城镇居民可支配收入范文

导语：如何才能写好一篇城镇居民可支配收入，这就需要搜集整理更多的资料和文献，欢迎阅读由公务员之家整理的十篇范文，供你借鉴。

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关键词：消费性支出;可支配收入;拟合优度

中图分类号：F062.5 文献标识码：A

文章编号：1005-913X（2015）10-0096-01

一、引言

近年来黑龙江省经济取得了重大的进步，伴随着居民可支配收入的逐年增加，消费性支出也随之增加。众所周知，消费既是社会再生产的起点，同时也是终点，其对经济的发展和产业结构的调整具有重要的引导作用。线性回归分析理论的研究结果表明，可支配收入是影响居民消费支出最直接、最具决定性的因素。

根据2004年至2013年黑龙江省城镇居民人均可支配收入和人均消费性支出的统计数据，运用线性回归分析方法研究城镇居民消费性支出与可支配收入之间数量关系的规律，并通过得到的回归方程用2013年的实际人均可支配收入估计出2013年的城镇居民人均消费性支出，与2013年实际的消费性支出相比偏差很小，证明了方程的高度拟合，揭示了近年来城镇居民消费性支出与收入的特点和变化趋势，有助于有关部门和经营者制定切实可行的经济政策并进行有效的宏观调控，这对保持经济持续、健康发展具有重要意义。

取2004年至2013年黑龙江省城镇居民人均可支配收入和人均消费性支出作为回归分析的研究对象。数据来源于《黑龙江省统计年鉴2014》，如表1所示。

二、实证分析

依据表1的数据，我们可以绘制出人均年可支配收入和人均年消费性支出这两个变量的散点图（如图1所示），我们可以看出，二者之间存在明显的线性关系。

就此，我们利用表1所提供的数据，运用Eviews统计分析软件进行分析，输出结果如图2所示。从而得到回归方程：

Y=165.7214+0.732gX

（0.558035） （32.54560）

R2=0.993，F=1059.216，DgWg=0.854860

（一）相关性检验

由图2可知，相关系数R=0.996，给定显著水平α=0.05，在自由度n-2=8下查相关系数表知Rα=0.632.由R>Rα知，显然消费性支出与可支配收入线性关系显著，城镇居民消费与收入高度正相关。

（二）拟合优度检验

<E：＼无PDF＼北方经贸201510＼刘根梅3.tif>

可决系数高度接近于1，说明回归方程与样本观察值拟合优度非常好，充分反映了因变量的波动中能用自变量解释的比例是非常大的。

（三）变量的显著性检验

为了检验解释变量是否是被解释变量的一个显著性的影响因素，我们对估计量进行t检验。如果t大于或等于2，就说明解释变量对被解释变量的影响是显著的。在本回归分析中t=32.54560>2，说明，城镇居民人均可支配收入对人均消费性支出的线性影响显著。可见，城镇居民人均可支配收入是决定人均消费性支出水平的主要因素。

（四）经济意义检验

由于<E：＼无PDF＼北方经贸201510＼刘根梅4.tif>=0.732，从估计量的符号与大小分析，符合经济意义，即居民消费支出按小于1的正比例随居民可支配收入同步增长。表明黑龙江省城镇居民年人均可支配收入每增加1元，居民年人均生活费支出平均增加0.732元。

（五）利用模型进行预测

1.点预测：将2013年的实际人均居民可支配收入19597元代入上述回归方程可预测得到2013年消费性支出的估计值：

Y2013=165.7214+0.732×19597=14510.73

2013年实际的人均居民消费性支出为14161.7元，可见相对误差仅为2.4%，模型拟合的非常好，以消费性支出建立线性回归预测模型是比较成功的。

三、结论

通过实证分析我们发现，城镇居民的人均可支配收入与消费性支出之间存在形如Y=165.7214+0.732gX的简单线性回归关系。居民收入每增加100元，消费性支出将相应增加大约73.2元。可见，影响居民消费性支出最直接、最具决定性的因素为可支配收入。通过增加居民收入来刺激消费，增加消费性支出是必要且可行的。同时该方程的拟合优度很高，可用于预测。

参考文献：

[1] 张宇辉，蔡颖琦.城镇居民消费支出与收入的典型相关分析[J].经济论坛，2005（10）：37-38.

[2] 张恩英.黑龙江省城镇居民消费与收入关系的定量分析[J].商业研究，2006.

[3] 李子奈，潘文卿.计量经济学（第二版）[M].北京：高等教育出版社，2005.

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关键词：可支配收入 余期望系数 基尼系数 塞尔指标

中图分类号：C812文献标识码：A文章编号：1006-5954（2009）06-058-03

四川省城镇居民可支配收入的不公平，不论是在五大区域之间还是在区域内部，都比较明显，2007年该省五大经济区城镇居民平均可支配收入从高到低依次是：成都经济区11281.4元、攀西经济区10913.3元、川西北经济区10452元、川南经济区10000.4元、川东北经济区8842元。以成都经济区和川东北经济区为例，2007年成都经济区城镇居民平均可支配收入比川东北经济区高出27.6%。再看区域内部，同属成都经济区内的成都市城镇居民可支配收入比眉山高出35.5%，比德阳高17.5%。四川是我国西部开发的重要省份，对该省城镇居民可支配收入状况进行分析，可为实现社会公平，构建和谐四川提供有用的信息。同时，对西部其它省份乃至全国也有一定的借鉴意义。

一、收入差异程度测量指标的选择

适合我国收入差异分析应满足以下两点：

1.该指标能精确计量。依据它所做的静态与动态对比分析，具有稳定性和可比性，其结果符合实际情况。

2.由于我国收入差异的区域特征较为明显，即收入差异除表现在各区域内部外，还较显著地存在于区域之间，就是说收入总的差异不仅由各区域内部收入差异引起，而且还由区域之间收入差异所致。从2007年相关数据可以看出，四川城镇居民可支配收入在五个区域内部和区域之间均较显著。因此研究收入差异程度，不仅期望测量收入总的差异程度，而且期望了解各区域内部和区域之间收入差异程度，以便进行因素对比分析，从中找出影响总收入差异的关键因素。这就要求收入差异程度测量指标具有可分性或可组合性，能科学地反映三种差异程度之间的数量关系。

从文献来看，衡量收入差异的指标有很多，例如平均分享系数、舒尔茨系数、基尼系数、阿特金森尺度、塞尔指标和余期望系数等。由于篇幅原因，在此不一一介绍各个指标的概念及优缺点。

就目前而言，反映收入差异程度最常用的指标是基尼系数。但是，该指标计算繁杂且精度不高，导致不确定性和不可比性。究其原因，除了其基础数据采集常常来自抽样调查，精度受样本代表性影响外，还有三个不可逾越的原因：一是精确的洛伦茨曲线难以得到，即一组数据对应的洛伦茨曲线不唯一；二是基尼系数数值等于一个由洛伦茨曲线围成的不规则图形的面积，因此只能采用近似的方法计算；三是基尼系数计算过程中要将各收入单位进行人为分组，所得出的基尼系数值与分组状况直接相关。

另一方面，基尼系数不具有可分性或可组合性。若分别计算出总的收入差异基尼系数、单位之间收入差异基尼系数和单位内部收入差异基尼系数，由于基尼系数精度不高且这三类基尼系数相互独立而缺乏数量联系，将它们进行对比分析，就可能由于精度误差导致不符合实际的结论。塞尔指标具有可分性或可组合性，即总的收入差异塞尔指标可分解为单位之间收入差异与单位内部收入差异塞尔指标两部分，而后者又等于各个单位内部收入差异塞尔指标的加权和。但塞尔指标与对数运算中底的取值有关，如果对数的底选取不同，不同时间空间的指标值就不能直接进行对比分析。另外，利用经济变量具体测算塞尔指标时，暗含了各单位规模（如行业或地域的人口规模、GDP规模等）相等这一前提 ，而实际中满足这一前提的情况极少，从而导致塞尔指标精度受单位规模均衡程度的制约。

因此，学者尚卫平（2004年）设计了一个反映收入差异程度的新指标，它能较好地克服基尼系数和塞尔指标的不足，同时满足我国研究收入分配状况的需要，即可进行收入差异的分解。该指标主要是基于期望信息量的角度来设计这个指标――余期望系数。设p是事件A发生的概率P（A）=p，因为知道越不容易发生的事，需要的信息量就越大，从而已知事件A发生所需的信息量一般假定为p的减函数log（1/p）。如有n个事件，发生的概率分p1，p2，⋯⋯pn，则相应的期望信息量为：

概率p1，p2，⋯⋯pn，值越接近，期望信息量E就越大。如果p1=p2=⋯=pn=1/n，则E达到最大值logn。于是可定义余期望系数：

如果把pi视为第i个单位所占的收入份额即（wi为第i个单位的收入，i=1，2，⋯n），则余期望系数可以测量收入分配的差异性。该系数愈靠近0，表明单位之间收入差异愈小；愈靠近1，表明单位之间收入差异愈大。

为了较深入地分析四川省城镇居民可支配收入在区域内部和区域之间的差异程度，本文应用余期望系数来测量收入的差异程度。与基尼系数相比，余期望系数数学含义及表达式简单明了，不涉及不规则图形面积的计算，也不需要在计算过程中对各收入单位进行人为的分组，因此其计算精度能得到保证，根据余期望系数做出的分析判断应该具有较高的可信度。与塞尔指标相比，余期望系数除了与塞尔指标一样具有可分性或可组合性外，由于余期望系数只涉及各单位收入一个经济变量，因此计算不复杂，具体计算过程中不暗含任何假定前提。余期望系数尽管也涉及对数运算，但其值与对数底的选取无关，不同时间空间的系数值可以直接对比，这也是塞尔指标不能比拟的。总之，余期望系数能较好地克服基尼系数和塞尔指标的不足，适合研究收入分配差异状况的需要。

二、四川省五大经济区城镇居民可支配收入差异分析

为了获得分析数据资料，根据四川省“十一五”规划对经济区的划分标准，这里成都经济区包括成都、德阳、绵阳、眉山、资阳；川南经济区包括内江、泸州、宜宾、自贡、乐山；攀西经济区包括攀枝花、凉山、雅安；川东北经济区包括南充、遂宁、达州、广安、广元、巴中；川西北经济区包括阿坝州、甘孜州。本文利用余期望系数对2003-2007年共5年四川五大经济区城镇居民可支配收入的差异状况进行了实证分析。总收入差异系数为单位之间收入差异系数和单位内部收入差异系数之和，而单位内部收入差异等于各个单位内部收入差异的加权和， 以区域内各城市居民人口所占份额为权数，即：

（见表1）。

由于统计口径的不一致及资料的不完整，本文主要是对除川西北以外的其它四个经济区进行计算与分析。在表1中，计算的2007年川西北内部差异程度仅为0.05，说明了川西北的两个州城镇居民可支配收入是公平的。从绝对量来看，2007年阿坝州、甘孜州的城镇居民可支配收入分别是10726、10178元，这也反映了两州地区的可支配收入差异较小。

再从表1来看，成都、川南、攀西、川东北四个区域内部城市居民可支配收入差异呈现如下两个特点：

1.成都、川南、攀西、川东北内部收入差异随时间有缩小的趋势，川南从2003年到2007年一直都呈递减的趋势，四个经济区内部收入差异在2007年都急速缩小，2004年成都经济区、2005年攀西和川东北经济区都有所反弹。

2.四个区域内部相比较而言，城镇居民可支配收入差异成都经济区明显大于其它三个经济区，攀西经济区的差异程度是最小的。

为了构建和谐四川，全省大力倡导关注民生。各地的城镇困难户、低收入户在生活上普遍得到当地政府的更多关心和物质帮助，四川构建和谐社会初显成效。党的政策、政府的关心是四川省城镇居民可支配收入差异呈缩小趋势的坚强后盾和有力保障。成都经济区的差异程度显著大于其它三个经济区，这主要是由于成都经济区的内部结构决定的。在成都经济区内部，成都是一个较发达的城市（居民收入较高），而其它城市相对来说属于欠发达城市（居民收入较低）。在此，以2007年相关数据，来说明成都经济区内部结构对其收入差异的影响（见表2）。

从表2可以看出，成都经济区内部成都市人均GDP远大于其它地区，与人均GDP排名第二名的德阳相比，成都人均GDP是德阳的1.5倍，与最小人均GDP的资阳相比，成都是资阳的3倍。从城镇年平均工资来看，成都是眉山的1.55倍，差异也较大。而一个地区的GDP和城镇居民工资水平，在很大程度上反映了城镇居民的可支配收入。由统计学相关知识可知，在一个组内，若存在一个极端值，则这个组的平均水平就不能得到很好的解释，亦即该组离散程度较大。因此，在成都经济区内存在一个经济总量几倍于其它城市的成都市，城镇居民可支配收入差异比其它经济区大是理所当然的。另外，由于攀西经济区城市较少，各城市经济水平差距相对较小，因此，攀西经济区得到的余期望系数偏小。

下面考察四个经济区城镇居民可支配收入差异总的余期望系数、四个经济区之间余期望系数和四个经济区内部余期望系数的关系。表1显示，三者几乎呈同步缩小态势，某些年份有所反弹。现利用公式:/+ /+/=1，分离出四个区域之间和四个区

域内部城镇居民可支配收入差异对城镇居民可支配收入总差异的贡献率， 及成都经济区、川南经济区、攀西经济区、川东北经济区内部城镇居民可支配收入差异对城镇居民可支配收入总差异的贡献率， ，，

（见表3）。

表3数据显示：

1.四个经济区之间城镇居民可支配收入差异贡献率有扩大趋势，从2003年的76.38%扩大到2007年的85.10%，而四个经济区内部城镇居民可支配收入差异贡献率呈下降趋势，且四个经济区域之间城镇居民可支配收入差异一直是可支配收入总差异的主要贡献因素，历年贡献率都在75%以上。这正好说明，以控制经济区之间城镇居民可支配收入差异来缩小四川省城镇居民可支配收入总差异的方法显得越来越重要。

2.川南经济区内部城镇居民可支配收入差异对城镇居民可支配收入总差异的贡献率呈逐年递减趋势，反映了川南地区在控制居民可支配收入差距，实现社会公平方面取得了一定的成效。另外，成都经济区内部城镇居民可支配收入差异对城镇居民可支配收入总差异的贡献率相对于其它三个经济区占有绝对的优势。以2007年为例，成都经济区内部城镇居民可支配收入差异对城镇居民可支配收入总差异的贡献率为10.62%，远大于其它三个经济区对城镇居民可支配收入总差异的贡献。

三、对策和建议

从上面的分析不难看出，遏制四川五个经济区城镇居民可支配收入差异扩大，其关键是：

1.协调好四川五个经济区的发展，使经济区之间的城镇居民可支配收入差异控制在合理限度内。从本文相关数据来看，2003-2007年成都经济区城镇居民平均可支配收入都高于其它经济区，因此要注重大力发展其它经济区，提高其可支配收入。“十一五”期间，四川将努力打造特色突出、优势互补的成都、川南、攀西、川东北、川西北生态5大经济区。要正视差异的存在，努力发展各自经济区的特色优势，使收入差异控制在一个适度的区间内。适度的差异会产生势能，加速要素在不同经济区间流动的速度，以实现最优的配置。

2.努力控制成都经济区城镇居民可支配收入差异，主要是控制成都市和成都经济区其它城市城镇居民可支配收入差异。随着市场经济体制的不断完善，成都经济取得了前所未有的发展，但是，要取得更大的成绩，成都还必须带动该经济区内其它城市的发展。努力缩小成都经济区的收入差异，对该区域将来的发展意义深远。

3.继续加大财政转移支付和扶贫解困的力度。最近几年，为缓解经济区之间发展不平衡的矛盾，四川省在支持重点地区和中心城市加快发展的同时，根据广大市区、少数民族地区发展滞后的现实，通过财政转移支付、扶贫解困等措施，促进了落后地区的发展，收入差距趋势有所缓和。尤其在财政转移支付方面，四川省走出了“理顺财政体制”、“完善转移支付制度”、“构建激励约束机制”和“强化目标管理”四步棋，并在转移支付分配上重点向丘陵大县、农业大县、民族地区和革命老区倾斜。从2007年计算的余期望系数看出，通过省委、省政府的共同努力，控制四川省城镇居民可支配收入差异效果明显，构建和谐四川成绩突出。

4.继续加大对偏远山区职工工资补贴的力度，同时还要对收入较低的区域和城市职工工资进行补贴。城镇居民收入主要来自工资性收入，对贫困地区或区域实行工资补贴，可以有效遏制地区或区域收入差异的扩大。据统计，2007年四川省职工平均工资为21312元，成都经济区职工平均工资为21419.4元，川南经济区为17913.4元，攀西经济区为22173.33元，川东北经济区为16495.17元，川西北经济区为24643.5元。以上数据表明：川南经济区、川东北经济区职工平均工资低于全省平均水平，而经济发展水平落后的川西北经济区职工工资平均水平位居五大经济区第一。这主要是因为：对于在偏远山区上班的职工，国家都进行了一定的工资补贴。因此，加大对川南、川东北经济区职工工资的补贴力度，可以有效缩小五大经济区的收入差异。同时，在区域内部城镇职工平均工资差异也较大，2007年成都市职工平均工资为26231元，同属一个区域的眉山，为16870元，绝对差额达到9361元。在全省21个市州，职工平均工资最低的是巴中，为14651元。因此，要继续加大对偏远山区和收入较低的区域和城市职工工资进行补贴，以缩小收入分配的差距。

■ 参考文献

1.高鸿桢：论收入不平等性指标[J]。《厦门大学学报》（哲社版），1993年4期。

2.尚卫平：一种反映收入差异程度的新指标――余期望系数[J]。《统计研究》， 2004年1期。

3.刘洋：四川省区域经济差异的定量化研究[J]。《财经科学》，2006年12期。

4.刘慧：区域差异测度方法与评价[J]。《地理研究》，2006年7期。

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关键词：保险需求；保费收入；人均收入；人口抚养比

一、影响城镇居民保险需求的相关因素假设

（一）城镇居民家庭人均可支配收入

我国保险购买者以城镇居民为主，而城镇居民家庭人均可支配收入是影响保险需求的重要因素。城镇居民家庭人均可支配收入的绝对量，从1982年的535.3元增加到2009年的18858.09元。

经济理论和保险业实践已达成共识：个人收入与保险需求呈正相关关系，人均可支配收入越高，保险需求也就越高。当人均可支配收入较高时，居民在满足日常基本消费开支后还有结余，保险产品就成为较高收入人群的消费选择。

（二）人口总抚养比

人口总抚养比是指总体人口中非劳动年龄人口数与劳动年龄人口数之比，即0~14岁和65岁及以上人口占15~65岁人口的比重。通常用百分比表示，即每100名劳动年龄人口大致要负担多少名非劳动年龄人口。

据经验表明：人口总抚养比与居民对保险的需求呈负相关关系。人口总抚养比越高，表明劳动年龄人口需要负担越多的非劳动年龄人口，劳动者的负担越重，用于消费保险产品的支出越少。

二、城镇居民保险需求计量模型的构建

（一）数据的收集

本文收集了从1982~2009年间的年度经济数据作为研究数据。保费收入、城镇居民家庭人均可支配收入、人口总抚养比等数据均来自中经专网和《中国统计年鉴2009》。

（二）时间序列数据的平稳性检验

时间序列数据的分析和回归检验是建立在序列的平稳性、正态性等假定前提下的。本文研究选取的是1982~2009年的时间序列数据，所以应当首先对选取的数据作单位根检验以及协整检验，以免出现伪回归问题。

1.单位根检验

使用ADF检验分别对各个变量进行单位根检验。判断原理是：若t统计量值小于ADF检验临界值，则拒绝原假设，说明序列不存在单位根，是平稳序列；若t统计量值大于或等于ADF检验临界值，则接受原假设，说明是非平稳序列。使用OLS估计得出结果如下：

（1）被解释变量y（保费收入）序列是三阶单整的，y~I(3)。

（2）解释变量x1（城镇居民家庭人均可支配收入）序列是三阶单整的，x1~I(3)。

（3）对解释变量x2（人口总抚养比）序列是三阶单整的，x2~I(3)。

2.协整检验

本文采用EG两步法检验保费收入与城镇居民家庭人均可支配收入、人口总抚养比的协整关系。判断原理是：首先对原模型做OLS回归，然后检验回归残差的平稳性，平稳则存在协整关系，不平稳则没有协整关系。从检验结果看，保费收入与城镇居民家庭人均可支配收入、人口总抚养比之间存在协整关系和长期均衡关系，可以设定合理的模型进行检验。

（三）模型的建立

本文运用多元线性回归方法建立模型，样本区间为1982~2009年，被解释变量为保险需求，用保费收入y代表。城镇居民家庭人均可支配收入x1、人口总抚养比x2。作OLS估计结果所示：

Y=-3402.924+0.370772x1+68.24330x2t=-1.8602303.051844 2.152668

R^2=0.983881 DW=0.976616 F=268.5654

（四）模型的相关检验

通过对模型的t值、F值及拟合优度检验、多重共线性检验、异方差的检验、序列相关性检验。对模型进行还原，本文模型估计的最终结果为：

LNY=―4.0554701+6.4815531LNX1―1.4796646LNX2

三、基于模型的结论分析

（一）城镇居民家庭人均可支配收入

当城镇居民家庭人均可支配收入每增加1元，总的保险保费收入平均增加6.48155%亿元。模型回归估计的结果与实际经济意义相吻合，城镇居民家庭人均可支配收入与保险需求呈正相关关系。

这是由于城镇居民家庭人均可支配收入的增长，不仅提高了城镇居民的购买能力，而且促进了人们消费观念和消费结构的变化，增强了人们的风险意识。当购买能力和购买欲望二者均具备时，自然而然提高了保险需求，保费收入增加。

（二）人口总抚养比

当人口总抚养比每增加1%时，总的保险保费收入平均减少1.4796646%亿元。模型回归估计的结果与实际经济意义相吻合，人口总抚养比与保险需求呈负相关关系。

这是由于人口总抚养比的增加，表明每100名劳动年龄人口要负担的非劳动年龄人口的数量增加，劳动者的负担加重，用于消费保险产品的支出减少，保险需求降低，保险保费收入减少。

参考文献：

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关键字：电子商务交易额；可支配收入；互联网用户数；回归函数

一、绪言

我国计算机应用已有40多年的历史，但电子商务仅有10多年[1]。从2007年至今，我国电子商务发展进入了纵身发展阶段[2]。2012年1月16日，中国互联网络信息中心（CNNIC）在 京了《第29次中国互联网络发展状况统计报告》。《报告》显示，截至2011年12月底，中国网民规模达到5.13亿，较2008年底的2.98亿增加了72.15%；网络普及率达38.3%，较2008年的22.6%提升16个百分点，超出世界互联网平均普及率30.2%八个百分点。从这些数据可以看出中国互联网正在飞速发展，互联网的规模价值正日益放大。

二、变量的确定和模型的建立

（一）变量的确定以及数据收集

1、城镇居民家庭人均可支配收入（Y）

在每年国家统计局的众多数据中，城镇居民家庭人均可支配收入是我们最关注的统计数字之一[3]。当然，很多因素都会引起人们可支配收入的增长，比如工资的提高、物价的下降、社会福利的增加等等。图1显示了1997年到2011年我国城镇居民家庭人均可支配收入。设我国城镇居民家庭人均可支配收入为Yi，其中i=1，2……15。 自1997年以来，我国城镇居民家庭人均可支配收入不断增长，截止到2011年底，我国城镇居民家庭人均可支配收入达到21810元，较1997年的5160元，增长了3余倍，说明我国人们的生活水平在不断改善和提高。

2、互联网用户数（P）

基础设施的不断完善，以及互联网的广泛普及都会影响到人们的可支配收入。而根据中国互联网信息中心每年一月和七月的《中国互联网发展发展状况统计报告》中数据显示，我国互联网用户数还是逐年上升的。设我国互联网用户数为Pi，其中i=1，2……15。

用EViews 软件工具对互联网人数与城镇居民家庭人均可支配收入进行相关性检验，图1 即为两者相关性的散点图。由图可见，互联网用户数与人均可支配收入基本呈线性关系，而且它们之间呈现正相关关系。

3、电子商务交易总额（T）

文章的目的是讨论电子商务对人们可支配收入的增加的影响，所以考虑把"电子商务交易额"作为另一个自变量。设我国电子商务交易总额为Ti，其中i=1，2……15。与前者一样，还是用EViews 软件工具对电子商务交易总额与城镇居民家庭人均可支配收入进行相关性检验。同理可得，它们之间也基本上呈现正线性相关关系。

（二）模型的建立

根据上文，选择的两个自变量已经确定。并且，上文中两个自变量和因变量间已确定正相关关系，因此，把城镇居民家庭人均可支配收入的回归函数设定为：Yi=C+aPi+bTi+e ，其中，C为常数，a、b分别为Pi和Ti的系数，e为随机变量。

三、回归模型的检验和确定

（一）半对数模型的检验

（三）广义差分法

利用广义差分法，模型确定为：

（四）回归模型的统计检验

1、模型的拟合优度检验

因此，R2=0.992799，修正的R2 =0.990639，说明模型整体拟合得很好。

2、模型的显著性检验-F检验

计算得F=459.5972，n=14，k=2。给定显著性水平Z=0.05，查F 分布表得到临界值F0.05 （2，11）=3.98，显然F >Fa，所以拒绝原假设，认为模型的线性关系在概率为95%的水平下显著成立。即可以认为互联网用户数、电子商务交易总额与城镇居民家庭人均可支配收入之间显著存在线性关系。

3、解释变量的显著性检验-t检验

由软件计算出所有的t 统计量值，分别为t0=95.28617，t1=4.659385，t2=4.930859，t3=2.374295 。在给定的显著性水平Z=0.05，查t分布表中自由度为11、Z=0.05 的临界值，得到t0.05=2.201，显然t0 t1 t2 t3>t0.05。所以，拒绝原假设，可以认为两个解释变量对于被解释变量的因果关系显著。

4、自相关检验-DW检验

经过一介差分后，DW=2.09099，当a=0.05，n=14，k=2时，查表可知，（dl，du）为（0.9051，1.551）。可知du

四、模型的经济意义

由上文分析可知，根据中国1997年到2011年互联网用户数、电子商务交易总额以及城镇居民家庭人均可支配收入的统计数据建立二元统计回归计量模型，在回归方程模型确定为：

上式意味着电子商务交易总额不变时，互联网用户数每增加1 百万，城镇居民家庭人均可支配收入增加0.001225%（即互联网用户数每增加1 人，城镇居民家庭人均可支配收入增加12.3 元）；而当互联网用户数不变时，电子商务交易总额每增加1%，城镇居民家庭人均可支配收入增加0.121017% ，即体现的是弹性关系。综上所述，电子商务的飞速发展增加了居民人均可支配收入，提高了人们的生活水平。

在如今这个信息高速公路高度发达的时代，电子商务交易显然是促进人民生活水平的提高不断上涨的一个重要因素。作为一种现代流通方式，电子商务具有效率高、成本低、范围广的特点，这无疑为人们提供了更多的选择空间，也改变着传统的生产、经营和服务消费模式，给国际经济贸易带来深刻的影响和变革[4]。特别是在国际金融危机的影响持续蔓延，并出现全球性贸易萎缩、消费收紧的今天，电子商务服务业在中国却逆市扩张。虽然外贸主导型B2B 受到的影响比较大，但一些中小城市的电子商务并未感受到国际金融危机的冲击，反而发展提速。所以，电子商务是国内中小企业实现产业结构调整、走出困境的出路之一[5]。同时，很多大学生毕业后在网上开店自主创业，当然在淘宝网这种典型的C2C 网站上开店的在职白领也不在少数。人们通过这种方式增加自己的收入，更增添了生活情趣，提高了生活的质量。

篇5

关键词：消费；收入；协整；误差修正模型

中图分类号：F127 文献标志码：A 文章编号：1673－291X（2008）02－0152－02

收入和消费问题一直以来都是我国重要的理论和实践问题。随着我国改革的深入，吉林省城镇居民的实际收入和生活水平都有很大程度的提高。在收入增加的同时，城镇居民的消费水平也不断提高。本文主要建立计量模型对吉林省城镇居民人均消费和人均可支配收入之间的关系进行量化分析，以期促进消费结构的更加合理。

一、城镇居民人均消费支出与人均可支配收入协整分析

（一）变量选取和数据来源

本文选取吉林省1984―2005年的人均可支配收入（Y）、人均消费支出（C）两个时间序列为基本时间序列变量，数据均来自2006年《吉林统计年鉴》。

根据误差修正模型，被解释变量的波动可分为短期波动和长期均衡两部分，短期波动由差分项来反应，长期均衡由误差修正项反应。吉林省消费和收入存在密切关系。短期内，收入的变动引起消费的变动，本期收入增加1个单位，使得本期消费增加0．862个单位；从长期来看，上一期的非均衡误差以116．1％的比率对本期的消费作出修正，这种修正力度很大，一旦短期波动偏离了长期均衡的轨道，误差修正机制能够纠正这种偏离，最终使消费与收入之间的关系回到长期均衡关系的轨道。

二、结论和建议

（一）结论

1． 20年来，吉林省城镇居民消费支出和人均可支配收入保持快速增长，城镇居民消费支出受人均可支配收入影响显著，吉林省城镇居民人均消费支出对人均可支配收入的弹性为0．956。

2．吉林省城镇居民消费支出和人均可支配收入序列均为非平稳，但两者之间具有长期均衡关系。短期内，居民消费支出和人均可支配收入存在动态调整机制，由于误差修整项的存在，可以自动实现两者的长期均衡关系。

（二）建议

1．进一步提高居民的实际可支付能力。随着东北老工业基地的振兴，吉林省城镇居民的消费市场会更加旺盛，要进一步提高消费对经济的促进作用，就要提高居民的支付能力，尤其是提高低收入户的支付能力。一方面要增加居民的收入，实际收入增加了，相应的各项消费支出会得以增加（即收入的消费效应）。另一方面，继续完善消费信贷制度，提高居民当前的支付能力，以促进消费的增长。目前，吉林省城镇居民的基本消费已得到相对较好的满足，这样就要推动城镇居民较高层次的消费，如汽车、住房等，而这部分消费的实现很大程度上依赖于个人消费信贷。

2．提高居民的消费倾向。首先，强化收入分配调节，缩小居民收入差距，提高吉林省城镇居民的平均消费倾向，扩大消费需求。其次，在推行就业、住房、医疗、教育制度改革时，要充分考虑到居民预期的变化和由此可能带来的后果，同时采取相应的配套措施，化解其产生的不利影响，稳定市区居民的收支预期。另外，要充分考虑中低收入户的物质承受能力，利用财政支出对中低收入户支付的改革费用进行适当的货币化补偿，以减少其支出预期和收入预期的不确定性，从而减弱消费倾向的下降趋势。

3．要利用财政税收杠杆对社会财富进行再分配，兼顾社会公平。调整财政支出结构，加大转移支付力度，增加对失业、贫困、教育、医疗等公共服务的投入，运用税收政策，加强对高收入群体的税收征管，以调节社会各阶层的收入水平。

总之，扩大消费需求是我国现阶段进行宏观调控的一个重点。这些目标在短期内是难以实现的，解决消费需求不足问题是一个长期而艰巨的任务。

参考文献：

[1] 何永贵，白洁，黄仁辉，刘文龙．关于居民收入与消费趋势的宏观经济量化分析[J]．经济纵横，2005，（10）

[2] 吴绍中．关于消费结构的几个问题[J]．商业评论，2001，（7）．

[3] 刘方械，张少龙．支撑经济增长――中国消费．储蓄．投资研究[M]．北京：华文出版社，2001．

[4] 范剑平．中国城乡居民消费结构的变化趋势[M]．北京：人民出版社，2001．

篇6

[关键词] 灰色关联分析GM(1,1)模型城镇居民收入

提高居民收入是改善民生的根本保障,居民收入水平和结构变化对国民经济的发展和收入分配制度的调整将产生直接影响。本文运用灰色关联分析方法对陕西省城镇居民收入结构和水平进行实证分析,进一步挖掘陕西省城镇居民人均可支配收入与其他各类不同来源的收入的动态发展态势,为改善城镇居民收入结构和提高收入水平提供决策指导和科学依据。

一、灰色关联分析的方法与步骤

灰色关联分析的基本思想是根据序列曲线几何形状的相似程度来确定系统中因素间的关联程度,设为反映系统行为特征的参考序列,为影响系统行为的比较序列,灰色关联分析主要步骤如下:

1.原始数据初始化

对原始数据序列进行无量纲化处理,得到新序列

,其中

2.计算关联系数

3.计算比较序列对参考序列的关联度

4.关联度排序,即根据灰色关联度(i=1,2…m)的大小,作为比较序列和参考序列的相关程度的依据,关联度越大,二者之间联系越紧密,比较序列对参考序列的影响越重要。

二、陕西城镇居民收入的灰色关联分析

陕西省在1998年～2007年10年间的城镇居民收入的历史数据如表1所示。以人均可支配收入作为参考序列,以工薪收入、经营性收入、财产性收入和转移性收入作为参考序列,对1998年～2002年和2003年～2007年两个阶段分别计算灰色关联度并进行排序,结果见表2。

对两个不同阶段的灰色关联度和灰色关联序的变化进行分析比较可以发现以下特点:首先,在两个阶段中,工薪收入对可支配收入的关联度均为最大,这说明工薪收入一直是居民收入最主要的收入来源和首要的影响因素,第二阶段工薪收入与可支配收入的关联度还要略高于第一阶段,这表明,随着国家和地区不断对劳动报酬政策加强引导和调控,逐渐提高劳动者报酬在初次分配中的比例,居民工薪收入不断提高。其次,转移性收入与居民人均可支配收入的关联度排序保持不变并位于前列,表明转移性收入是影响城镇居民收入的第二大因素,后一阶段关联度有所增大,这是由于最低工资标准和社会保障制度的不断完善,城镇居民转移性收入大幅增长。第三,财产性收入和经营性收入虽然也是居民收入的一个方面,但是二者对居民收入的影响较小,且对居民收入的影响作用有下滑趋势。

三、结论

在1998年～2007年不同的两个历史阶段陕西城镇居民可支配收入的不同收入来源中,工薪收入都是收入的主体和主要的影响因素,转移性收入的影响程度次之,二者对居民收入的影响重要程度占绝对地位,经营性收入和财产性收入的影响较小,城镇居民收入过多地依赖于工薪收入,收入结构有向两极化的不平衡发展,是影响居民总收入水平的瓶颈和亟待解决的问题。

参考文献:

篇7

关键词：商品住宅价格；居民收入；关联性

中图分类号：F127 文献标识码：A 文章编号：1001-828X（2014）06-0-01

六盘水，位于贵州省西部的乌蒙山区，因夏季月平均气温仅19.7℃，有“中国凉都”之称。随着消夏避暑文化、“三线建设”文化和民族民间文化宣传力度的加大，本市房地产业迅速发展。近年来，高房价与低收入的话题逐渐成为人们关注的焦点。

一、商品住宅的相关概念

商品房特指经政府有关部门批准，由房地产开发经营公司开发的，建成后用于市场出售出租的房屋，包括住宅、办公等商业用房及其配套建筑物 [1]。

商品住宅价格由土地使用权取得费、住宅开发成本、住宅开发期间费用、利润、税金和住宅差价构成，其形成受地方政府、购买者、开发商、商业银行和中央银行等多因素影响。

2013年，六盘水市共有房开企业197家，共销售商品住宅6626套，销售面积76.82万平方米，住宅均价3724.72元/m2，房地产开发投资81.72亿元[2]。

二、居民收入的相关概念

从收入的来源来看，居民收入可以分为劳动性收入和非劳动性收入。劳动性收入是指劳动者以其自身的劳动为交换而获得的收入，其中工资是最重要的形式。非劳动收入则指居民依靠其拥有的资本获得的财产性收入，主要包括租金、利息、红利等方面。

居民收入的衡量指标有城镇居民家庭可支配收入、农村居民家庭纯收入等。由于商品住宅消费群体主要以本地城镇居民为主，占购房总人数的78%，所以通常用城镇居民的可支配收入来衡量居民收入水平。

2013年，六盘水市财政总收入178.31亿元，城镇居民人均可支配收入19625元[3]。

三、商品住宅价格与居民收入的关联性研究

从表1和表2可看出，六盘水市商品住宅销售价格成稳步上升趋势，城镇居民人均可支配收入也逐年递增，但与房价的增长由于基数不同，并无明显关联性，需用房价收入比来衡量房价是否超出了居民的实际购买能力。

表1 2007-2013年六盘水市商品住宅价格及相关影响因素数据

表2 2007-2013年六盘水市商品住宅价格及相关影响因素增长率

有关房价收入比的计算：

房价收入比=商品住宅平均单套销售价格÷城镇居民平均家庭年收入=（商品住宅平均销售价格×城镇人均住宅建筑面积）÷城镇居民平均每人全年收入

本文参考其它相关文章将人均可支配收入的2倍作为人均年收入，计算出各年的房价收入比Ⅰ见表3，考虑到有可能与选用的人均年收入值有关导致结果相对偏小，另假设人均可支配收入等于人均年收入，计算出各年的房价收入比Ⅱ见表3。

表3 2007-2013年六盘水市商品住宅房价收入比

用Excel线性回归分析房价与收入的关系：

当人均可支配收入作为自变量时：相关系数R2为0.9957时，y=0.1742x-249.71，人均可支配收入（x）与商品住宅价格（y）是呈高度正相关的关系。由于系数的T检验也都通过，因而将回归方程模拟为线性方程是可行的。从方程的系数可知，城镇居民人均可支配收入每提高2000元，商品住宅价格每平方米就上升98.69元。

当商品住宅价格作为自变量时：相关系数R2为0.9957时，y=5.716x+1491.7，商品住宅价格（x）与人均可支配收入（y）是呈高度正相关的关系。由于系数的T检验也都通过，因而将回归方程模拟为线性方程是可行的。从方程的系数可知，商品住宅价格每平方米上升1元，城镇居民人均可支配收入就提高1497.42元。

四、结论和对策建议

通过2007-2013年六盘水市商品住宅市场的相关研究可得出以下结论：第一，从表3可看出，六盘水市房价收入比截止2013年年末未达到6：1，目前的房价仍然在六盘水市城镇居民可承受的购买能力范围内。第二，通过人均可支配收入与商品住宅价格的相互回归实证结果得出商品住宅价格与居民收入之间成“正相关”的关系。第三，居民收入增加，对商品住宅的消费需求和投资、投机需求就会上升，受供求规律和价值规律的作用，商品住宅价格会上升、租金等收入会上涨，最终使得居民收入又增加。

居民间收入差距的扩大，会使得低收入者的消费需求减少、高收入者的投机需求增加，导致商品住宅市场上的投机行为增多，商品住宅价格被抬高。最终，低收入者更买不起房而高收入者赚取更多收入，即“富者更富，穷者更穷”，加剧了居民间的收入差距，造成贫富两极分化。

为了促进居民收入平等和商品住宅价格改善，提出如下对策建议：

1.调整供给结构，构建合理的供应体系 政府应发挥主体作用，根据本市的实际情况，合理确定高档别墅、普通住宅、中低档次商品住宅以及大户型、中户型、小户型各自所占的比例。政府给予适当的优惠条件和政策支持，扩大中低档次商品住宅和经济适用房的供给量，满足不同收入层次居民的住房需求。

2.多渠道、多方法控制商品住宅价格 政府可通过对地价的调控使房价趋于合理，也可通过控制开发成本来降低房价，同时需加大对房价的检查和监管力度。对中低收入家庭购买的经济适用房，要严格实行政府指导价，限价销售；对中层收入者购买的普通商品房，由政府定期制定公布指导性价格和浮动幅度，适当放开管理；对高收入家庭购买的高档商品房实行市场调节价，由企业根据开发经营成本和市场供求状况自行决定销售价格。

3.提高城镇居民的整体收入水平 政府要把重点放在促进经济发展上，将经济增量部分的分配倾斜于居民的收入，切实提高居民的实际收入；积极拓宽就业渠道，开展定期的就业指导和职业技能培训，努力促进就业；同时健全价格监管法规、加强价格监督检查和反价格垄断执法力度、建立健全价格信息制度等来维持物价的稳定，规范价格体系。

参考文献：

[1]曲丽.陕西商品房市场与居民收入之间关系的研究[J].西安电子科技大学，2012：1.

篇8

关键词：消费函数；消费倾向；居民消费；居民收入；京沪粤浙等省市

中图分类号：F290 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2014）30-0070-03

我们知道，收入增加，消费就会增加，但是消费的增加不及收入的增加多。凯恩斯消费函数理论理论假定，在影响消费的各种因素中，收入是消费的唯一的决定因素，收入的变化决定消费的变化。如果消费和收入之间存在线性关系，则消费函数可以表示为：C=C0+bY，式中，C为消费，Y为收入，C0为自发消费部分，b为边际消费倾向是一个常数，b和Y的乘积表示收入引致的消费。整个公式的经济含义是：消费等于自发消费与引致消费之和。（1）边际消费倾向是消费曲线上任一点的斜率；（2）0

一、京沪粤浙等省市消费函数

从表1看到，2012年城镇居民人均全年可支配收入排行：上海、北京、浙江、广东、江苏、全国、青海、甘肃。在全国31个省市自治区中，甘肃城镇居民人均全年可支配收入最低，上海城镇居民人均全年可支配收入最高。

从下页表2看到，2012年城镇居民平均每人全年消费性支出排行：上海、北京、广东、浙江、江苏、全国、甘肃、青海。在全国31个省市自治区中，上海城镇居民平均每人全年消费性支出最高，青海城镇居民平均每人全年消费性支出最低。

选取2007―2012年甘肃城镇居民的人均可支配收入（见表1）和人均消费性支出（见下页表2），将表1、下页表2中两组数据输入几何画板软件，可绘制出以下散点图（见下页图1），下页图1中，X轴是甘肃城镇居民人均可支配收入，Y轴是人均消费性支出。从下页图1中可直观地看出两者具有较好的线性关系，在这些点之间可以画出一条直线，使这些点均匀地分布在直线的两侧。通过几何画板软件，可以找出这条直线的斜率以及直线和Y轴的交点。得出方程：

Y=0.70X+910.34

这就是甘肃城镇居民的消费函数，其中X表示收入，Y表示消费，边际消费倾向为0.70。甘肃城镇居民的消费函数表明可支配收入每增加1元，消费增加0.70元，自发消费（收入为零时的消费）等于910.34 大于零，边际消费倾向等于0.70 在0～1之间，符合凯恩斯消费函数理论。

同样的方法，可以得出青海、广东、全国、江苏、北京、上海、浙江居民的消费函数（见图2）。

需要说明的是，2008年全国和京沪粤浙等7省市城镇居民平均每人全年消费性支出数据均在代表消费函数的直线的下方，偏离直线较多，这应该和2008年的国际金融危机有关，该年人均消费支出较前后二年明显偏小。

二、京沪粤浙等省市消费倾向比较

从上页图2可以看出，全国和京沪粤浙等7省市的消费倾向排行为：甘肃、青海、广东、全国、江苏、北京、上海、浙江。按照凯恩斯消费函数理论，随收入增加，消费倾向递减。从P70表1可知，全国和京沪粤浙等7省市的城镇居民人均收入排行为：上海、北京、浙江、广东、江苏、全国、青海、甘肃。如果按照凯恩斯消费函数理论得出的全国和京沪粤浙等7省市的消费倾向排行为：甘肃、青海、全国、江苏、广东、浙江、北京、上海。这个排行和上页图2的实际排行相比，除广东和浙江外，其他省市和和凯恩斯（J.M.keynes）消费函数理论（收入增加，消费倾向递减）完全一致。这说明现阶段中国的一些消费现象还是可以通过凯恩斯消费函数理论得到解释，写这篇文章的主要目的，就是想通过收入的变化来找出消费倾向变化的规律。从上页图2看到，全国和京沪粤浙等7省市的消费倾向变化规律基本符合凯恩斯消费函数理论，即收入增加，消费倾向递减。

上页图2 显示，在全国31个省市自治区中，甘肃城镇居民人均全年可支配收入最低，消费倾向最高为0.70；上海城镇居民人均全年可支配收入最高，消费倾向次低为0.54，仅高于浙江的0.53。

和上海、北京相比，江苏、浙江和广东城镇居民人均全年可支配收入约3万元左右，低于上海和北京，属第二方阵。其中收入低于浙江的广东，人均消费支出却高于浙江，广东消费倾向为0.64，浙江为0.53，这可能和广东人、浙江人的性格特点有关系，广东人可能热衷消费，浙江人可能更热衷于储蓄或投资等方面。

凯恩斯消费函数中，收入为零时的消费称为自发消费，自发消费可以理解为生存所需的消费。由上页图2可知，上海的自发消费最高为4 423.14元，百思不得其解的是江苏的自发消费最低为727.36元，笔者以为做图有误，重做了三四次，还是这个结果。上页图2得出的自发消费和选取数据的时间段有关，如果起始时间提前，自发消费会变小，起始时间延后，自发消费会变大。

三、影响消费的因素

从P70表1、上页表2看到，在全国31个省市自治区中，甘肃城镇居民人均全年可支配收入最低，但人均全年消费支出最低是青海。收入低于浙江的广东，人均消费支出却高于浙江。2012年广东人均收入30 226.71元，而浙江人均收入34 550.30元，广东人均消费22 396.35元，浙江只有21 545.18元。决定消费水平的因素很多，如收入、财产、利率、收入分布等，还有人做过性别、年龄、教育、婚姻状况对消费影响的统计分析[1]，其中收入是最根本的因素。从地区范围来看，地区间存在明显的差异，经济发展水平、社会保障水平、消费观念存在着较大差距，这些都是影响区域消费差异的重要因素。

杜森贝利（J.S.Duesenberry）在其提出的相对收入假说[2]中指出，消费者的消费支出不仅受其自身收入的影响，同时，一方面受周围人群的消费行为、收入水平、消费水平的影响。弗里德曼（M.Friedman）的持久收入假说认为人们在消费时不是依据短期的实际收入，而是依据长期、持久收入，既包括前期收入，也包括以后各期期望收入。莫迪利安尼（F.Modigliani）的生命周期假说认为消费者是理性的，他使用一生的收入，安排一生的消费，受一生中总消费等于总收入的预算约束，追求消费效用的最大化。因此，消费者现期消费不仅与现期收入有关，而且与消费者以后各期收入的期望值、开始时的资产和个人年龄大小有关。

社会保障对消费的影响。有研究证明社会保障支出每增加 1 个百分点会带动 0.1 个百分点的居民消费，社会保障支出对居民消费的拉动作用不容忽视。因此，完善社会保障体系将有利于改善中国目前内需不足的困境，同时可以减少居民生活不确定性因素（医疗、教育、失业等）等对消费的挤压。

篇9

[关键词]回归模型 长沙 旅游业 影响因素

一、引言

研究的国家地区不同或者使用的方法不同，研究结果也各不相同。但总体而言，收入是一个相关性很强的变量，大多数国际旅游显示出很强的收入弹性。即收入增加，游客到达总量就增加。但是，不是所有外生变量都可以纳入到模型中来，因为在选择这些变量的时候必须考虑到平稳性、自由度、多重共线性、序列相关性以及数据的可靠性等。当前关于旅游经济影响因素的研究主要是从我国整体的宏观层面进行研究。大多选取可能的影响因素的时间序列作定量分析，然后得出主要影响因素和潜在影响因素。但是由于个人在建立定量分析模型和选取指标时存在缺陷，所以得出的结果不尽相同。

二、回归模型建立与影响因素指标选取

公式6中，Δlog（y）表示旅游收入的短期弹性波动，Δlog（x7）表示城镇居民可支配收入的短期弹性波动，Δd2表示黄金周是否实施的波动，ecm表示滞后一期偏离长期均衡关系的程度。可以看出，除了ecm，其他变量均未通过t检验，说明旅游收入的短期波动主要是来自短期内偏离长期均衡关系的程度导致的。

四、长沙旅游业发展影响因素分析结论

（1）城镇居民收入和黄金周对长沙旅游经济发展有长期均衡促进作用

通过公式2可以看出人均可支配收入每提升1%将提升1.66%的旅游收入，这说明随着城镇人口收入的不断增加，城镇居民对出门旅游的需求越来越大。从这也可以看出旅游收入对于城镇居民的收入弹性非常大，超过1。对此的合理解释应该是居民随着收入的增加和对于预期收入和社会福利有较高的信心，以致城镇居民原来拿出来旅游的收入超过增加的收入。从D2前的系数0.26可以看出，黄金周的实施，提升了长沙旅游收入的26%，极大的推动的长沙旅游经济的发展 。

（2）短期内偏离长期均衡关系的程度是旅游收入短期波动的主要因素

长沙旅游收入、国内城镇居民可支配收入都是非平稳序列，存在短期的波动。通过公式6可以看出长沙旅游收入的短期波动主要是旅游收入、国内城镇居民可支配收入、黄金周三者之间偏离长期均衡关系的程度决定的。且由于长期均衡误差项系数为负，导致具有回拉效应，即上一期如果是旅游收入向上偏离长期均衡关系，则下一期就会向下拉回到长期均衡的关系上；如果上一期是旅游收入向下偏离长期均衡关系，则下一期向上拉回到长期均衡关系。从而使得长沙旅游收入与国内城镇居民可支配收入可以存在长期均衡关系。

参考文献：

[1]庞浩. 计量经济学[M].北京.科学出版社.2006

[2]贺德红，周志宏. 国内旅游影响因素分析研究[J].特区经济.2009.10.

篇10

【关键词】 城镇住房改革；预防性储蓄

一、引言

1978年改革开放后，中国就开始了城镇居民住房制度改革，其中1998年的福利分房制度改革具有里程碑意义，它标志着在我国已实行了几十年的住房实物福利分配这一体制的终结，彻底完成了住房分配的货币化和商品化转变。住房改革改善了城镇居民的居住条件，同时也引致了商品住宅价格的过快上涨。在1997年，全国商品住宅销售均价只有1790元/平方米，到2001年上涨到2017元/平方米，年均上涨幅度为2.5%。在2002年之前，全国商品住宅平均销售价格持续上涨，但涨幅较小。2002之后，全国商品住宅平均销售价格进入快速上涨阶段，短短6年就从2002年的2092元/平方米涨到2008年的3576元/平方米，年均涨幅是11.8%，远远高于2002年之前的上涨速度。商品住宅价格的的快速上涨使得城镇居民的购房能力下降，为了购房人们不得不增加储蓄的数量。分析和研究住房改革，伴随而来的高房价对城镇居民消费行为的影响及如何解释这种影响，无疑具有较强的理论和现实意义。

二、理论分析和实证检验

预防性储蓄理论认为，预防未来收入和支出的不确定性是居民储蓄的重要原因。在此基础上，很多国外学者从理论和实证角度对预防性储蓄理论进行了分析和研究。在理论方面，主要是分析预防性储蓄的原因。Leland（1968）最早对预防动机的储蓄模型进行分析，他认为储蓄主要是为了防范未来不确定的劳动收入所带来的冲击。Deaton（1991）及Carroll（1992）结合预防性储蓄与流动性约束假说提出了“缓冲存储”模型。更多学者则试图从实证角度对预防性储蓄做了大量研究。Carro（1993，1994）使用美国收入时间序列分组数据和消费支出调差数据，用各收入组间的方差代表风险，其研究结论也证明了预防性储蓄假说。Engen、Gruber（1997）和Lusardi（1997）发现了显著的预防性储蓄的证据。结合预防性储蓄理论建立相应的模型，采用经过处理的31个省市的横截面数据来验证该模型。建立的计量模型如下：

S=?茁0+?茁1Sy+?茁2SH+?茁3PH+?着（3-2）

式中，S―城镇居民人均储蓄额；Sy―城镇居民人均可支配收入的标准差；SH―城镇居民人均居住支出的标准差；PH―城镇商品住宅的人均价格；?着―随机误差项。回归结果如下：

S=3018.639-1.058Sy+6.930Sh+5.810Ph（3-3）

（1.108） （-0.282）（0.260）（8.067）

R2=0.857，Adjusted R2=0.841，F=54.089，D.W.=1.216

从回归结果可看出，截距项不显著，经检验，选定变量Sy和Ph。再进行回归，得到以下结果：

S=6.004Sy+5.159Ph（3-7）

（3.220） （7.523）

通过该模型，可发现城镇居民人均可支配收入的标准差和城镇商品住宅平均价格对城镇居民人均储蓄有显著影响，说明中国城镇居民存在预防性储蓄动机，城镇住房改革形成的高房价预期使得城镇居民更多的储蓄。

三、结论

在经验观察的基础上，结合预防性储蓄模型，利用经过处理后的31个省的横截面数据对预防性储蓄模型进行定量分析和研究，得出以下结论：（1）1998年的城镇住房改革产生两个直接后果：城镇居民居住消费支出大幅增加，高房价及持续上涨的预期。通过计量模型的实证分析和检验，发现城镇居民居住支出的增加对城镇居民的预防性储蓄影响不显著，城镇居民可支配收入标准差和城镇商品住宅平均价格对于城镇居民的预防性储蓄有正的显著影响。因此，在城镇住房改革影响城镇居民储蓄的两条途径中，主要是通过对居民形成持续高房价预期来实现。（2）通过31个省市的横截面数据，发现城镇居民可支配收入的不确定性会使居民进行更多储蓄；同时在中国的背景下，城镇居民还面临着持续过高的房价，房价的这种持续上涨的态势使得城镇居民的预防性储蓄动机进一步增强。因此，城镇居民可支配收入的不确定性及持续的高房价的共同作用增强了城镇居民的预防性动机。

参考文献

[1]宋铮．《中国居民储蓄行为研究》．《金融研究》．1999（6）