t)　(3)

其中Y代表產(chǎn)出或者就是城鎮(zhèn)居民收入，K是物質(zhì)資本的投入，L是勞動(dòng)力投入，F(xiàn)代表金融發(fā)展水平，t是時(shí)間變量。對(duì)該生產(chǎn)函數(shù)進(jìn)行簡單處理就可得

Y＆=αK＆+βL＆+γF＆　(4)

其中，Y＆是產(chǎn)出或者城鎮(zhèn)居民收入的增長率，K＆是資本投入的增長率，L＆是勞動(dòng)力投入的增長率，α、β和γ分別表示它們的貢獻(xiàn)系數(shù)。所以，金融發(fā)展水平既要影響城鎮(zhèn)居民收入的初始水平，也要影響城鎮(zhèn)居民收入的增長速度。

四、中國金融發(fā)展與城鎮(zhèn)居民收入差距的實(shí)證分析

(一)指標(biāo)選擇和模型的設(shè)定

本文用下面幾個(gè)指數(shù)來衡量金融中介的發(fā)展水平：

1．經(jīng)濟(jì)貨幣化指數(shù)(EM)。該指標(biāo)定義為：

經(jīng)濟(jì)貨幣化指數(shù)(EM)=M2/GDP　(5)

其中，M2是貨幣和準(zhǔn)貨幣。EM測(cè)度的是中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的金融深度。

2．金融，中介發(fā)展指數(shù)(FIR)。本文簡單地利用金融機(jī)構(gòu)的存款和貸款的和與GDP的比率，定義為金融相關(guān)比率(FIR)，即

3．私人貸款(PRIVATE CREDIT)占GDP的比重(FD)。它等于金融機(jī)構(gòu)貸給私人部門(包括私營企業(yè)及個(gè)體貸款和三資企業(yè)貸款)的貸款除以GDP。這一指標(biāo)排除了中央銀行和開發(fā)銀行發(fā)放的貸款。還排除了給公共部門的貸款和中介間彼此的交叉貸款。

這樣，本文所定義的金融中介發(fā)展水平F就可寫成：

(二)金融中介發(fā)展與城鎮(zhèn)居民收入的增長

對(duì)1978～2004年城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、EM、FIR進(jìn)行相關(guān)分析表明，EM、FIR和城鎮(zhèn)居民收入的增長強(qiáng)正相關(guān)(相關(guān)系數(shù)分別為0．989和0．977)，執(zhí)行格蘭杰因果檢驗(yàn)，在滯后階數(shù)取3和4時(shí)，發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的增長是FIR和EM的Granger原因，這部分反映了改革開放以來，我國貨幣供給和金融中介發(fā)展中的倒逼機(jī)制，即，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的增長，引起貨幣需求的增長，促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)的貨幣化和金融中介的發(fā)展。

從年增長率來看，相關(guān)分析表明，EM的增長率和城鎮(zhèn)居民人均可支配收入增長率間正相關(guān)(相關(guān)系數(shù)為0．396)，而FIR增長率和城鎮(zhèn)居民人均可支配收入增長率間呈現(xiàn)出不具統(tǒng)計(jì)意義的微弱負(fù)相關(guān)(相關(guān)系數(shù)僅－0．019)。

沿著Thorsten Beck，Asll Demirgüc－Kunt和Ross Levine(2004)的思路，本文分析了私人貸款／GDP與城鎮(zhèn)最低10％人口收入的增長間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)這兩者間在我國的關(guān)系非常弱，幾乎沒有關(guān)系(相關(guān)系數(shù)僅0．012)，這和Thorsten Beck，Asl1DemirRüc－Kunt和Ross Levine(2004)的分析不同。一個(gè)解釋是我國金融機(jī)構(gòu)主要是政府壟斷，偏好于向公營部門貸款，對(duì)私人貸款的門檻高，因此私人貸款占銀行貸款的比例非常低，到2003年才3％多點(diǎn)，而且還包括對(duì)三資企業(yè)的貸款，這對(duì)城鎮(zhèn)居民收入的提高作用很有限。進(jìn)一步分析FD和城鎮(zhèn)居民收入的增長間的關(guān)系，也非常弱(相關(guān)系數(shù)為0．22)。

(三)金融中介發(fā)展與城鎮(zhèn)居民收入差距

表2給出了相關(guān)變量的描述性統(tǒng)。表3是這些變量的相關(guān)系數(shù)矩陣?？梢钥闯?，反映金融發(fā)展的各項(xiàng)指標(biāo)和反映城鎮(zhèn)居民收入差距的各項(xiàng)指標(biāo)間，除了FD和HL間呈現(xiàn)顯著正相關(guān)外，其余都具

執(zhí)行格蘭杰因果檢驗(yàn)，具有格蘭杰因果關(guān)系的變量見表4。主要結(jié)論是：

(1)經(jīng)濟(jì)貨幣化程度與城鎮(zhèn)居民收入差距之間的因果關(guān)系：在滯后階數(shù)為1和3的情況下，經(jīng)濟(jì)貨幣化是基尼系數(shù)的Granger原因；在滯后階數(shù)為1的情況下，經(jīng)濟(jì)貨幣化是城鎮(zhèn)居民中最高收入與最低收入比例擴(kuò)大的Granger原因；無論滯后期長短，經(jīng)濟(jì)貨幣化和城鎮(zhèn)居民收入地區(qū)差異間既不存在雙向的Granger因果關(guān)系，也不存在單向的Granger因果關(guān)系。

(2)金融中介發(fā)展與城鎮(zhèn)居民收入差距問的因果關(guān)系：在滯后階數(shù)為1的情況下，金融中介的發(fā)展是基尼系數(shù)的Granger原因；無論滯后期長短，金融中介發(fā)展和城鎮(zhèn)居民最高收入與最低收入間的差距間既不存在雙向的Granger因果關(guān)系，也不存在單向的Granger因果關(guān)系；在滯后階數(shù)為2的情況下，金融中介發(fā)展是城鎮(zhèn)居民收入地區(qū)差異的Granger原因。

(3)私人貸款／GDP和城鎮(zhèn)居民收入差距間的因果關(guān)系：無論滯后期長短，F(xiàn)D和基尼系數(shù)之間既不存在雙向的Granger因果關(guān)系，也不存在單向的Granger因果關(guān)系；在滯后階數(shù)為4的情況下，城鎮(zhèn)

居民最高收入與最低收入比(HL)是FD的格蘭杰原因，但相反的因果關(guān)系不成立；在滯后階數(shù)為1、3和4的情況下，城鎮(zhèn)居民收入的地區(qū)差異是FD的格蘭杰原因，但相反的關(guān)系不成立。

五、結(jié)論和評(píng)論

改革開放以來，我國經(jīng)濟(jì)的高速增長，帶來了城鎮(zhèn)居民收入的快速增長，但此種快速增長在階層、地區(qū)和行業(yè)間的分布是不均衡的，結(jié)果城鎮(zhèn)居民收入差距呈現(xiàn)出持續(xù)擴(kuò)大的態(tài)勢(shì)。本文的分析表明，我國經(jīng)濟(jì)貨幣化和金融中介發(fā)展水平的提高促進(jìn)了我國經(jīng)濟(jì)的高速增長，但惠及增長的金融發(fā)展與城鎮(zhèn)居民收入分配的影響在我國的表現(xiàn)與ThorstenBeck，Asll Demirgüc－Kunt和Ross Levine(2004)的分析不同。

從金融發(fā)展與城鎮(zhèn)居民收入增長的趨勢(shì)關(guān)系看，雖然金融發(fā)展和城鎮(zhèn)居民收入的增長有相當(dāng)?shù)耐叫?，且呈現(xiàn)出強(qiáng)相關(guān)關(guān)系，但在因果關(guān)系方面，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的增長是FIR和EM的Granger原因，這部分反映了改革開放以來，我國貨幣供給和金融中介發(fā)展中的倒逼機(jī)制，即，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的增長，引起貨幣需求的增長，促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)的貨幣化和金融中介的發(fā)展。

從金融發(fā)展和城鎮(zhèn)居民收入分配關(guān)系看，衡量金融發(fā)展的各項(xiàng)指標(biāo)和衡量收入分配的各項(xiàng)指標(biāo)間存在顯著和強(qiáng)的正相關(guān)關(guān)系。因果檢驗(yàn)表明，經(jīng)濟(jì)貨幣化程度和金融中介的發(fā)展擴(kuò)大了城鎮(zhèn)居民收入的基尼系數(shù)，也拉大了城鎮(zhèn)最高收入階層和最低收入階層的差距，金融中介的發(fā)展在一定程度上拉大了城鎮(zhèn)居民收入的地區(qū)差距。

在我國金融發(fā)展和城鎮(zhèn)居民收入分配間之所以存在上面的關(guān)系，這與我國金融體系的特點(diǎn)密切相關(guān)。Greenwood和Jovanovic(1990)的分析認(rèn)為，由于在金融市場(chǎng)不發(fā)達(dá)的情況下，享受金融服務(wù)需要一定的成本，不同收入階層因收入的不同享受到不同的金融服務(wù)，高收入階層能夠比低收入階層享受更多的金融服務(wù)，即在金融發(fā)展水平較低的情況下，高收入階層在獲得金融資源上有優(yōu)勢(shì)，從而總體上提高高收入階層的收入，收入分配差距因而擴(kuò)大。

改革開放以來，我國的金融中介體系有了很大的發(fā)展，但離社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的要求還有相當(dāng)?shù)木嚯x，金融機(jī)構(gòu)的集中度高，有“廉價(jià)投票權(quán)”的政府控制的金融中介機(jī)構(gòu)居于壟斷地位，金融中介機(jī)構(gòu)的治理效率有待提高，直接融資體系尚不發(fā)達(dá)，低收入階層和中小企業(yè)由于進(jìn)入門檻高，難以利用金融體系。

篇(7)

【關(guān)鍵詞】德陽市 城鎮(zhèn)居民 消費(fèi)水平 消費(fèi)結(jié)構(gòu)

一、前言

消費(fèi)是宏觀經(jīng)濟(jì)主要變量，是推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長重要因素。正確把握居民消費(fèi)水平和消費(fèi)結(jié)構(gòu)變化趨勢(shì)，對(duì)全面建成小康社會(huì)有重要意義。消費(fèi)水平有狹義和廣義之分，通常所說的消費(fèi)水平是狹義消費(fèi)水平，它是指按人口平均的消費(fèi)品（包括服務(wù)）的數(shù)量，反映人們物質(zhì)文化需要實(shí)際滿足的程度。廣義的消費(fèi)水平，不僅包括消費(fèi)品的數(shù)量，而且包括消費(fèi)品的質(zhì)量。消費(fèi)結(jié)構(gòu)是指在消費(fèi)過程中，對(duì)不同消費(fèi)資料（包括勞務(wù)）的消費(fèi)所形成的組合和比例關(guān)系。合理的消費(fèi)結(jié)構(gòu)是一定的需求結(jié)構(gòu)和供給結(jié)構(gòu)相互作用的產(chǎn)物。同時(shí)，一定的消費(fèi)結(jié)構(gòu)又轉(zhuǎn)過來給需求結(jié)構(gòu)和供給結(jié)構(gòu)以積極的影響，或促進(jìn)供給的改善與需求的滿足，或延緩著供給的改善與需求的滿足。建立一個(gè)合理的消費(fèi)結(jié)構(gòu)模式是國民經(jīng)濟(jì)持續(xù)健康發(fā)展、實(shí)現(xiàn)國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略的需要。

二、德陽市城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平分析

（一）數(shù)據(jù)說明

本文所采用2001年至2013年年度可支配收入、消費(fèi)支出數(shù)據(jù)均來自《德陽統(tǒng)計(jì)年鑒》。消費(fèi)比例、可支配收入年增長比例及消費(fèi)支出年增長比例均由此得出并進(jìn)行整理。由于2001年是基期，故2001年可支配收入年增長比例和消費(fèi)支出年增長比例數(shù)據(jù)空白。

表1 德陽市城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與消費(fèi)支出情況統(tǒng)計(jì)表（單位：元）

（二）德陽市城鎮(zhèn)居民年均可支配收入與消費(fèi)水平情況說明

根據(jù)《德陽統(tǒng)計(jì)年鑒》，整理得到2001-2013年德陽市城鎮(zhèn)居民年均可支配收入與消費(fèi)支出統(tǒng)計(jì)表。從表1可以看出，隨著時(shí)間推移，德陽市城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)絕對(duì)額隨著可支配收入的增加。從2001年到2013年，人均可支配收入從2001年7224元增加到2013年24701元，2013年消費(fèi)絕對(duì)額比2001年增加2.41倍，除去2002年和2003年，年均增長率基本達(dá)到10%，最高年份增長率達(dá)到16.92%。消費(fèi)支出從2001年5950元增加到2013年17506元，消費(fèi)支出2013年比2001年實(shí)際增加1.94倍，消費(fèi)支出年均增長率在統(tǒng)計(jì)年份中大部分低于10%，最高年份增長率為13.51%。從數(shù)據(jù)顯示得出，除2001年和2002年，消費(fèi)支出年增長比例均低于可支配收入年增長比例，消費(fèi)比例在可支配收入中呈現(xiàn)逐年遞減趨勢(shì)。

（三）收入-消費(fèi)模型建立與檢驗(yàn)

關(guān)于收入和消費(fèi)的關(guān)系，不同學(xué)者從不同方面提供了很多理論。其中以凱恩斯提出的“絕對(duì)收入假定”有最廣泛影響。其基本思想是：消費(fèi)隨收入的變化而絕對(duì)地變化。隨著收入的增加，消費(fèi)也隨之增加，但消費(fèi)的增加幅度小于收入的增加幅度，即邊際消費(fèi)傾向遞減。根據(jù)這一理論假設(shè)，可建立如下消費(fèi)函數(shù)模型：

consp=α0+α1*income+ε

其中，consp表示消費(fèi)支出，α0為回歸系數(shù)。因變量為消費(fèi)支出，自變量為可支配收入。income分別表示可支配收入， ε為殘差項(xiàng)。α0為一位于0和1之間的常數(shù)，反應(yīng)了收入水平變化后，消費(fèi)需求的增長幅度。根據(jù)表1數(shù)據(jù)和EVIEWS7.2軟件進(jìn)行回歸分析：

通過以上的回歸分析可以發(fā)現(xiàn)，在置信水平為0.05下，自變量的系數(shù)通過統(tǒng)計(jì)學(xué)檢驗(yàn)。上表顯示，模型的決定系數(shù)為0. 998059，修正的決定系數(shù)為0.997883， F值為5657.311，其顯著性概率值小于0.05，即拒絕總體回歸系數(shù)均為0的原假設(shè)，認(rèn)為最終的回歸方程擬合效果較好。

INCOME的回歸系數(shù)為0.650905，T值為75.21510，對(duì)應(yīng)的P值小于0.05，具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，說明解釋變量INCOME會(huì)對(duì)被解釋變量CONSP有顯著影響，確切地說：可支配收入對(duì)消費(fèi)支出產(chǎn)生正向影響作用。即可支配收入越高，消費(fèi)支出也隨之越高。

最終建立的回歸方程為：

consp=1595.201+0.650905*income+ε （1）

t=（12.80316）（75.21510） （括號(hào)中的數(shù)據(jù)為該參數(shù)的檢驗(yàn)值）

R2=0. 998059， F=5657.311， DW=0. 645001

從檢驗(yàn)的結(jié)果來看，模型擬合效果較好，但是DW值為0. 645001，與2相差較大，說明方程可能存在序列自相關(guān)問題，以下進(jìn)行修正。

通過以上的回歸分析可以發(fā)現(xiàn)，在置信水平為0.05下，自變量的系數(shù)通過統(tǒng)計(jì)學(xué)檢驗(yàn)。上表顯示，模型的決定系數(shù)為0. 999376，修正的決定系數(shù)為0.999237， F值為7205. 369，其顯著性概率值小于0.05，即拒絕總體回歸系數(shù)均為0的原假設(shè)，認(rèn)為最終的回歸方程擬合效果較好。

INCOME的回歸系數(shù)為0.629014，T值為39.04378，對(duì)應(yīng)的P值小于0.05，具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，說明INCOME會(huì)對(duì)CONSP產(chǎn)生正向影響作用，INCOME每增加1元，CONSP增加0. 629014元。即可支配收入越高，消費(fèi)支出也隨之越高。

最終建立的回歸方程為：

consp=1996.448+0.629014*income+0.603598*AR+ε （2）

t=（6.339135） （39.04378） （2.889877）

上述的結(jié)果中，DW為1.409617，通過查表，在置信水平為0.05下，臨界值Dl=1.00973，Du=1.34040，而DW大于Du，說明不存在自相關(guān)問題。

利用 Glejser 檢驗(yàn)法檢驗(yàn)上述是否存在異方差進(jìn)行檢驗(yàn)，運(yùn)用最小二乘法得到如下的回歸方程：

e=122.8478+0.000381*income+ε （3）

t=（1.604971） （0. 071644）

其中，調(diào)整后的R2=000466，F(xiàn)等于0.005133，DW=1.256737。從回歸方程可以看出變量的顯著性較低，總體顯著性和擬合度低，因此認(rèn)為上述方程不存在明顯的線性關(guān)系，從而表明模型（2）不存在異性方差。

收入-消費(fèi)模型（2）成立，說明德陽市城鎮(zhèn)居民可支配收入與消費(fèi)支出存在顯著正相關(guān)，可支配收入每增加1元，消費(fèi)支出增加0.629014元。即可支配收入越高，消費(fèi)支出也隨之越高。

三、德陽市城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)分析

（一）數(shù)據(jù)說明

我國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)性支出分為食品、衣著、設(shè)備用品、醫(yī)療保健、交通通訊、教育文化娛樂、居住、雜項(xiàng)商品及服務(wù)八個(gè)項(xiàng)目。根據(jù)《德陽統(tǒng)計(jì)年鑒》，對(duì)德陽市2001年至2013年消費(fèi)支出項(xiàng)目進(jìn)行整理得下表：

表2 德陽市城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出項(xiàng)目統(tǒng)計(jì)表

從表2可以看出，德陽市城鎮(zhèn)居民在2001-2013年期間支出最大的項(xiàng)目是食品，其次是教育文化娛樂與交通通信。從整體恩格爾系數(shù)情況來看，德陽市城鎮(zhèn)居民生活已達(dá)到富裕水平。各項(xiàng)支出都隨著可支配收入的提高而提高。消費(fèi)結(jié)構(gòu)從傳統(tǒng)的衣、食、住、行向食、教育、交通通信、衣方面轉(zhuǎn)變。這種變化反映出由于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化對(duì)消費(fèi)機(jī)構(gòu)的影響，說明德陽市城鎮(zhèn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)已經(jīng)在總體上完成了從生存型向發(fā)展型的過渡，進(jìn)入大眾消費(fèi)階段。

（二）目前消費(fèi)結(jié)構(gòu)存在的問題

食品類支出較高。德陽市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平2000年以來有了較大進(jìn)步，但和四川成都、甚至中國東部很多城市相比有較大差距，食品支出在整個(gè)城鎮(zhèn)居民可支配收入中占較大比例。直接導(dǎo)致其他消費(fèi)項(xiàng)目消費(fèi)不足。

醫(yī)療支出偏低。受傳統(tǒng)消費(fèi)觀念影響，德陽市很多城鎮(zhèn)居民仍然在醫(yī)療支出上采取“能省就省”，“平時(shí)不保養(yǎng)，小病就忍著，不行再大修”的觀點(diǎn)。觀念落后，加上現(xiàn)在醫(yī)療費(fèi)用高居不下，各種因素形成醫(yī)療支出邊際消費(fèi)傾向偏低的情況。

雜項(xiàng)商品及服務(wù)支出偏低。這和第三產(chǎn)業(yè)在國民經(jīng)濟(jì)中的產(chǎn)值、就業(yè)比重有緊密關(guān)系。隨著第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，服務(wù)性消費(fèi)支出所占比重將大幅上升。也就是說，當(dāng)收入水平達(dá)到一定程度后，消費(fèi)水平的提高將表現(xiàn)在服務(wù)性消費(fèi)水平的提高以及服務(wù)性消費(fèi)支出所占比重的上升。

四、提高消費(fèi)水平和完善消費(fèi)結(jié)構(gòu)的建議

（1）大力提高城鎮(zhèn)居民收入，特別是加強(qiáng)城鎮(zhèn)低收入居民的消費(fèi)能力。在目前整體經(jīng)濟(jì)環(huán)境不景氣情況下，只有切實(shí)依靠消費(fèi)需求拉動(dòng)，才能實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)順利發(fā)展。建立并執(zhí)行好正常工資增長機(jī)制與最低工資標(biāo)準(zhǔn)制度，居民實(shí)際收入增加，消費(fèi)水平才能得以提高。

（2）調(diào)整收入分配政策。我國的收入分配政策經(jīng)過10年改革，較之過去已有長足進(jìn)步。如何增加居民收入在國民收入再分配中的比重，建立公共資源出讓收益的全民共享機(jī)制，建立完善的高收入者稅收調(diào)節(jié)機(jī)制切實(shí)讓居民從收入分配改革中獲得改革紅利，增強(qiáng)實(shí)際購買力。

（3）進(jìn)一步完善社會(huì)保障體系，大力發(fā)展商業(yè)保險(xiǎn)。目前，我國的社保體系處于廣覆蓋，低保障水平，適當(dāng)增加商業(yè)保險(xiǎn)，切實(shí)推進(jìn)醫(yī)療、教育等各項(xiàng)民生工程改革，有利于居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)趨于合理。社會(huì)保障體系是國家增進(jìn)社會(huì)公平正義的重要制度體系，也是廣大人民群眾敢于消費(fèi)的信心保障。進(jìn)一步健全和完善我國社會(huì)保障體系， 減少居民預(yù)期風(fēng)險(xiǎn)和預(yù)期支出，增加居民即期消費(fèi)，這是我國全面發(fā)展小康社會(huì)的必然要求。

（4）加強(qiáng)信貸消費(fèi)。傳統(tǒng)的消費(fèi)觀念制約著居民消費(fèi)的傾向，也間接導(dǎo)致了消費(fèi)結(jié)構(gòu)不合理。總的來說，用一生的收入滿足一生的消費(fèi)是消費(fèi)的基本原則。信貸消費(fèi)可以縮短消費(fèi)者即期消費(fèi)與預(yù)期消費(fèi)的距離，有利于消費(fèi)升級(jí)和消費(fèi)結(jié)構(gòu)合理化。

（5）培養(yǎng)新的消費(fèi)熱點(diǎn)。培育消費(fèi)熱點(diǎn)，有利于消費(fèi)的可持續(xù)發(fā)展和消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)。消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)，是實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)持續(xù)健康快速發(fā)展的必然要求?？梢钥紤]進(jìn)一步普及和豐富信息消費(fèi)，擴(kuò)大教育消費(fèi)，拓展旅游消費(fèi)，扶持家政養(yǎng)老消費(fèi)。

參考文獻(xiàn)：

[1]尹世杰.消費(fèi)經(jīng)濟(jì)學(xué)[M].高等教育出版社，2012.