城镇居民收入范文

导语：如何才能写好一篇城镇居民收入，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。

篇1

一、我国西北地区城镇居民的收入差距总体分析

我们不仅要关注西北地区城镇居民的收入差距是否扩大，还应关注城镇居民收入差距起点、发展以及变动趋势[11]。在我国不同地区、不同的发展阶段上，观察动态趋势可以发现规律，为下一步的宏观调控提供决策依据。由表1可知，2010年我国西北城镇居民收入的主要来源仍然是工薪收入和转移性收入。而工薪收入约占城镇居民可支配收入的75%，转移性收入约占城镇居民可支配收入的24%。由地区收入构成来看，可以得出：内蒙古的工薪性收入占城镇居民可支配收入的比重在西北各省区最高；对于新疆来说，工薪收入在城镇居民可支配收入中也占了绝对大的比重，是城镇居民的主要收入来源。经营净收入和财产性收入在我国整个西北地区之间的所占比重较小。从西北六省城镇居民的实际收入分析，自2000年西部大开发政策实施以来，我国西北城镇居民的整体收入都呈现大幅度的提高的趋势。

陕西省城镇居民的实际收入从1996年人均每年可支配收入3453.89元增加到2010年的15113.35元，增长了4.38倍，内蒙古城镇居民的实际收入从1996年每人每年的3192.38元增加到2010年的17212.75元，增长了6.06倍。但是，西北六省之间的收入差距并没有缩小，反而还有扩大的趋势。1996年陕西省城镇居民的人均收入比内蒙古的高出11%，但到2010年内蒙古城镇居民的人均收入反而比陕西高出12%。由此可以说明收入差距的产生并不能够随着时间的推移而自动缩小，而需要国家实行合理的财政与货币政策。从表2和图1可以看出，15年来，西北六省区城镇居民的实际收入都是逐渐上升的，且上升幅度较大。从总体来看，收入最高和最低的省份分别是内蒙古和甘肃省。由收入差距的情况来看，1996年收入最高的省份新疆与收入最低的省份甘肃，他们的收入差距为1171.09元，到2010年，收入最高的省份内蒙古与收入最低的省份甘肃，他们的收入差距为4309.37元。但从实际收入比值的变化趋势来看，内蒙古从1997—2001年呈下降趋势，2001—2004年之间有较大的上升，然后变化趋势较平稳，2010年出现大幅度下降趋势。而陕西省2001—2003年之间先有较大的上升，而后又有较大的下降，2010年也出现大幅度下降，其余年份变化不大。

我们从图1可以清晰的看出，12年来城镇居民之间的收入差距有较大的波动范围。为了计算西北六省城镇居民的基尼系数，由于国家统计局的资料有限，我们采用不分组计算方法。进行计算时，不考虑各自的人口特征，我们主要从入来源方面进行结构分析。总体上看，1996—2010年间，西北六省区城镇居民的基尼系数呈小幅下降趋势，1998—2001年有明显的上升趋势。但从基尼系数最高与最低的比值来看，1996年，基尼系数最高的青海与最低的宁夏的比值为1.05；2010年，基尼系数最高的陕西与基尼系数最低的宁夏的比值为1.21。从基尼系数最高的省份与最低的省份比值看，说明城镇居民之间的收入差距是扩大了。从图2可以清楚的看出，西北六省城镇居民内部的收入差距有小幅下降的趋势。从1996—2001年，西北六省城镇居民基尼系数趋势呈平稳状态，而2001—2002年他们的基尼系数呈下降趋势，2002—2010年基尼系数又没有太大的变化。同时，从图3也可以得出2001—2003年之间的基尼系数变化范围较大，2003年之后变化趋向平稳，这说明随着经济的增长，西北六省城镇居民内部的收入差距有所缩小。

二、我国西北地区城镇居民泰尔熵指数分解

由上述分析结果可知，我国西北地区居民的收入差距总体呈现出较平稳的趋势，然而稳中有降。为了进行全面的分析和提高准确度，就需要我们找出造成西北地区镇居民之间收入差距的真正原因来自于何处？是来自本省份内部，还是省份之间？因此我们对泰尔熵指数进行分解，并计算出组内、组间差距和它们各自对总体差距的贡献度。从表中可知，以西北地区六省为选择样本，组内差距对总体差距的贡献为16.67%，组间差距对总体差距的贡献为83.33%，然而陕西、宁夏以及内蒙古这三省区的组内差距为负数，表明它们有助于缩小总体差距。所以可以得出西北地区城镇居民收入差距主要来自组间差距的结论。

三、结论

篇2

关键词:收入;消费;城镇居民人均可支配收入;城镇居民人均消费

消费是经济活动中必不可少的部分,从马克思注意政治经济学的角度看,消费是社会再生产四环节之一,没有消费或消费不足都不能有效推动经济发展;从西方经济学的角度看,消费与投资、净出口共同组成了拉动经济的三驾马车。从我国多年的经济增长方式来看,过分地依赖于投资和净出口的增长而忽视国内消费需求对经济的拉动作用已经是众所周知的弊病。文章通过计量经济学方法对我国城镇居民1998-2008年间的收入-消费关系进行实证分析,无论是长期还是短期,消费都受到收入的影响。

1、 国内的收入-消费实证研究综述

西方的收入-消费理论为我国学者研究我国居民收入与消费间的关系提供了理论依据和分析思路。

庄秀琴、吕杰(2008) 运用凯恩斯绝对收入假说建立模型,对1995-2006年江苏省农村居民的收入与消费的关系进行实证分析,结果表明,农村居民消费与收入之间存在显著的线性关系;赖小琼、刘秀英、付嘉玲(2006) 结合我国的具体国情,通过对我国居民的平均储蓄倾向进行分析,对凯恩斯绝对收入假说进行拓展,从储蓄倾向的角度论收入分配与消费的关系;姚志超(2008)运用我国居民1997-2007年的收入、消费及储蓄的相关数据,验证了西方经典消费理论中仅绝对收入理论能很好解释我国当前的消费模式。

李锴、何红霞、梁磊(2010)基于相对收入假说,以浙江省为例,估计了城镇和农村居民的消费函数;欧阳春燕(2007)在现代消费理论的基础上,根据杜森贝利相对收入消费理论将前期消费水平引入模型并结合其他因素对广东省人居消费影响因素进行实证分析;胡晖、王俏(2010) 以凯恩斯的绝对收入假说为理论基础,构建城镇、农村、城乡以及各省市间收入差距对总消费影响的计量模型,并在杜贝森的相对收入假说理论基础之上,对计量模型进行了改进。

高玉成等(2007)认为四大消费理论中,生命周期假说更适合作为研究当前我国城镇居民消费支出的理论参考并以此理论为基础,加入心理和预期变量,对我国城镇居民消费函数进行进一步实证比较;董振海(2000)运用生命周期理论对我国目前的消费与储蓄进行了研究。

米强(2008) 基于持久收入假说对90年代以来我国农村居民消费影响因素的进行实证研究,得出农村居民的持久收入的边际消费倾向远小于暂时收入的边际消费倾向,而消费的持久收入弹性大于暂时收入弹性的结论;龚曙明 、欧阳资生以持久收入假说为理论依据,以实证分析表明,改进的持久收入假说消费函数和现代消费函数都能有效地解释我国居民的收入对消费的决定,具有实际应用价值。

四大经典消费理论各有其优缺点和适用范围,我国学者通过对不同群体在不同时期的消费行为分析,能够确定上述理论在我国具有较强的适用性。从国内外消费理论和实证研究的结果来看,居民的消费行为极大地受其收入影响,因此,通过研究收入与消费的关系来说明增加收入对促进消费的必要性,刺激国内消费关键还在于提高居民收入、公平收入分配。

2 、1980-2008年我国城镇居民消费与收入关系的实证分析

本文基于经典消费理论对1980年-2008年我国城镇居民收入与消费支出的关系进行研究。首先对我国城镇居民人均收入与人均消费的时间序列数据做平稳性检验,然后在此基础上进行协整分析并对误差修正模型进行估计。

(1)数据与变量选择

为了排除人口总量和人口结构的影响,选取人均可支配收入和人均消费为变量。数据为1980-2008年我国城镇居民人均可支配收入和人均消费的时间序列数据。由于价格因素的影响,以1978年为基期对各时期收入与消费用价格指数进行平减。为了使参数容易估计并减少数据的波动性,将所有数据取对数得lac与lay。原始数据摘自《中国城市(镇)生活与价格年鉴2009》。

(2)计量分析

1)变量的平稳性检验

为了保证被分析时间序列数据的平稳性,采用eviews5.0对数据进行ADF检验。

首先,对lay和lac进行ADF检验,(注:检验类型均为有截距项、无时间趋势项、滞后期数为0),主要计算机输出结构如下:

从输出结果可以看出,在5%的显著水平下,lay与lac的ADF检验值都大于临界值,因此lay与lac均不平稳。

在前面的分析基础上,对lay和lac的一阶差分进行ADF检验,(检验类型为有截距项、无时间趋势项,滞后期为0),主要计算机输出结果为:

从输出结果可以看出,一阶差分后的lay和lac均为平稳序列。

2)协整检验

以上ADF检验得出城镇居民人均可支配收入和人均消费均为一阶单整序列,二者可能存在协整关系,由此,采用E-G两步法对序列进行协整估计。

首先,根据绝对收入假说的消费函数,运用OLS法估计方程:lac=c+αlay+u,方程的估计结果为:lac=0.650288+0.876998lay

(12.27396) (114.1602)

R2=0.997933,F=13032.56,DW=1.447478

查dw检验表,n=29,k=1时,dl=1.34,du=1.48;ρ=1-d/2=0.275,由于此时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,对残差项进行ADF检验,(有截距项、无时间趋势项、滞后期为0),结果如下所示:

残差序列为零阶单整,是平稳序列。说明lay与lac具有协整关系,也即是城镇居民人均可支配收入与人均消费之间存在长期稳定关系。

3)误差修正模型

上面的分析可以证明lac与lay之间存在协整关系,因而可以建立误差修正模型。令ecm为resid,即将协整方程的残差序列作为误差修正项。原本当期消费还要受前期消费的影响,但其影响不显著,因此去掉lac(-1)项,建立下面的误差修正模型:

lac=αlay+ βlay(-1)+γecm(-1)+ε,估计得:

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

(7.604623)(4.270367) (-3.631491)

R2=0.779824,DW=2.011772

最终分析结论:

(1) 1980--2008年间,我国城镇居民的人均消费支出和人均可支配收入之间存在着长期动态均衡关系。(2)通过协整方程可得出,从长期看,我国城镇居民当期人均可支配收入对人均消费支出的弹性系数为0.565424,即当期ay每增加l%,平均来说ac将增长0.565424%。此外,居民前期人均可支配收入对人均消费支出的弹性系数为0.31737,即前期ay每增加l%,平均来说ac将增长0.31737%。这充分说明增加城镇居民人均收入对拉动城市居民消费支出作用十分明显。

(3)通过误差修正模型得出

从短期来看,城镇居民人均消费支出除受当期收入水平的影响之外,还受到前期收入水平的影响。本期可支配收入变动每增加1%,本期人均消费变动增加0.564213%;上期可支配收入变动每增加1%,本期人均消费变动将增加0.322685%。

误差修正项的系数为-0.733305,并且通过了T检验,充分表明城镇居民人均消费的增加和解释变量的短期变动偏离它们长期均衡关系的程度较大,城镇居民人均消费和解释变量的长期均衡关系对当期非均衡误差调整的自身修正能力较强。消费的短期波动偏离长期均衡时,将以73.3305%的调整力度将非均衡状态拉回均衡状态。

从以上实证分析结果看,我国城镇居民消费支出受其收入水平的较为显著。无论是协整分析的结果还是误差修正模型的结果都表明本期收入每变动一个百分点,本期消费同方向变动0.56个百分点左右;上期收入每变动一个百分点,本期消费也同方向变动0.32个百分点左右。由此分析还能看出,上期收入对本期消费仍有较大影响,因此,收入对消费的影响具有一定的滞后效应。

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篇3

居民收入分配存在一定差距是合理，也是必要的，它可以充分发挥市场机制的杠杆调节作用，提高微观组织的运行效率，促进社会进步。但是如果收入差距过大，超过一定范围，就会阻碍居民社会福利水平的进一步提高，阻碍公平竞争的实现和资源有效配置，使社会产生两极分化，不仅对社会的和谐与稳定，而且对整个国民经济的持续发展，都将产生不利影响。所以本文力求分析城镇居民收入差距产生的原因，研究财税部门如何适时采取措施加以调节，使城镇居民收入分配结构趋向合理。

一、城镇居民收入差距拉大的成因探析

城镇居民收入进一步拉大，原因有很多方面:

1. 行业垄断、竞争条件不平等是导致城镇居民收入差距的重要因素。在初次分配领域，平等竞争、限制垄断是保证收入分配秩序公平、合理的基本条件，但是，由于政府在限制垄断、鼓励平等竞争方面缺乏有效的政策，一些地区、行业及单位利用行业垄断因素和不平等竞争条件来垄断市场，获取巨额利润，造成了与其他地区、行业及单位收入差距的悬殊，加大了行业间城镇居民收入的差距，如金融、电信、保险等。同时，我国实行倾斜发展政策、特区政策等，形成了地区间竞争条件不平等的局面，进而造成地区之间经济发展不平衡和城镇居民收入分配差距的扩大。

2.分配领域的税收政策不完备，政府宏观调控力度不足。一个完备的以税收政策为主要内容的再分配政策，应该能够有效地发挥政府对社会成员收入的再调节功能，促进社会的公平、合理，保证社会生活的健康和稳定。现在我国再分配领域的税收政策是不完备的，存在着许多政策缺位，制约着税收调节分配功能的充分发挥。一是税收对收入差距的调节力度不足。对调节收入差距起重要作用的个人所得税改革才刚刚起步，任重而道远，相应的遗产税、赠与税等税种还尚未开征，难以对居民生前收入、消费和财产进行全方位再分配，对高收入的调节作用更是有限。尤其是因为尚未开征社会保障税，在一定程度上降低了税收收入占gdp的比重，降低了政府调节收入差距的能力。二是政府各部门的分配关系没有理顺。政府非财政部门直接参与分配的问题比较严重，不仅削弱了政府对收入差距的宏观调控能力，而且扰乱了收入分配秩序。三是财政转移支付制度不完善，难以有效地调节地区纵向和横向的财力差异。转移支付是经济的自动稳定器，通过政府对低收入者或贫困地区进行直接的财富转移，实现收入的再分配，可以起到缩小贫富差距的作用。

3. 社会保障政策薄弱, 弱化了政府对城镇低收入群体的保障能力，拉大了收入差距。我国实行的城镇居民最低生活保障制度、失业保险制度、国有企业下岗职工基本生活保障制度三条保障线，在缩小收入差距方面发挥了重要作用，但是也存在制度设计不全面，保障覆盖面窄、保障项目不完善、保障水平低以及保障资金筹集困难等问题，弱化了政府对城镇低收入群体的保障能力，使低收入阶层无法得到基本的社会保障，与高收入阶层的贫富差距越来越大，加剧了收入分配的差距。

4.收入分配制度和政策不完善，是造成城镇居民收入差距拉大的重要原因。目前我国收入分配领域的制度和政策建设是不完备的，如保证收入分配政策的制度尚不完备，打击遏制违法非法收入的政策不健全。不仅尚未建立某些根本性的制度，而且一些局部性、技术性的制度，如收入申报制度、政府官员储蓄实名制问题等也还没有实质性的进展。同时，由于缺乏有权威的程序规定和实质性监督制度监督，有些已经制定出来的政策也没有更好地落实，致使政策效力受到极大的限制。

5.就业形势与城镇居民的教育文化程度影响城镇居民收入分配差距。由于当前下岗职工的增加和农村剩余劳动力的转移，加剧了就业矛盾，就业压力增大，不仅使居民总体收入水平增长缓慢，而且在一定程度上使贫富差距拉大。

另外，居民的受教育程度、文化水平已经成为影响居民收入水平的一个重要因素。 据调查，劳动力受教育程度的高低与其收入水平的高低具有高度的正相关性，教育程度高的收入水平也相应高。另外，技术含量低的工作岗位基本上处于人员饱和状态，激烈的市场竞争使低文化者的收入水平下降，再加上产业结构的调整，一些技术含量低的传统行业逐渐被市场所淘汰，而那些代表未来发展的新兴产业则迅速崛起，从而导致不同文化程度者的收入水平差距较大。

二、缩小我国城镇居民收入分配差距的对策建议

针对当前城镇居民收入分配差距拉大的问题，要遵循“效率优先，兼顾公平”的原则，对收入差距的程度进行科学合理的调控，调节高收入阶层的收入，扩大中等收入者的比重，提高低收入群体的收入水平，逐步建立规范有序的收入分配机制，把收入分配差距控制在适当范围内，以达到缩小收入差距，实现共同富裕的目的。

（一）按照科学发展观的要求，调整财政支出结构，逐步实现“以人为本”。积极调整财政支出结构，缩小行政管理经费支出，减轻财政支出压力；适当增加居民收入支出，增加社会保障支出，特别是加大地方财政对社会保障的投入力度，逐步把社会保障支出占财政支出的比例提高到15%—20%，使财政支出成为解决社会保障基金的主渠道；加强对低收入群体的扶持力度；增加社会就业投入，增加教育培训投入，提高居民素质和就业能力；加大财政转移支付力度，重点支持贫困群体。

（二）深化工资分配制度改革，调整收入分配制度，从体制上缩小行业、部门间不合理的收入差距。应坚持以按劳分配为主体、多种分配方式并存的制度，把按劳分配同按生产要素分配结合起来，建立健全收入分配的激励机制和约束机制，规范社会分配秩序，强化收入分配税收调节功能。加强对企业、事业、机关单位工资分配的监督检查，加强对垄断行业收入的监督和管理，规范支付行为，整顿工资分配秩序，逐步解决由于体制所造成的行业间工资差距过大的矛盾。

实施“阳光收入工程”，规范津贴补贴制度，规范、清理、归并各单位自行建立的津补贴，实行统一标准、统一管理，通过对机关事业工资外收入发放水平实行总量调控，逐步缩小机关事业单位之间的收入差距。建立正常的地方增资机制，完善工资福利制度，积极推进福利待遇货币化、工资化改革。建立地区津贴制度，把住房补贴、交通补贴和地方性补贴等纳入工资收入，促进机关事业单位工资水平的合理增长。同时采取经济、法律和行政手段，有效调节地区之间机关事业单位职工收入差距。

（三）完善税收制度，强化国家税收对收入分配的调节职能。通过完善税收政策，建立一个综合协调配合，覆盖居民收入运行全过程的税收调控体系，以充分发挥税收在个人收入分配调控中的职能作用。为强化税收对个人收入分配的调控功能，应逐步确立以个人所得税为主体，以财产税和社会保障税为两翼，以其他税种为补充的个人收入税收调控体系。

要完善个人所得税制度，改变目前所得税征收与家庭消费脱钩的状况，建立普遍的个人所得税年度申报制度。要借鉴国际经验，开征财产税、遗产税、赠予税等税种来缩小财产分布上的差距，通过拓宽对奢侈消费品等项目的税基、制定合理的税率和建立有效的征管机制，提高个人所得税和消费税占全部税收收入的比重。要完善具有财产税性质的车船使用税、土地使用税等，适时出台社会保障税，充分发挥税收在“限制高收入”和“保障低收入”两方面的调节作用。对存量资产开征房地产税，对个人的投资收益开征证券交易税等，使税收对个人收入分配差距的有效调控覆盖全过程，形成对收入分配的完整的调控体系，缩小规避税收调节的空间，发挥税种作用的互补，确保收入差距保持在一个合理的范围。要加快建立鼓励投资、创业的机制，把高收入者的财富引导到发展国民经济上来。

（四）增强政府转移支付能力，逐步形成规范有序的管理体制和运行机制，缩小不同地区收入差距。政府不仅要加大转移支付的力度，而且调整转移支付的结构与方向，建立中央政府与地方政府相互分工、各有侧重、城乡一体的转移支付体系。从目前我国的实际情况看，政府的转移支付重点除了加强对农业的转移支付，要加强对保护生态环境的转移支付，即通过对生态环境保护区的补贴，弥补该地区城镇居民因保护环境而损失的收益；对特殊群体的转移支付，即通过建立相关社会基金，对失业者或收入不足以维持生计者给予救济或补贴。

进一步加强对贫困的县级城镇扶持力度。建议重新统计核定贫困县级城镇的数额，特别是对欠发达地区及贫困地区的贫困县级城镇，根据它们的特点，制定相应规划和计划，采取针对性的配套措施或重点扶持政策，如加大中央和地方政府对贫困县级城镇的转移支付；加大对它们基础设施，生态保护，基础教育，卫生医疗、生产项目等的财政扶持；出台鼓励发达地区对贫困县镇的结对帮扶政策等。 加快西部开发和中部崛起战略步伐，缩小地区经济差距。国家应加大对西部地区的转移支付，加强中西部地区基础设施建设，鼓励外地投资者到中西部投资，通过各种形式增强中西部地区的经济实力，以经济发展带动中西部居民收入的增长，缩小与东部发达地区居民收入的差距。

（五）调整财政扶贫政策，完善城镇社会保障制度，缩小不同阶层收入差距。建立健全社会保障制度是解决居民收入分配差距的主要手段之一，通过补助低收入者来实现收入分配公平化。要加强对贫困群体的扶持力度，对城镇贫困群体作为财政重点扶持范围，增加用于提高贫困人口素质和贫困人口的教育水平方面的财政投入。同时，允许企业和个人捐赠的扶贫资金在所得税前扣除，广泛吸纳各类社会资金参与扶贫开发。 全面实施城镇居民最低生活保障制度，有效解决贫困问题。切实保障低收入阶层的基本生活，进一步健全和完善投资主体多元化的社会保障体系。对社会弱势群体的基本生活、住房、医疗、养老等方面予以保障，完善和落实职工最低工资标准，加强城镇居民最低生活保障力度，将符合条件的困难群众全部纳入保障范围，做到应保尽保。建立城镇低保标准正常增长机制，使低保水平与当地的经济发展和人民生活水平同步提高。落实城镇低保动态管理，根据家庭收入情况及时调整低保金和入保出保的家庭，使低收入群体真正享受到经济发展带来的实惠。

(六)加强宏观调控，规范市场秩序，抑制垄断性经营收入和非法收入。建立规范的市场竞争机制，增加市场开放度，加强对经济活动中垄断成分的限制和管理。借鉴成熟的市场经济国家的经验，提高垄断行业的市场准入程度，引入竞争机制，以法律和规则的形式，缩小国家垄断性行业的范围，减小垄断行业与非垄断行业之间的收入差距。要建立特许经营制度，规范垄断收益分配，对各种领域的国家特许经营机构征收特许经营权收入税，采取规范的办法将留归部门和企业的垄断收益收归国家财政，从而调节因垄断造成的不合理的行业收入差距，建立公平竞争的社会环境。

强化对居民收入的宏观调控，建立公平竞争的市场环境，把收入差距控制在合理的范围之内。要对不同性质的收入采取不同的调节政策：保护合法收入，同时加强治理整顿不合理收入，规范价格行为和收费行为。对各种体制漏洞和不合理的收入分配政策，要通过改革进行全面清理和调整。还要坚决取缔非法收入，对侵吞公有财产、偷税逃税、权钱交易等非法牟利行为，必须依法严惩。要通过立法规定公务员个人财产申报制度，增强公务人员办事过程的公开性、透明性和程序性，完善权力的制约机制，完善税法，加强征管，逐步消除非法收入形成的条件与环境。以《行政许可法》的实施为契机，加快政府改革，减少审批项目，减少政府对经济活动的干预，降低因“寻租”和“共谋”等滥用权力的行为获得不当利益而引发的贫富差距。

(七)积极促进充分就业，提高城镇低收入居民的收入水平。解决低收入群体问题，关键是帮助他们增强自身“造血”的功能，解决就业问题。一是政府应继续提供和增加对就业技能要求低的公益性岗位，帮助下岗职工度过难关。二是加大培训投入力度，提高知识水平。各级政府要投入一定的资金，采取各种形式，加大对普通劳动者，尤其是下岗失业人员的培训力度，使他们尽快掌握就业的基本技能和必备知识，扩大就业机会和空间。三是鼓励民间投资，扶持民营经济，加快发展第三产业，特别是发展劳动密集型产业，支持劳动密集型和能源低耗型的第二产业发展，进一步拓展就业渠道，使城镇居民的总体收入水平得到提高。四是建立有效的社会支持网络，建立和完善职业介绍机构、劳务市场、人才交流中心和招聘广告等市场化网络，增加劳动就业机会。五是要在税收减免、小额贷款、再就业培训补贴、增值税和营业税起征点等方面给予优惠政策，以增加下岗人员、失业人员的就业机会。

（八）建立对贫困群体的社会帮扶救助网络体系。对社会贫困群体除了城镇最低生活保障的救助外，加强教育、医疗、住房等专项救助，还要动员社会力量帮扶救助，形成一个强大的社会帮扶救助网络体系。

加大科教投入，建立教育援助制度。加强对落后地区和贫困群体的科教投入,实行科教扶贫。财政在确保义务教育经费供给的同时，加大职业教育的投入，增加城镇居民受教育的机会，以提高劳动者的素质，增强他们的就业和竞争能力。建立教育援助制度，建立贫困家庭子女教育基金、助学金和勤工助学制度，完善非义务教育阶段困难家庭学生的资助政策,以帮助那些贫困学生完成学业。为落后地区培训必要的师资，增加对基础教育的投资，通过提高劳动者的素质，缩小收入差距。

全面落实城镇困难居民医疗救助制度。在加强医疗制度改革的同时，完善和建立城镇贫困家庭医疗救助制度，加大医疗救助资金的投入，扩大救助范围，提高救助标准。严格审批程序，确保城镇低保对象及特殊困难群众到医疗服务机构就医时能够按规定享受到医疗费用减免政策。

建立特困群众住房救助制度。在加大经济适用房和低价廉租房建设的同时，政府对城镇低收入家庭的住房困难户以发放租赁住房补贴为主，实物配租、核减租金为辅的方式保障城镇最低收入家庭基本居住需求。

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关键词：收入分配差距；倒U曲线；基尼系数

中图分类号：F812.4　文献标识码：A　文章编号：1000―176X(2007)06―0065―07

一、引言

随着我国社会主义经济体制改革的不断深入，政府不再采用计划经济时期平均主义的分配方式，取而代之的是由市场机制自发调节的收入分配方式。经济的发展以及收入分配方式的改变使得人们收入不断增长的同时，居民间的收入分配差距也在逐渐扩大。总理在2006年政府工作报告中提出，今后将“更加注重城乡、区域协调发展，更加注重社会事业建设，更加注重社会公平和社会稳定，让全体人民共享改革发展成果。”因此，对于收入分配差距问题的研究，对我国社会经济的健康稳定地发展有重要的理论和现实意义。

大多数研究和争论对经济增长与收入分配不平等之间的因果关系采取了怀疑的态度，但是经济学家们都倾向于认为，对于任何一个国家的经济发展都不能忽视不平等和贫困化问题。到目前为止，反映经济增长和收入分配关系最著名的仍然是库兹涅茨“倒U型”曲线，库兹涅茨通过对英国、德国以及美国这些国家20世纪50年代的数据研究发现，这些国家的不平等经历了一个先升后降的过程，认为经济增长是生产要素从低生产率部门向高生产率部门流动的过程。但是20世纪80年代开始，一些经济学家通过对发展中国家有关资料的分析，展示了与公认的“倒U型”假说相反的关系，对“倒U型”曲线提出公开质疑。后来的研究大多运用多个国家的截面数据或者单个国家的不同时期数据进行分析，绝大部分研究结果不支持“倒U型”假说，认为较快的经济增长具有减小收入不平等程度的作用。

国内关于“倒U型”假说的研究观点也不尽相同。陈宗胜提出并证明了公有制国家在经济发展过程中的收入分配差距倒U假说，认为我国及城镇居民的收入差别在几何图形上呈明显的“阶梯型”变动轨迹，特别是1993年前后的阶梯型最为明显，这主要是体制改革的阶段性推进打下的烙印，而且他认为由于中国城镇内部收入差别小于农村内部收入差别，按照库兹涅茨的倒U假说的前提逻辑推理，城市化进程会使整体收入差距缩小。但是他的假说没有得到李实和赵人伟相关研究的支持。黄泰岩认为库兹涅茨的倒U假设是经济增长型倒U假说，而我国是制度变迁型，因此库氏假说只能部分解释我国个人收入差距的长期变动趋势，而且他认为目前我国的制度变迁型假说在实证检验上只能检验倒U曲线的前半段，即随着经济水平的不断提高收入分配差距在持续扩大。王小鲁，樊纲通过计量模型检验证明收入差距还有继续上升的明显趋势，其下降阶段不能确证。周文兴从动态以及一般均衡的角度研究发现城镇居民收入分配不平等与经济增长之间有长期均衡关系，但是短期的调整也是必要的，有利于协调社会福利与稳定的关系。

本文根据我国城镇居民收入分配格局的现状，在定性分析的基础上，通过实证分析研究城镇居民收入分配差距与经济增长之间的关系，认为随着我国经济的快速增长，城镇居民收入分配差距正处于不断扩大的时期，但在近期有望得到抑制，短期内不宜采用较为激进的收入分配改革制度。在关注区域、行业协调发展的同时对不同收入层次采取不同的收入分配政策，这样才能缓解收入分配差距过大带来的一系列社会问题。

二、我国城镇居民收入分配格局的基本判断

(一)我国城镇居民收入分配差距的定量指标分析

本文主要考虑城镇居民的收入分配差距，利用《中国统计年鉴》中城镇居民家庭基本情况的调查数据。在《中国统计年鉴》中按收入情况将家庭分为七组，即最低、低、中低、中、中高、高和最高收入组，除最低、低，高和最高占的人口比例为10％外，其他各组的比例均为20％。用到的指标包括平均每人全部年收入，平均每人可支配收入。其中城镇居民家庭收入指被调查城镇居民的全部实际收入，包括经常或固定得到的收入和一次性收入；可支配收入指被调查城镇居民家庭在支付个人所得税、获得补贴后得到的实际收入。本文将可支配收入视为交纳个人所得税以后的收入，而不考虑补贴，即税后收入。本文采用五分法进行分组，利用1985―2005年的分组数据计算各年的可支配收入差距的各类指数如表1。

表1中给出的测量指标有收入不良指数、库兹涅茨指数(Kuznets Index)和阿鲁瓦利亚指数(Ahluwalia Index)，它们测量的均是相对收入差距，其中收入不良指数在我国经济理论界较为常用。

可支配收入的不良指数从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年间上升了146％，年均增长4.4％，说明占人口20％的高收入阶层和同样占人口20％的低收入阶层的可支配收入差距在持续扩大。用其他各类指数测度的居民收入分配差距也可以得出同样的结论，比如在1985―2005年间，库兹涅茨指数从0.296上升到0.414，上升了40％，年均增长1.6％；阿鲁瓦里亚指数从0.291下降到0.193，下降了33.7％，年均下降2％。因此从各类指数的变化趋势来看，可以预见今后一段时间内如不采取有效的政策措施，城镇居民收入分配差距将不会缩小。

(二)我国城镇居民收入分配格局的描述性分析

1．城镇居民家庭间的收入差距明显扩大

1994年我国城镇居民中最低收入户和最高收入户人均可支配收入分别为1524.83元和6262.7元，最高收入户为最低收入户的4倍多；而2005年最低收入户和最高收入户人均可支配收入分别为3134.68元和28 773.11元，最高收入户是最低收入户的9倍多。城镇居民家庭间收入差距扩大的原因虽然是由市场决定的，市场化的过程中由于各类劳动、服务的需求和供给弹性的不同而导致家庭就业者间收入上的差异，但是更重要的是非工资收入，从社会阶层看，部分个体工商户、私营企业主、国有企业的承包者和经营者、外贸企业的中方高级雇员、歌星影星、新办公司的负责人等收入过高。从收入种类看，财产收入增长最快，财产分配不公必然导致收入分配不公的结果。

2．地区之间居民收入差距进一步扩大

由于东，中，西部地区经济发展不平衡导致地区间居民收入差距也在不断拉大。东、中、西部三大地带城镇居民可支配收入比例：1985年为1.19:1:1.07(以中部地区为1)，2000年扩大为1.49:1:1.06，到2005年这一比例变为1.43:1:0.96。东部与中部、西部城镇居民人均可支配收入的绝对差

额由1985年的71元和44元分别扩大到2005年的3792元和4180元。2005年城镇居民人均可支配收入最低的后五位是新疆、青海、甘肃、宁夏、海南，最高前五位的是上海、北京、浙江、广东、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。收入最高省份的地区集中在东部地区，而收入最低的省份集中在中西部地区，据国家统计局计算，1981―2000年，省际间的基尼系数由0.06上升为0.16。

3．不同行业居民之间的收入差距明显扩大

根据2005年《中国统计年鉴》按行业职工平均工资显示，1978―2002年按行业分最高工资与最低工资之比除了在1985―1990年略有减小外，其他年份都大于2，1995年以后持续扩大，从2.23一直扩大到2.99。同时不同行业薪酬的方差的对数也在急剧上升，说明行业之间报酬的平均主义正不断打破，报酬差异逐渐拉大。从2000年开始，平均工资最高的始终是电力、煤气及水的生产供应业，科学研究和综合技术服务业，金融保险业。同样的，从1995年开始，农、林、牧、渔业一直是行业报酬最低的，一方面说明传统行业的劳动生产效率提高的速度不如有一定技术含量的行业的提高速度，另一方面，能源的稀缺与垄断使得其报酬率越来越高。而近年来对于人力资本的重视和第三产业以及资本市场的迅速发展使得相关行业的平均报酬也是较高的。最后，有些国有垄断行业收入分配过分向个人倾斜，也是行业之间的收入差距呈扩大趋势的一个重要原因。

(三)我国城镇居民基尼系数的估计和分析

1．洛伦兹曲线和基尼系数的估计方法

基尼系数是目前较为常用的用来衡量相对收入分配差距的指标，它是根据洛伦兹曲线计算出来的。一般来说基尼系数越大，说明收入分配越不平等。本文利用城镇居民家庭收入的分组数据进行计算，由于数据的限制，不能获得洛伦兹曲线精确的数学表达式，所以不能采用连续积分的方法，只能采用求面积比值的几何方法来近似计算基尼系数。

在洛伦兹曲线图(图1)中，横轴表示人口百分比的增加，纵轴表示收入百分比的增加，图中对角线OCZ是收入分配绝对平均线，OXZ曲线为绝对不平均线，现实的收入分配状况如ODZ线所示。 基尼系数是依据洛伦兹曲线计算的衡量收入分配不均等程度的一个指标值：

基尼系数=SA/SA+B　(1)

其中，SA为对角线OCZ与ODZ曲线围成的面积，sA+B为三角形OXZ的面积。

分配差距有望缩小。根据方程(6)的系数，两边对In(uexp)求导，可以求出达到“倒U曲线”的转折点(即峰值)时城镇居民人均可支配收入为11542元，此时基尼系数最大为0.451，也就是说以基尼系数衡量的城镇居民收入分配差距在人均可支配收入为11542元的时候达到最大值0.451，此后随着经济水平的进一步发展，城镇居民可支配收入的进一步增加，城镇居民间的收入分配差距将会缩小。据统计资料显示，2005年我国城镇居民人均可支配收入为10493元，还没有达到11542元的顶点，也就是说，近几年城镇居民的收入分配差距正在不断扩大，正处于倒U曲线的前半段，这个差距将在今后或不远的将来达到最大，此后随着经济水平的进一步发展，城镇居民人均可支配收入的不断提高，收入分配差距有望缩小。这个结果暗含的一个前提条件是，方程(6)的所有省份的发展是遵循同一模式。结合其它省份的情况比较，发达省市在政策偏向、资金以及人才的获得方面有着明显的优势，也就是说发达和落后省际之间的经济发展环境差别很大。如果其它省份能够获得与发达省份同样的外部发展环境，随着经济的发展省内、省际之间的收入分配差距将能够得到有效的控制。

四、结论及政策建议

本文首先计算了几种度量收入分配差距的指标，从不同角度的分析得到了我国城镇居民收入分配差距不断扩大的结论。其次估计了我国城镇居民的基尼系数。通过计量经济模型，检验了低、中、高各阶层可支配收入与收入分配差距之间的关系，得出结论：增加中、低收入阶层的可支配收入，遏制高收入阶层可支配收入，可以减小基尼系数，从而降低收入分配差距。进一步通过模型发现，我国发达地区的经济发展和收入分配差距呈现出倒U型规律，说明经济发展达到一定水平，收入分配差距有望缩小。本文建议可以从以下几个方面着手，以减轻收入分配差距过大带来的负面影响：

第一，确保国民经济的持续快速协调健康地发展。没有经济基础做保障，解决收入分配问题是不可能的。前面的实证分析也证实了经济水平发展到一定的阶段能够减轻收入不平等程度。因此，在经济发展过程中去解决收入分配问题是一条可行之路。借鉴东部发达省市经济发展经验，坚持推进西部大开发，振兴东北地区等老工业基地，促进中部地区崛起，鼓励东部地区加快发展，形成东中西互动、优势互补、相互促进、共同发展的新格局，促进区域经济协调发展。

第二，完善市场经济体制，强化对非法收入的打击力度，整顿不合理收入，积极营造公平的竞争环境。行业之间的收入差距与垄断密切相关。2006年6月7日，国务院常务会议审议通过《反垄断法(草案)》，为消除市场准入壁垒，引入竞争机制，创造公平竞争的市场经营环境提供了政策基础。同时，特别要鼓励技术创新、管理等无形资本参与分配，形成良好的收入分配机制。

第三，完善劳动力市场，以全面的信息服务消除失业与职位空缺共存现象。发展教育，特别是注重发展职业教育、继续教育，发展初中等教育，提供转业或再就业培训。完善要素市场，推动行业、职业、专业间的收入均等化：我国各行业中收入水平所以差异较大，主要原因就是各种要素流动性差，特别是城市里的劳动力由于制度、技术、观念上的影响，行业、职业间的流动性很差。要按照市场经济规律的要求，进行产业结构的调整和资源优化配置，增加就业，在正常收入的范围内适当缩小差距。

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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.

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［关键词］消费；协整；误差修正

［中图分类号］F126.1 ［文献标识码］A ［文章编号］1005-6432（2011）23-0140-01

1 引 言

西方经济学对消费理论的研究已有近百年的历史,理论体系已相当成熟。是什么决定了消费量,虽然有相对收入、生命周期、永久收入等多种消费理论,但都强调了收入对消费的重要影响。而最为广泛接受的凯恩斯消费理论,更是把家庭收入作为消费量的具有决定意义的因素。因此,研究居民收入与消费的关系有助于制定正确的收入分配政策与消费政策,以拓展消费领域,改善消费环境,扩大国内需求。本文运用协整理论,对我国改革开放后的居民收入与消费之间的关系进行定量研究。

2 模型建立

2.1 变量选择与数据处理

本文选用1980―2008年的“城镇家庭人均可支配收入”和“城镇家庭平均每人全年消费性支出”作为研究我国城镇居民收入与消费关系的变量,并利用“城镇家庭人均可支配收入指数”和“城市居民消费价格指数”分别将以上两组时间序列数据价格平减为以1980年为基期的实际值,并取变量的自然对数,记为ln_i、ln_c。

2.2 模型选择

先观看两个变量数据处理以后的时间序列图：由右图可以明显看出,经调整后的城镇家庭人均可支配收入和城镇家庭平均每人全年消费性支出具有大致相同的增长和变化趋势,即两个变量间似乎存在一种均衡关系,说明它们之间可能存在协整关系,下面进行协整检验。因为只涉及两个变量,所以可以运用Engle-Granger协整检验两步法。

第一步：变量的平稳性检验。

然后,对et进行单位根检验,et的ADF统计量=-4.697356,这里判断et是否平稳,需要用到Engle-Granger协整检验中残差序列单位根检验的特殊临界值,查表得：

3 模型估计

误差修正模型建立后,需要进行参数估计。先获取误差修正项,具体做法是以ln_ct为因变量,ln_it为自变量进行最小二乘回归。

4 收入与消费的协整关系分析

Δln_ct、Δln_it表示的是消费与收入的增长率,因此,模型估计结果表明,我国“城镇家庭人均可支配收入”每增长1个单位的实际值,“城镇家庭平均每人全年消费性支出”便增长约0.52个单位的实际值,这说明消费在很大程度上依赖于收入,所以刺激消费的最根本办法是提高居民可支配收入水平,短期的消费政策刺激带来的消费增加,在下一期会因为消费与收入的长期均衡关系而减少。ecm前的系数λ=-0.198536,表明模型系统可以消除前一期消费约20%的非均衡水平,修正速度不是很快，一方面表明消费偏离均衡程度较小,另一方面表明消费习惯存在黏性。在制定消费刺激政策时要充分重视消费习惯黏性的影响,出台符合居民消费习惯的消费刺激项目。

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关键词：城镇居民收入；消费；单位根；协整检验；格兰杰因果检验

一、引言

阿拉善盟是所辖盟，地处内蒙古最西端。改革开放以来，阿拉善盟经济发展迅速，城镇居民收入持续提高，消费水平不断提升。2013年，阿拉善盟城镇居民人均可支配收入为29444.19元，较2012年增长9.65%。人均消费性支出24458.58元，较2012年增长9.34%。阿拉善盟的经济发展水平位居全区前列，继续提高城镇居民可支配收入，刺激消费，是促进全盟、全区乃至全国经济发展的重要保证。本文运用相关分析方法，对阿拉善盟城镇居民人均可支配收入与消费的关系进行研究。

二、理论综述

在实证研究中，时间序列数据通常不平稳。但由于受某些共同因素的影响，在时间上表现出共同的趋势，因此它们的某种线性组合可能是平稳的，即存在协整关系。对数据进行单位根检验是进行协整检验的前提。对于非平稳的时间序列数据，差分方法可以将其化为平稳序列，然后才可建立经典的回归模型进行分析。建立误差修正模型，需要首先对变量进行协整分析，以发现变量之间长期均衡关系，并以这种关系构成误差修正项。如果变量之间存在协整关系，则它们之间的短期动态均衡关系表述为：

格兰杰因果检验是考察两个变量之间是一个变量过去的行为在影响另一个变量的当前行为，还是双方的过去行为在相互影响着对方的当前行为。本文将用以上方法对相关数据进行分析。

三、数据来源、模型的建立与分析

（一）数据来源与处理

本文选取阿拉善盟城镇居民人均可支配收入（X）和人均消费支出（Y）为变量。并运用Eviews软件进分析。数据来源于1995～2013年《阿拉善盟统计年鉴》，且所有数据保留2位小数。

（二）平稳性检验

为避免时间序列数据的不平稳性，首先运用ADF检验法进行检验。结果如表1。变量X和Y的水平序列都是二阶单整（2）的，因此，不能使用传统方法建立模型。

（三）协整检验

本文采用EG两步法对变量进行协整分析：

由上式可知，拟合优度很好，且不存在序列相关性，若变量Y、X存在协整关系，则模型（3）中的残差项应具有平稳性。对残差项m做单位根检验，结果如表2所示。

由表2可知，残差序列m的ADF检验统计量在10%显著水平下小于临界值。表明变量之间存在着唯一的协整关系。

（四）建立误差修正模型

由于序列Y、X二者之间存在唯一的协整关系，因此可以建立误差修正模型。表述如式（5）：

式（5）反映了Y与X之间短期动态均衡关系。模型拟合优度为0.7603。结论真实可信。

（五）格兰杰因果关系检验

变量之间的因果关系检验，结果如表3所示。

表3结果说明，阿拉善盟地区城镇居民人均可支配收入的增加，直接导致消费的增加，反过来消费并不是人均可支配收入的格兰杰原因。

四、结论

第一，阿拉善盟城镇居民人均可支配收入与消费支出之间存在协整关系，虽然短期内有所波动，但长期保持着均衡稳定的关系。说明城镇居民的收入水平制约着消费水平。增加消费支出须建立在收入提高的基础上。第二，由误差修正模型可知，误差修正项系数为负，即-0.54。说明当偏离长期均衡状态时，误差修正项将对偏离进行调整，且调整力度较大。第三，由ΔX的系数0.79可知，城镇居民本期的收入水平对本期的消费水平影响较大，即当收入增加，其增加额的79%将用于消费。在长期，居民仍会将增加的收入用于储蓄，导致消费支出有所下降。此时就要求政府调整政策，促使居民消费，刺激经济发展，形成良性循环。第四，通过格兰杰检验可知，城镇居民人均可支配收入是消费支出的格兰杰原因，居民收入的增加可以直接导致消费支出的增加。而消费支出并不是收入的格兰杰原因。

参考文献：

[1]胡鹏，陈绍刚.四川省城镇居民收入与消费关系研究[J].现代商贸工业，2008（01）.

[2]袁霓.我国城镇居民收入与消费关系的协整研究[J].技术经济与管理研究，2005（05）.

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关键词：城镇居民 收入差距 趋势 原因 对策

重庆市万州区位于三峡库区腹心，是长江上游地区中心城市。随着三峡工程的完工，万州区近年来的经济发展速度不断加快，人民的收入也随着经济的发展不断提高。

根据《2013年重庆市万州区国民经济和社会发展统计公报》万州生产总值702.03亿元，经济总量列全市第4位，按可比价格计算，比上年增长12.5%，比全国、全市分别高4.8和0.2个百分点。按常住人口计算，人均万州生产总值44172元，按2013年平均汇率计算，人均万州生产总值突破7000美元，达到7132美元。城乡居民收入不断增加。城镇居民人均可支配收入24224元，增长11.0%。但居民之间的收入差距也出现了扩大的趋势，不同家庭之间的生活水平与消费结构出现了很大的差异。本文将就万州区城镇居民收入差距的变化进行分析以及应采取的对策进行研究。

一、城镇居民收入水平与收入差距状

我从万州区城市调查队得到1000户低收入家庭和1000户高收入家庭2010-2014年家庭收入资料，样本具有代表性，可以作为收入差距研究的样本。

从上表的资料可以看出，从2010年到2014年，虽然高收入家庭和低收入家庭的人均年收入都呈增长趋势，但显然高收入家庭收入增长速度更快，高、低收入家庭之间的差距呈增大的趋势，这应该引起有关部门的高度重视。

城镇居民家庭收入主要来源依次为：工资收入、经营净收入、财产收入和转移收入。根据万州区统计局的资料，万州区2010-2014年四项收入的所占比重如下表：

从表1可以看出，居民家庭收入中，工资收和转移收入合计占到很大比重，是居民收入的主要组成部分。同时对于高收入家庭和低收入家庭来说，四大收入渠道的支撑度和依赖性不一，我将就对高收入家庭和低收入家庭进行分析。

1.工资收入是居民家庭收入的最主要来源，也是产生收入差距的主要原因

根据前面得到的样本资料分析，2014年万州区城镇居民高收入家庭人均工资收入16296元，是低收入家庭人均工资收入6252元的2.6倍。从这个数据我们可以看出，虽然在不同收入阶层工资收入都是收入主要来源，但对于低收入家庭来说，本来就不高的工资是家庭最主要的经济来源，而高收入家庭，除了较高的工资收入以外，其它方面的收入也远远高于低收入家庭。

2.转移收入也是不同家庭收入差距产生的重要原因。

2014年万州区高收入家庭年人均转移性收入9740元，是低收入家庭2328元的4.18倍。两大社会阶层转移收入占年人均总收入比重分别为26.5%和24.5%。高收入家庭转移收入主要是养老或离退休金、住房公积金和亲友捐赠收入，而低收入家庭的转移收入则由养老或离退休金、社会救济、最低生活保障、赡养收入和亲友捐赠综合组成。

3.经营净收入是低收入家庭重要经济补充。

2014年，万州区城镇居民人均经营净收入4520元，其中高收入家庭人均经营净收入4264元，占年人均总收入的11.6%;低收入家庭年人均经营净收入1387元，占年人均总收入的14.6%，高出高收入家庭3个百分点。可见小本经营的微利收入已成为低收入家庭重要的收入来源和补充。

4.财产性收入与高收入家庭“结缘”。

2014年万州区城镇居民人均财产收入123元，占年人均总收入1.6%。其中高收入家庭人均财产性收入393元，占年人均总收入的1.06%。不仅低收入家庭，就连中等收入群体也基本上属于空白。

二、万州区城镇居民收入差距变化的原因分析

通过分别对高收入家庭与低收入家庭进行入户调查，可以分析居民收入差距产生的原因主要有以下几个方面。

1.三峡工程引起的搬迁、移民对居民的收入有较大影响

万州区位于三峡库区腹心地代，是库区中移民搬迁人数最多的地区，同时很多企业为了避免库区水质污染以及改制等各种原因关停、破产，从而导致很多企业工人下岗，而这部分工人由于年龄偏大而且自身文化技能相对较低，因此这部分人员及其及家庭的收入处于低收入水平。

2.不同工作部门和工作单位对居民收入差距的影响

居民收入的最重要组成部分是工资收入。居民工作的性质主要有机关企事业单位、国有企业、非公有制企业、个体小商户等几个方面，不同的工作单位造成了居民收入差距很大。

3.政府政策方面对居民收入差距的影响

首先，社会福利保障政策。和其他国家相比，我国的福利保障政策显得不足，比如居民的养老金，很多年龄较大的居民由于过去没有交纳足够的养老保险金，因此在他们年老以后只能领取很少的养老金。其次是税收政策。目前我国个人税收的再分配效应不仅没有减少居民收入之间的差距，反而起到了扩大收入差距的负作用。

4.教育对居民收入差距的影响

经过大量相关研究已经证明，居民的收入与其受教育程度呈现正相关关系。居民受过良好教育特别是大学教育或者受过专业技能教育的人群比其它人群更能找到工资收入更高的工作。市场化的技术和技能能为居民带来更高的收入。

篇9

论文关键词：协整，居民收入，消费，误差修正模型

 

一．引言

上海作为中国的国际化大都市，在变革中得到了长足的发展，取得了骄人的成绩，居民收入与消费水平不断提高。目前国际金融危机虽然有所好转，但还处于逐步恢复阶段误差修正模型，扩大内需还是保持经济增长是根本之策，然而较低的居民消费水平限制了市场的开发。改革开放以来,上海城镇居民的平均消费倾向总体上呈波动下降的趋势。其影响因素很多,但收入是影响消费的最主要的因素。消费水平没有充分开发直接影响上海经济的健康稳定发展。因此，研究收入和消费的关系有利于进一步了解国内消费市场，从而制定准确的收入分配政策和消费政策。本文根据凯恩斯的绝对收入假说，以上海为例，对居民收入与消费之间关系进行分析与建模，最后得出相应的政策建议。

二．样本数据

本文选用1978～2008 年上海城镇居民“人均可支配收入( Y) ”和“人均消费支出(C) ”,利用以1978 年为基期的上海城镇居民消费价格指数(P) ,令Yt= ( Y/ P)×100 和Ct = (C/ P) ×100 ,即得剔除价格因素后的实际收入( Yt ) 和实际消费(Ct )。为了减少数据处理中的误差，尤其是异方差，对原始数据分别取自然对数，得到实际收入（lnYt）和实际消费(lnCt)。其变动的趋势见图1误差修正模型，由此可以看出,它们都是带有趋势的非平稳序列。应用的计量分析工具是专业计量软件Eviews6.0。

图1 lnYt和lnCt 走势图图2 lnYt和lnCt 走势图

三．实证分析

（一）平稳---单位根检验

从原始序列变量图，可直观看出其不平稳的态势。时间序列计量分析需要样本是平稳的单位根过程，否则就存在“伪回归”问题。对两者进行一阶差分后, lnYt 和lnCt 相应序列图如图2 所示。由图看出,经过一阶差分后,两者图形渐趋平稳。进一步对各变量进行单位根检验以确定其是否为I（1）过程。单位根检验采用ADF检验法，单位根检验最佳滞后阶数按照AIC（Akaike Information Criterion）准则确定，AIC值越小，则滞后阶数越佳。ADF单位根检验结果见表1。

表1 lnYtt、lnCt 及其一阶差分的单位根检验结果

 

变量

检验形式（c,t,*)

ADF值

5%临界值

结论

lnYt

(c,t,1)

-3.07131

-3.574244

不平稳

lnCt

(c,t,1)

-2.972389

-3.574244

不平稳

lnYt

(c,0,1)

-4.561073

-2.967767

平稳

lnCt

(c,0,1)

-4.254837

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关键词：截面数据 江苏省 收入差距 实证分析

一、引言

目前我国的经济总量位居世界第二,人均GDP达4000美元,已进入中等偏低收入国家行列;但居民收入和劳动报酬在我国GDP总量中所占的比重分别为57%和47%左右，所占份额并不高，并且呈现出持续下降的趋势。

而江苏省的经济状况比较全国，显然具有明显的优势。江苏地处长三角地区，位于上海临近腹地之中。2011年度江苏全省GDP达到了40903亿元，人均5.2万元左右，根据当时汇率折算相当于7700美元，并且江苏是城乡收入差距最小的省份之一。

但是不可否认江苏省也存在一定程度上的贫富收入差距，这其中以地区之间经济的差距以及城乡之间的差距最为明显。根据江苏省发展和改革委员会的划分，江苏省的十三地级市中的南京、镇江、苏州、无锡和常州五市是苏南地区，扬州、泰州和南通三市是苏中地区，徐州、连云港、宿迁、淮安和盐城五市是苏北地区。根据《江苏省统计年鉴》计算可知，苏南的人均GDP大约是苏中地区的两倍，而苏中地区又是苏北地区的大约两倍，可知经济发达的江苏省内地区之间发展亦很不均衡。与此同时，江苏省的居民收入差距虽然在逐年不断减小，但之间的差距仍然非常巨大，而且二元结构存在依然很明显，尤其是苏北地区，情况尤其突出。2010年江苏居民收入调查结果：城市、农村居民人均可支配收入差距在缩小，由2.57：1降至2.52：1。比较我国台湾地区以及日韩，江苏省的城市、农村收入差距还是非常明显的。但是，关于江苏省地区、城乡收入差距的的研究并不是非常充裕，因此也亟待江苏以及其他地区的学者挖掘、指点。

二、相关文献概述

江苏省的经济在经历经济危机之后，增长全面企稳。经济总量保持平稳较快增长，经济增长质量和效益不断提高，省内经济回升向好势头进一步巩固。虽然全省各地的经济都在增长，但是各地之间的贫富收入差距以及城乡收入差距依然很明显。2009年江苏省内人均GDP最高的苏州市是宿迁市的4.79倍，城镇居民的可支配收入是农民纯收入的2.05倍。

陈丹立等人的《江苏城乡收入差距影响因素实证研究》指出从长期均衡关系来看,政府转移支付和城乡收入差距有重要的正相关关系，城市化水平和城乡收入差距有着正相关关系，从长期均衡关系来看,财政收入中用于科教文卫支出和城乡收入差距有着负向关系。其中强调了政府工作对改善城乡收入差距缩小的巨大作用。

姚雯霄的《浅谈江苏城乡收入差距及对策建议》中提到要求政府控制农资价格上涨，降低农业生产成本为农民增收广开财路，并加强农民的社会保障体制。从根本上来看并没有依据实证发展提供更好更全的思路。

三、江苏省收入地区收入情况分析

一条长江把江苏省分为了传统意义上的苏南和苏北，九十年代之后，江苏省广大面积化为极具不匹配的两块，不能体现出各地之间的差异。所以，现在通行的划分为苏南、苏中以及苏北。苏南历来是鱼米之乡，并成为我国现代化建设的先导地区之一。而苏中地区是承接苏南产业转移的直接地区，经济发展水平也相对发达。而处于最北边的苏北地区，发展的底子薄弱，人口众多，工业化城市化起步较晚，发展压力较大，很长时间也没有纳入长三角的范围，离中心城市距离较远，所以是江苏省内最不发达的板块。

最高的苏州市城镇人均可支配收入是最低的宿迁市城镇人均可支配收入的2.4倍，同样苏州市的农村居民人均纯收入是宿迁市的2.14倍。江苏省地区之间之间收入差距还是相当巨大的。苏南地区的人均收入明显要高于苏中地区，而苏中地区也同样要高于苏北地区。

城乡之间的收入差距稳定在2.14左右，城乡差距最大的南京市，城镇居民可支配收入是农村居民纯收入的2.5倍。城乡差距最小的宿迁市，城镇居民可支配收入是农村居民纯收入的1.8倍。可见，江苏省城乡收入差距还是很大的，二元经济结构还是相当明显的。

四、基于截面数据关于江苏省农村居民收入影响因素的实证研究

根据以上数据，加入两个区位因素导致的虚拟变量x7和x8，其中x7=1，该市属于苏南地区0，该市不属苏南地区，x8=1，该市属于苏中地区0，该市不属苏中地区，y1是农民人均收入。

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

残差平方项e2对解释变量log（x1）、log（x2）、log（x3）、log（x4）、log（x5）的散点图主要分布图形中的下三角部分，可以看出残差平方项e2随着log（xi）（i=1,2,3,4,5）的变动呈增大的趋势，因此，模型存在异方差。

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

与此同时，经过检验发现x1、x2、x3、x5高度相关

运用逐步回归法确定选择变量，舍弃变量x3，得到模型log（y1）=b1log（x1）+b2log（x2）+b4log（x4）+b5log（x5）+ b6x6+b7x7+C，也说明城镇固定资产对农村居民的收入影响不是很大。运用计量软件EVIEWS对上述数据进行最小二乘法回归。

0.11217X7。

所剩下的四个变量都比较明显，拟合度也达到了0.978455。F值达到了90.83088，p值为0.000001，也非常明显。考虑到是运用的是截面数据进行，所以要做使用White检验，计算结果如下：P值为0.495104，大于显著性水平0.05，拒绝存在异方差的原假设。可知，此模型已经成立。

由上述模型分析可知，江苏省农民的纯收入和人均GDP以及人均存款关系非常明显，而分析到工业化水平的时候发现农民的收入并没有随工业化水平的提高而增收，明显的体现出中国二元经济的特点，很可能是江苏地区的工业的产成品和原料大多都是舶来品，而江苏地区的工业很多都承担着加工商的角色，没有能够带动农村地区的发展。与此同时，苏中地区的农民收入要比同条件下的苏南和苏北更低，说明相比而言，实际上苏中优良区位因素反而使得农民收入减少，苏南、南京和上海发展并没有明显使得农村居民受到好处，经济发展没有转化成农村居民收入。

五、基于截面数据关于江苏省城镇居民收入影响因素的实证研究

由表3数据加入两个区位因素导致的虚拟变量x7和x8，其中x7=1，该市属于苏南地区0，该市不属苏南地区，x8=1，该市属于苏中地区0，该市不属苏中地区，y2是城镇居民人均可支配收入，建立模型y2=b1x1+b2x2+b3x3+b4x4+b5x5+b6x6+b7x7+C。

对x1、x2、x3、x4、x5进行异方差检验，残差平方项e2对解释变量log（x1）、log（x2）、log（x3）、log（x4）、log（x5）的散点图主要分布图形中的下三角部分，可以看出残差平方项e2随着log（xi）（i=1,2,3,4,5）的变动呈增大的趋势，因此，模型存在异方差。故用对数法进行修正得到以下模型：

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

与此同时，经过检验发现x1、x2、x3、x5高度相关。

运用逐步回归法确定选择变量，舍弃变量x3，得到模型log（y1）=b1log（x1）+ b2log（x2）+b4log（x4）+b5log（x5）+b6x6+b7x7+C，也说明城镇固定资产对农村居民的收入影响不是很大。运用计量软件EVIEWS对上述数据进行最小二乘法回归。

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

所剩下的三个变量都比较明显，拟合度也达到了0.981879。F值达到了162.5524，p值为0，也非常明显。考虑到是运用的是截面数据进行，所以要做使用White检验，P值为0.21579，大于显著性水平0.05，拒绝存在异方差的原假设。可知，此模型已经成立。

由上述模型分析可知，江苏省城镇居民收入和人均存款关系紧密，也可以证明银行的储蓄主要是来自城镇居民，而人均生产总值并没有成为不是城镇居民收入的主要因素，很大一部分原因我省众多城市GDP的附加值很低，不能有利带动城镇居民收入水平。这里也体现出中国二元经济的特点，很可能是江苏地区的工业的产成品和原料大多都是舶来品，而江苏地区的工业很多都承担着加工商的角色，没有能够带动城镇地区的发展。与此同时，苏中地区的城镇居民可支配收入要比同条件下的苏南和苏北更低，说明相比而言，实际上苏中优良区位因素反而使得居民收入减少，经济发展并没有明显使得城镇居民受到好处，苏中地区的工资水平和企业家利润空间偏低。

六、对实证结果的讨论和政策建议

由上文的实证可以知道农村居民增收主要还是靠经济增长来带动，GDP的增长速度能极大地带动农村居民的增收。而城镇居民的收入增长的来源主要是储蓄额的增加，也就是社会投资的增加额，而GDP的增加仅仅是第二位的。所以当前帮助缩小城乡收入差距的主要方法还是要极大的依赖于GDP的增长速度。

江苏省得经济二元结构依然很明显，尤其是苏北苏中地区，农村发展还相对落后，依赖于GDP增长来减少城乡收入差距不是长久之计，最重要的是打破二元经济的结构。

首先，要打破资源配置过度倾斜。

资源倾斜配置状态长期以来一直存在经济发展的过程中，是大多数国家特别是发展中国家在进行工业化的一种战略。但是过度的资源倾斜将导致经济二元强度增大，对经济发展产生不利影响。但实际上政府的资源一直是严重的倾斜于城市和工业，具体表现在城市工业工资大大超过农业工资，造成了资本利润率大大下降，难以构成刘易斯所谓的经济增长源泉。二元结构的消除主要是靠在工业发展到一定阶段后，工业对农业的支持。所以，现今要强调工业反哺农业农业的重要性，注重江苏省内农村建设，农民增收和农业稳定发展

其次，要打破户籍限制。

按照刘易斯的经济增长模型，一国经济发展必然伴随着农业剩余人口向非农的转移。因为只有农业剩余人口向非农转移才会使农业生产规模化和现代化，才能加速二元向一元的转化。户籍现今已经成为阻止人员流动的一大重要因素，对二元经济的加强起到了重要作用。只有打破传统的户籍限制才能真正打破城乡二元经济，推动农村居民增收，缩小城乡差距。

最后，政府要制定政策扭转二元经济。

江苏省二元经济在沿着刘易斯经济发展模型的路径中受到很多的制约因素，经济的一元化不能按其途径顺利进行，因此造成了二元经济结构刚性。二元刚性的加固，不仅对工业化进程造成了严重的障碍，而且也对社会的稳定造成了一定的压力。因此对于中国二元经济结构刚性问题因该引起高度的重视。

由于市场经济不能自动的消除二元经济结构，所以政府在此过程中应该起主导作用。在今后的政策中要注意以下几点：工业应该支持农业的发展；加快城市化发展进程；积极扩大城市非正规就业空间；切实转换农民的身份，使其真正的参与经济的发展过程和分享经济发展的成果。

参考文献：

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[4]陈丹立、周雷、余珊萍. 江苏城乡收入差距影响因素实证研究［J］．问题研究，2007年12期

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[6] 王小鲁．我国收入分配现状、趋势及改革趋势［J］．中国市场杂志社出版．2010年第20期

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