城镇居民收入
前言：想要写出一篇令人眼前一亮的文章吗？我们特意为您整理了5篇城镇居民收入范文，相信会为您的写作带来帮助，发现更多的写作思路和灵感。
城镇居民收入范文第1篇
摘要：为反映盐城市城镇居民家庭收入状况，为党委、政府提供改善民生提供科学决策依据。本文结合城镇住户调查资料对盐城城镇居民收入状况进行了分析，总结了影响收入增长的几点因素，提出了增加居民收入的对策建议。
关键词：家庭账本；城镇居民收入
随着收入倍增计划的深入实施，各项惠民政策的落实到位，2012年我市城镇居民人均可支配收入继续保持稳定增长。经省级评估反馈的全市千户城镇住户抽样调查资料汇总结果表明，全年城镇居民人均可支配收入首次突破20000万元，达21941元，比上年增加2527元，名义增长130%，剔除价格上涨影响，实际增长99%。
一、实现年度确保目标，未达五年倍增时序进度。
与确保增长13%、力争增长14%的年度目标相比，2012年全市城镇居民人均可支配收入顺利实现确保目标，没有达到力争目标。与“十二五”居民收入倍增要求的149%年递增率相比，则低19个百分点。这已是我市连续两年未能达到时序进度，2011年的增幅为146%，比要求低03个百分点。“十二五”已过去两年，按进度累计增幅应达32%，而实际只有295%，已欠25个百分点，势必为未来3年城镇居民收入的增长带来巨大压力。
二、收入水平高于苏北、低于全省全国，收入增幅低于苏北、高于全省全国。
省级反馈资料表明，2012年我市城镇居民人均可支配收入水平在苏北5市中仍居第1位，在全省13个省辖市中仍居第9位，比省内最高的苏州市（39079元）低439%，比全省平均水平（29677元）低261%，比全国平均水平（24565元）低107%，比苏北平均水平（20822元）高54%。
2012年我市城镇居民人均可支配收入增幅在省内低于宿迁市（135%）、淮安市（132%）、徐州市（131%），在全省和苏北均列第四位。比全省平均增幅（127%）高03个百分点，比全国平均增幅（126%）高04个百分点，比苏北平均增幅（131%）低01个百分点。
三、各地收入全面增长，增幅位居全省前列。
各地城镇居民人均可支配收入水平均登上一个新台阶。省级反馈资料表明，2012年市区城市居民人均可支配收入已达25867元，各县（市、区）城镇居民人均可支配收入水平依次为：响水18207元、阜宁18253元、滨海19090元、射阳19373元、建湖21215元、大丰22471元、东台23867元、盐都23881元，亭湖26356元。
各地收入全面增长，增幅在全省位居前列。市区城镇居民人均可支配收入增长132%，各县（市、区）城镇居民人均可支配收入增幅依次为：东台、大丰、亭湖为132%，在全省并列第14位，盐都、射阳、滨海为131%，在全省并列第19位，响水、阜宁、建湖为130%，在全省并列第27位。
四、四大收入全面提高，工薪收入仍是基础。
1、工资性收入增长贡献过半。2012年，全市城镇居民人均工资性收入13304元，比上年增加1554元，增长132%，对人均总收入增长的贡献率达544%。占人均总收入的比重仍达566%，比上年微降03个百分点。工资性收入的增长主要得益于企业职工工资的增长，上年年终奖金的提高，以及其他事业单位绩效工资改革到位增资、补发等因素。
2、经营净收入增长稳定。2012年，全市城镇居民人均经营净收入4026元，比上年增加417元，增长116%，对总收入的贡献率为146%。经营净收入增长较快主要得益于创业环境的改善和相关扶持政策的完善，以及人们就业观念的转变。
3、财产性收入增长较快。2012年，全市城镇居民人均财产性收入603元，比上年增加103元，增长205%，对总收入的贡献率为36%。财产性收入之所以增长最快，兑现新长铁路借资利息是重要因素之一。
4、转移性收入政策性增长因素较多。2012年，全市城镇居民人均转移性收入5584元，比上年增加784元，增长163%，对总收入的贡献率为274%。主要政策性增长因素有以下几方面：一是国家连续第七次提高企业离退休人员的养老金或离退休金；二是事业单位退休人员绩效工资改革兑现及补发因素；三是城镇居民最低生活保障标准的进一步提高；四是各级党委、政府及社会各界对困难群体的转移支付的增加。此外，在外打工人员寄回或带回的收入增加，居民间的人情交往加码等在一定程度上也增加了居民人均转移性收入。
五、影响收入增长的主要因素
2012年，城镇居民增收因素较多，但不利因素也的影响。
1、经济形势严峻。当前国际国内宏观经济形势严峻，对我市也产生了一定程度的影响，部分企业生产经营困难，效益下滑，影响了企业职工工资的提高。
2、政策尚不到位。由于国际国内宏观经济形势严峻，2012年，虽然提高了最低工资标准，但没有下达企业职工工资增长指导线，造成有些企业对提高职工工资等待观望不积极。
3、基期水平较高。上年我市市区和部分县（市）提高了公务员等行政事业单位职工的津补贴，基数较高，在一定程度上也影响了2012年的增幅。
4、社保缴费增加。可支配收入是家庭总收入扣除个人所得税和社会保障支出之后的收入2012年我市提高了职工公积金的缴费比例，从长期看，可增加城镇居民的收益，但对当年人均可支配收入却会产生负面影响。
5、上级评估收紧。前三季度省级反馈的我市城镇居民人均可支配收入增幅仍达156%，由于宏观经济形势严峻，加之江苏城镇居民收入增幅全国领先，到年底省级评估急剧收紧，导致我市全年增幅大幅下挫了26个百分点。
六、提高居民收入的几点建议
1、建立工资增长的长效机制。工资性收入是我市城镇居民收入的主要来源，也是支撑居民收入增长的主要动力。为保障城镇居民收入持续稳定增长，应加大改革力度，加快调资步伐，提高薪资标准，缩小与发达地区的差距，运用政策手段，建立增长工资的长效机制，保障居民收入持续较快增长。
2、积极帮扶低收入家庭成员就业。低收入家庭就业率低，负担重是造成收入低的主要原因。建议加大对低收入家庭成员就业培训，提高他们的就业能力。财政适当投入资金，购买一些公益岗位，安排低收入家庭成员就业。积极鼓励自主创业、灵活就业。
3、继续大力支持个体私营经济。家庭经营收入历来是我市城镇居民收入增长的能动因素，要在资金、税收等政策上继续给予优惠待遇。
城镇居民收入范文第2篇
在发达国家,1968年至1992年,美国的基尼系数上升了3.5个百分点;英国的基尼系数则在1977年至1991年期间上升10个百分点(Atkinson,1997)。在发展中国家中,中国出现了收入不平等上升的类似趋势。例如,从1984年相对较低的基尼系数25.7(百分比,下同)上升到1992年的37.8。在这短短8年内,上升了12个百分点,并且继续保持上升势头(Li,SquireandZou,1998)。但也有些国家收入分配变化不大,比如印度,四十年间(1951-1992)基尼系数以均值32.6和标准差2.0波动,几乎保持不变。中国1978年至1994年的GDP实际增长率达到9.86%。一些经济学家认为,这种经济增长与收入分配不平等的正相关关系否定了Alesina和Rodrik(1994),Persson和Tabellini(1994)基于国际横截面数据的、收入增长与不均等之间显著的负相关关系。增长与不平等呈正相关也与颇有影响的世行报告《东亚的奇迹》(世界银行,1993)的结论相矛盾,该报告指出,经济增长与不包括中国在内的8个东亚国家低的且下降的收入不平等相联系(Li,SquireandZou,1998)。我们知道,收入分配不平等与经济福利有很大关系。按照Atikinson定理,均值相等的情况下,方差越小,福利越高。即是说,在不考虑收入分配是促进或抑制经济增长的情况下,不平等程度越高,社会的经济福利越低。因此,如果经济增长比较快,但不平等程度并不高甚至出现下降趋势,经济福利显然提高比较快。然而,它们之间究竟是一种什么关系在理论上还有较多争论。本文主要从实证的角度分析中国转型期的收入分配不平等与经济增长的关系,同时力图发现对经济增长有贡献,同时对改善收入分配有正面影响的因素。公平与效率的矛盾并不是绝对的,至少在一定发阶段有必要重点协调两者的关系。
二、实证分析:中国城镇居民收入分配与经济增长
1.非经典时间序列分析
为了证实或探寻经济增长及伴随经济增长的各种因素对于收入分配不平等程度的影响,我们借助新近发展起来的、非经典时间序列方法(Engle,R.和C.Granger,1987),充分展示有限变量样本数据本身所隐藏的巨大信息。在后面我们将会看到,计量结果为我们判明了经济增长、不平等本身(滞后)和各种复杂的因素对于不平等的影响程度。为了便于与本文后面进一步经验分析时间段基本一致,同时也为了使样本时间序列足够长,我们使用了已有的1978-1995年城镇基尼数据集(李实等,2000;任才方等,1996。以下基尼系数用Gini表示)。lnXt=α+βt+(ρ-1)lnXt-1+∑Pi=1θilnXt-i+εt(3.1.1)lnXt=α+(ρ-1)lnXt-1+∑Pi=1θilnXt-i+εt(3.1.2)lnXt=(ρ-1)lnXt-1+∑Pi=1θilnXt-i+εt(3.1.3)2lnXt=α+βt+(ρ-1)lnXt-1+∑Pi=1θi2lnXt-i+εt(3.1.4)2lnXt=α+(ρ-1)lnXt-1+∑Pi=1θi2lnXt-i+εt(3.1.5)2lnXt=(ρ-1)lnXt-1+∑Pi=1θi2lnXt-i+εt(3.1.6)lnGinit=C(1)lnGinit+C(2)lnYt+C(3)ecm1+εt(3.1.7)式中,Xt表示历年基尼或(名义)国内生产总值构成的向量。t为时间趋势项,ρ=1为单位根假设,εt为白噪声。取ρ=1,利用(3.1.1)(3.1.2)(3.1.3),利用ADF检验(增广的Dickey-Fuller检验),我们发现线性化以后的城镇基尼系数和国内生产总值都不能拒绝存在单位根(unitroot)假设。但是,当我们利用(3.1.4)(3.1.5)(3.1.6)对差分后时间序列做ADF检验时,发现两者都拒绝存在单位根假设。这表明,lnGinit和lnYt都为一阶单整(integration)序列。根据同积(cointegration,又译协整)理论(Engle.R,andC.Granger,1987),两者之间存在同积关系。换句话说,这里利用经验数据的理论结果是LnGinit和lnYt存在长期均衡关系(3.1.8),且显著性强。方程如下:lnGini=0.2722lnY+0.4398(3.1.8)求出误差修正序列(ecm):ecml=LnGini-0.2722lnY-0.4398(3.1.9)建立误差修正模型(ECM):lnGin^it=-0.3832lnGin^it-1+0.3886lnYt+0.6819ecml(3.1.10)在5%水平(滞后项在10%水平),各项检验通过。该模型(3.1.10)反映短期关系,包括滞后的基尼、增长和修正因素(比如改革和政策等)。
长期均衡可否改变?在第二部分进一步的实证分析中将看到,由于一些与经济增长关系密切的重要因素对于基尼有较大影响,这种均衡关系可能会在较长时期内保持。但是,中国正处于转型期,经济增长和社会稳定都很重要,并不是所有改革措施都只有利于经济增长而不利于改善收入分配,至少存在一些对经济增长无害但抑制基尼短期大幅度上升的因素。为此,我们把注意力放在短期关系上。误差修正项系数高,说明短期可调整的力度强。误差修正项正是本模型的优势所在。一般认为至少应该从三方面因素考察对收入分配的效应(赵人伟、李实,1998):(1)经济增长或发展;(2)经济改革或体制变迁;(3)经济政策及其变化。我们的短期模型通过ΔlnGDP反映(1),ecm1项反映(2)和(3),另外还考虑了自身影响。ECM模型反映,除经济增长本身对基尼有正向影响以外,收入不平等(增量)有一种自我抑制的机制(逆向机制)。1978-1980:初期,改革和政策倾向于不平等(让一部分人先富起来)。1981-1986:早期,农村改革效果显现,展开,沿海开放初步见成效,除个别年份外(1985年),改革和政策倾向于降低收入差距。1987以后:现期,其中1987年至1994年,经济继续高速增长,改革和政策倾向于提高收入差距。1995年的数据则表明可以在更高收入水平时实施有利于减缓收入的改革和政策。究竟哪些因素既有利于经济增长又有利于减缓不平等?或者,有哪些因素对经济增长无明显不良影响但有利于公平呢?从ECM来看,这样的因素应该是存在的。比如说,农村劳动力流动对城乡差距的缩小的作用是明显的(赵人伟、李实,1998)。我们的模型设定中采用城镇基尼系数作为被解释变量(与后文进一步分析一致),不直接反映农村基尼系数变动,但在劳动力流动的情况下,我们可以在一定程度上把后者看作是前者的一种“外溢”,在李实等使用的1978-1995年城镇和农村基尼系数数据集中反映了这一点(李实等,2000)。因此,我们将讨论的重点放在城镇。现在我们讨论不平等对于经济增长的影响。由于方法同上,所以不再详细加以说明。经济增长受上期增长影响明显。
城市收入分配差距扩大非常显著地促进经济增长。至少可以这么说,受诸多因素影响,中国经济快速增长,而这些因素往往难以避免地起到扩大收入分配的作用;如果要削弱这些因素地影响,尽管不难抑制分配差距的扩大,但会降低经济增长率。我们在后文检验这样的因素。从ECM2的结果不难看出,改革开放以来,政策总体倾向于确保经济增长,并且在1984年到1994年期间呈非常明显的上升趋势。然而,计量结果表明,ECM2的回归系数(0.006979)并不高,种种实际加速刺激经济增长的短期政策措施对经济增长的影响并不大。D(GDP1)=0.508455D(GDP(-1))+0.583252D(TOWN1)+0.006979ECM2为了加快经济增长,1978-1995年的政策倾向于“利用”或“容忍”收入分配不平等产生的激励和风险效果,不平等于经济增长呈正相关关系。相比之下,在1984-1994年这十年期间政策倾向于不惜成本或交易费用,采取“粗放”的方式来推动经济增长,但这种方式的其效果是非常有限的,也难以持久。这在ECM2趋势图中有特别明显的表现。
2.运用PLS技术处理多变量因素对于收入分配的影响
20世纪90年代兴盛的一种理论分析方法是PLS(PartialLeast-SquiresRegression)技术,可以消除变量之间的多重相关性。PLS技术最初产生于化学领域,创始人是S.Wold和C.Albano等。在利用分光镜来预测化学样本的组成时,作为解释变量的红外区反射光谱的波长常有几百个,往往超过化学样本的个数;所造成的多重共线性使得人们很难利用传统的最小二乘回归方法。通常,人们认为主成分(主分量)方法是最理想的克服多重共线性的方法,在经济分析中广泛采用。然而,运用主成分(主分量)方法的应用结果大多不尽人意。主要原因在于,采用主成分分析提取的主成分,由于完全没有考虑与因变量的关系,虽然能很好地解释自变量系统中提供的信息,却往往对因变量缺乏解释能力。PLS技术则能在很好地概括自变量系统的同时,最好地解释因变量,并排除系统中的噪声干扰。PLS技术被称做第二代回归分析方法。目前在自然科学领域取得了广泛应用并获得非常良好的效果。我们认为,影响收入分配和经济增长的因数都非常多,运用PLS技术可以充分剖析主要经济因素对于收入分配不平等和经济增长各自的影响方向和程度。我们以1978-1985年的基尼系数(Gini)和(名义)GDP分别作为被解释变量,以X1至X8作为解释变量,发现两个多元回归的普通OLS估计都有比较明显的多重共线性。为此,我们两次使用PLS技术,其中基尼系数和GDP值分别作为被解释变量。首先,以基尼系数作为被解释变量,X1-X8作为解释变量。T1-T4求解过程中,需要对X1-X8进行标准化(下同)。计算机模拟显示,当潜在变量(Latentvariables)的个数取4时,用于度量拟合效果的预残差平方和(PRESS)的均方根=0.2393达到最小。表4显示了潜在变量T1-T4时的模型效果。然而,当我们逐步增加潜在变量的个数时,发现取T1-T3或T1-T4都不能做到全部通过t检验。
使用t检验这样的处理比王惠文(1999)引入的方法更严格,后者只注重使用F检验。事实上,当我们取T1-T2时,使用做OLS估计,t检验效果非常良好(见表5),且模型效果已经足够(见表4)。标准化回归方程:Gini0=0.2679x1--0.1350x2-+0.1626x3--0.1167x4-+0.1513x5-+0.1236x6-+0.2257x7-+0.0962x8-其次,我们以GDP值作为被解释变量,以X1-X8作为解释变量。计算机模拟显示,当潜在变量(Latentvariables)的个数取4时,用于度量拟合效果的预残差平方和(PRESS)的均方根=0.1261达到最小。表6显示了潜在变量T1-T4时的模型效果。然而,当我们逐步增加潜在变量的个数时,发现取T1-T2、T1-T3或T1-T4都不能做到全部通过t检验。事实上,当我们取T1时,使用做OLS估计,t检验效果非常良好(见表7),且模型效果已经足够(见表6)。我们得到标准化回归方程:GDP0=0.1254x1-+0.1026x2-+0.1513x3--0.1494x4-+0.1511x5-+0.1537x6-+0.1015x7-+0.1524x8-从两次PLS技术分析中我们可以清晰地看到,大多数经济因素都驱使收入分配不平等扩大。主要因为在于这些因素也大都有利于经济增长,这在以“经济建设为中心”的背景下有一定必然性。这一结论与前面我们运用非经典时间序列方法是一致的(前面的方法注重阶段性),我们不宜仅仅看到收入差距扩大对于“社会福利”的不利影响,还应该充分肯定“蛋糕”变大以后对于“社会福利”的巨大好处。然而,从公共政策的角度,我们应该对于各种因素对于经济增长和收入分配各自的影响有一个比较具体的认识和了解,因为收入分配不平等持续过快扩大会产生许多社会矛盾。幸运地,我们发现教育(用初中毕业升学率衡量)对于改善收入分配有良好的作用,同时对于经济增长有显著促进作用。教育其到“双赢”效果。换句话说,教育的作用非常直接,对经济增长和社会福利都产生正面作用。表面上看,财政收支政策与收入分配和经济增长都分别呈负相关关系。但我们注意到样本年份的财政收支大都为负值,其绝对值呈逐年扩大的趋势,这意味着多数情况下的赤字财政政策反而既促进了经济增长,又扩大了不平等。只要财政赤字不超过占GDP的一定比例,可以认为是比较安全的。未预期到的通货膨胀(用价格指数反映)推动了经济增长,但也的确加剧了收入分配不平等。城市化、税收、国有工资、现金投放和固定资产投资都有助于经济增长,同时又扩大了收入分配不平等程度。相比之下,城市化率对于经济增长的促进作用并非最大,但对于收入分配不平等扩大的影响远比其他因素大;固定资产投资对于经济增长的促进作用比较大,但对收入分配不平等扩大的作用并不大。
上述测算结果和分析对于政策选择有何启迪?我们认为:1、取得“双赢”效果的因素是存在的,比如中初级教育对于经济增长和改善收入分配都有直接和明显的好处。国家和地方政府应当动员更多力量抓教育。2、税收结构需要优化,实证结果表明税收虽有利于经济增长,但税收结构可能过于有利于富人,在某些方面实行健全的累进税或调整税种税率可望改善收入分配。3、财政收支政策并未起到改善收入分配的作用,亟待改善财政支出结构。4、城市化是城镇居民收入分配扩大的特别突出的原因。虽然城市化并不是推动经济增长的最主要原因,但城市化既是现代化的必由之路,也是最终消除城乡差距的主要途径,所以我们认为对于城镇收入分配差距扩大问题也没有必要过于紧张(这种扩大在一定程度上是良性的),也不宜简单通过抑制城市化来缓解收入分配不平等。通过建立比较科学的城镇居民保障制度应该比抑制城市化更有价值。5、应该认识到,降低不平等是非常不容易的,如果社会发展压力迫使政府和公众比以前更加看重城镇收入分配公平,但政府又不愿意牺牲或过多牺牲经济增长,除教育政策、财税结构政策等等外,可以考虑更倾向于利用那些对收入分配影响并不大且明显有利于经济增长的因素,比如加强“固定资产投资”,这也正好与扩大内需的方针一致。
城镇居民收入范文第3篇
关键词：城镇居民 收入差距 实证分析
中图分类号：F124.7 文献标识码：A
文章编号：1004-4914（2015）07-064-03
一、引言
改革开放以来，伴随着我国经济发展，城镇居民收入水平逐年增加。2013年，我国国内生产总值588018.8亿元，人均国内生产总值43320元，城镇居民家庭人均可支配收入为26955.1元，比上年增加9.73%。同时城镇居民内部收入差距也不断拉大。1995年，10%最高收入户收入仅为10%最低收入户的3.78倍，2012年这个倍数拉大7.59倍，收入差距拉大明显。
城镇居民收入差距拉大的原因比较复杂。王培刚、周长城（2005）着力研究失业率、消费结构、产业结构等因素对收入差距的影响。陈斌开、杨依山、许伟（2009）考察性别、教育、经验和地区等因素对城镇居民劳动收入差距及其演变的贡献。李实（2011）指出中国收入分配领域的问题突出表现在城乡之间的收入差距、垄断部门和竞争部门之间的收入差距等六方面。
许多学者基于对收入差距研究提出解决思路和政策建议。徐春兰、黄健元（2009）提出加快经济发展，规范市场环境，落实“扩中、保低、调高”方针、取缔非法收入、加大教育投入、建立健全社会保障制度等抑制收入差距拉大的对策建议。陈钊、万广华、陆铭（2010）提出缩小中国城镇收入差距，亟需打破劳动力市场进入壁垒和产品市场行业垄断。
综上所述，许多学者已经意识到城乡居民之间、城镇居民之间以及农村居民之间收入差距均有拉大趋势，但已有研究主要集中于对城乡居民收入差距的分析，对城镇居民内部收入差距及其影响因素分析缺乏更深入的研究。针对已有研究不足，本文主要围绕近年来城镇居民内部收入差距拉大现象展开研究：基于统计数据、基尼系数分析收入差距现状，通过回归分析进一步厘定导致收入差距扩大趋势的关键外部性诱因，并提出针对性的对策建议。
二、我国城镇居民收入差距现状分析
（一）收入差距具有阶段性变化特征
我国经济发展迅速，各个阶层城镇居民人均实际年收入逐年增加。据统计资料显示，10%最低收入户人均收入增加微弱，自1995年来增幅低于3倍，而10%最高收入户人均收入却急剧增加，增幅超过7倍。
洛伦茨曲线是表示社会收入或财产分配不平等程度的曲线，其弯曲程度越大，表明收入分配就越是不平等。由图1可知：1996年，洛伦茨曲线最接近绝对平均线，意味着城镇居民收入分配在此时间段相对最为公平。此后至2002年，洛伦茨曲线逐年远离绝对平均线，而且相互之间的距离越来越大，说明此阶段内，城镇居民收入差距逐渐拉大，财富分配不公日益显著。2006年，洛伦茨曲线出现向绝对公平线靠拢的逆转，之后存在明显交重现象，洛伦兹曲线或部分重合，或在高低收入群体当中时有交叉。
（二）收入差距总体不断拉大
针对洛伦茨曲线存在不同程度的交叉现象，这里引入基尼系数进一步分析（见图2）。基尼系数用于定量测定收入分配差异程度，是综合考察居民内部收入分配差异状况的一个重要分析指标，衡量在全部居民收入中，用于进行不平均分配的那部分收入占总收入的百分比。
从图2可以看出：总体上，我国城镇居民基尼系数呈拉大趋势，2001年基尼系数变动幅度较大，城镇居民收入差距大幅度拉开。2001年我国加入世界贸易组织后，基尼系数大幅度增高。2006年基尼系数首次出现回落，基尼系数回落现象持续到2007年，2008年金融危机爆发的时候，基尼系数出现短暂的反弹。之后，在国家出台一系列政策的调控下基尼系数逐步实现回落。2012年基尼系数达到近年来最低点。
三、基于回归分析的收入差距拉大的因素分析
（一）回归分析
城镇居民收入可以分为工资性收入、财产性收入、转移性收入、经营性收入。由于收入的构成十分复杂，影响城镇居民收入差距变动的因素也往往具有多元化特征，通常情况下，分析很难涵盖所有可能的影响因素。本文在选取可能影响因素的基础上，通过构建计量经济模型对影响收入差距变动关键因素进行探讨。
1.被解释变量的选取。本文采用基尼系数（Gini）作为收入差距的测量指标，具体由1996-2013年《中国统计年鉴》中分等级的城镇居民收入测算得到。
2.解释变量的选取。收入差距的扩大与经济发展情况密切相关，但受限于现有对经济统计核算存在口径差异，本文以人均国内生产总值（AGDP）作为经济发展情况的替代变量。此外，借鉴已有研究成果，基于现阶段发展实际，选取城镇居民消费价格指数（CPI）、城镇居民恩格尔系数（Engel）、第一产业增加值占 GDP比重（IndFirst）、第二产业增加值占GDP比重（IndSec）、第三产业增加值占GDP比重（IndThird）、城市登记失业率（UUR）、城镇职工年平均工资（Income）、社会保障支出占财政支出比重（Cost）等变量作为解释变量纳入模型。利用1995-2012年上述变量的时间序列数据，建立多元回归模型分析影响城镇居民收入差距的因素，模型如下：
Gini=β0+β1AGDP+β2CPI+β3Engel+β4IndFirst+β5IndSec+
β6IndThird+β7UUR+β8Income+β9Cost+μ
通过OLS法估计，可得到回归估计结果（见表1）。从数据中可以看出：城镇居民恩格尔系数、第一产业增加量占GDP比重、第二产业增加量占GDP比重、城市登记失业率、社会保障支出占财政支出比重这几个变量与反映收入差距的基尼系数正相关；人均国内生产总值、城镇居民消费价格指数、第三产业增加量占GDP比重与反映收入差距的基尼系数负相关。模型修正决定系数R2为0.979，F值通过1%显著水平的联合检验，说明模型解释效果总体上是显著的。但大多数解释变量的回归系数的t值偏低，说明模型存在非常严重的多重共线性问题。故采用逐步回归法进行处理，得到筛选模型（见表1）。但筛选模型中Income解释变量更不显著。进一步去除该解释变量，得到优选模型，如下：
Gini=β、0+β、1IndSec+β、2UUR+β、3Cost+μ、
表1中优选模型估计结果显示，IndSec解释变量t值为2.298，通过5%的显著性水平检验；UUR和Cost解释变量的t值分别为10.534、3.708，通过1%的显著性水平检验。三大变量均与反映收入差距的基尼系数正相关。其修正决定系数R2为0.976，优选模型F值为234.512，为基本模型F值的2.66倍，提高显著，证明优选结果有效。由此可知，第二产业增加值占 GDP比重、城市登记失业率、社会保障支出占财政支出比重为城镇居民收入差距的主要影响因素。
（二）导致收入差距拉大的因素分析
根据优选模型结果，城市登记失业率、第二产业增加值占GDP比重、社会保障支出占财政支出比重三个解释变量是影响城镇居民收入差距的主要因素。这里对其展开分析：
第一，在优选模型中，第二产业增加值占GDP比重的回归系数为2.312×10-3，即第二产业增加值占GDP比重每增加一个单位，基尼系数约增加0.002。2013年，上海市第三产业平均工资为71385元，第二产业52271元，第一产业35230元，仅为第三产业的0.49倍，可见不同产业的工资待遇差别明显。产业结构合理与否是经济能否健康发展的重要影响因素，只有经济健康发展才能使收入分配合理，所以产业结构合理是缩小居民收入差距的重要前提条件。通过产业结构调整，调节供需达到新的平衡，使得收入在不同产业中的分配趋于相对公平。
第二，城镇居民失业率的回归系数为8.084×10-2，即城镇居民失业率每增加一个单位基尼系数约增加0.081。当市场经济下行，劳动力供给大于需求，往往对技术和工作经验相对薄弱的中低收入者造成较大冲击，而对技术和工作经验丰富的高收入者较小。劳动者失去工作后，收入水平会大幅降低，加深收入差距。所以失业率是居民收入差距的一个“预警器”，失业率上升，使得贫富差距程度加深，中等收入阶层的人口比例减少、低收入阶层的人口比例增大。可见城镇居民失业率对基尼系数的影响不容小觑，对调节城镇居民之间的收入差距也起到十分关键的作用，所以要抑制城镇居民收入差距拉大，就需保障就业，促进就业。
第三，社会保障支出占财政支出比重的回归系数为4.754×10-3，即每增加一个单位，基尼系数约增加0.005。社会保障制度作为财政转移支付的重要手段，其目标是实现社会公平，缩小贫富差距，减少社会不安定因素，为经济发展创造良好的环境。但是，社会保障支出占财政支出比重与基尼系数成正相关，即社会保障支出增加会加重城镇居民收入差距。以养老保险为例，多缴多得，使得有缴费能力的高收入群体退休后得到的财政转移性支出高于缴费能力受限的低收入群体。由此可知，社会保障制度在权衡公平和效率时，没有能解决收入差距的问题，使得社会保障的再分配职能没有得到充分体现，也使得城镇居民的收入差距加深。
进一步将优选模型的系数标准化，得第二产业增加值占GDP比重的标准化系数为0.098、城市登记失业率的标准化系数为0.752、社会保障支出占财政支出比重标准化系数为0.264。可见城镇登记失业率的影响最为明显，社保支出其次，最后是产业结构。
四、结论与讨论
本文利用1996-2013年城镇居民收入的时间序列数据，主要通过基尼系数来分析城镇居民收入差距拉大的影响因素。研究结果表明，产业结构、失业率、社会保障支出占财政支出比重是影响我国城镇居民收入差距的主要因素，从其标准化系数上来看失业率的影响程度最为显著。由此主要从优化产业结构比，控制失业率，调整社会保障支出三个方面提出调整我国城镇居民收入的建议：
第一，调整产业结构。推进第二产业改革，大力发展第三产业。技术进步是产业结构调整的重要推动力，借鉴德国的“工业 4.0”对我国第二产业改革，依托于信息技术、互联网技术以及物联网技术等促进制造业智能化发展，并把这种技术升级与创新成果向实际生产力进行转化，合理有效地提高生产率。同时，在经济新常态下，优化产业结构必须快速发展第三产业。一方面需加快城市化进程，促进第三产业升级；另一方面不仅要推动第三产业内部结构优化，还要提升经济发展质量。着眼于优化产业结构，促进产业结构升级，有利于缩小城镇居民的收入差距。
第二，拓宽就业渠道，加强失业预防，促进（下转第68页）（上接第65页）失业人员再就业。劳动就业是人们获得收入最基本的途径，缩小收入就要控制失业率。首先要继续大力扶持小微企业的发展，在资金、技术、政策等方面给予优惠措施，创造更多的就业机会。重视失业人员的再就业问题，制定失业人员再就业政策。加强对失业者的职业技能培训，有可能提供更多的免费就业培训。加强对就业政策的宣传力度，保证政策的有效实施，确保失业者能够了解、掌握并有效利用国家的优惠政策，以促进就业。
第三，调整社会保障支出。我国社会保障支出水平是低于世界整体水平的：2012年我国社会保障和就业支出12585.52亿元，占国家财政支出的9.993%，这是远远低于发达国家的20%到50%的比例。缩小城镇居民收入差距不仅需要提高我国的社会保障水平，而且还要注重社会保障的公平与效率问题。一方面，加大财政支出对社会保障的投入力度，提高社会保障支出占财政支出比重。另一方面，调整财政社会保障支出结构，对资源进行合理分配，关注弱势群体，确保我国社会保障的质量。同时也要重视社会救济、城镇居民的最低生活保障，以此平衡初次分配的差距。逐步完善我国的社会保障体系，建立公开透明的社保基金管理机制。
本文存在诸多不完善之处：一方面，在解释各变量对城镇居民收入差距的影响机理方面，有待进一步的完善；另一方面，由于影响收入差距的因素是多方面的，而实证研究中纳入考虑的影响变量是有限的，逐渐建全和完善居民收入差距的理论和研究体系需要更深入研究。
参考文献：
[1] 王培刚，周长城，当前中国居民收入差距扩大的实证分析与动态研究[J].管理世界，2005（11）
[2] 陈斌开，杨依山，许伟.中国城镇居民劳动收入差距演变及其原因：1990-2005[J].经济研究，2009（12）
[3] 李实.中国收入分配中的几个主要问题[J].探索与争鸣，2011（4）
[4] 徐春兰，黄健元.城镇居民收入差距扩大的现状、原因及抑制对策[J].西北人口，2009（1）
城镇居民收入范文第4篇
【关键词】城镇居民；收入差距；测定方法；政策建议
一、居民收入差距的测定方法及评价
在当前的研究中，测定不同类型的分配主体的收入分配关系，判定其收入均等化程度有多种度量方法，文章主要对以下几种形式方法进行总结评价：
（一）基尼系数
三、政策建议
结合影响我国居民收入差距扩大的原因和以上对城镇居民收入差距的结果分析，做出以给出以下的政策建议：第一，大力的发展社会生产力。只有以发达的社会生产力为基础，一个社会才具备相应的社会资源，才能为社会的共同富裕和分配公平提供必要的途径。第二，规范收入行为，打击遏制非法收入。第三，深化体制与制度改革。政府部门要扫除城乡壁垒，消除劳力流动障碍，取消对垄断行业的保护政策，扫除行业垄断，引入竞争。第四，强化政府财政调控能力，深化税收体制改革，改善政府转移支付制度，加强政府在东西部地区之间、城乡之间、不同收入群体之间的转移支付调控力度。
参考文献：
[1]林宏，陈广汉.居民收入差距的测定方法和指标[J].市场与人口分析，2004（4）.
[2]刘志伟.收入份额不公平程度测度方法综述[J].统计与信息论坛，2003（5）.
[3]莫旋.论不平等程度度量的统计方法[J].长春师范学院学报，2005（6）.
[4]刘琪.我国居民收入分配差距扩大问题研究[J].经济经纬，2007（2）：24-26.
[5]Campbell John Y.and N.Gregory Mankiw，1991，The Res ponse of Consumption to I ncome：A Cross2section I nvest gation[J]，European Economic Review，Vol135，No14：723-7561.
[6]Thomas S1 Stoker，1986，S imple Tests of Dist ributional Ef f ects on Macroeconomic Equations J，Journal of Political Economy，Vol194，No14：763-7951.
作者简介：
张虎成（1977—），男，陕西扶风人，学士，研究方向：医疗统计及理论研究。
城镇居民收入范文第5篇
关键词 收入差距 平均消费倾向 eviews
中图分类号：F014 文献标识码：A
一、我国城镇居民收入现状
近几年来，说起收入差距，人们关注的视线过多地放在了城乡之间居民收入差距上。然而，殊不知，随着城乡一体化的发展，社会竞争的日益激烈，城镇就业形势越来越严峻，下岗、失业人员又在不断增加，再加上大批涌入城市谋生的农民工，这一切都使得城市的失业人员不断增加、低收入和依靠失业保障金生活的人越来越多。久而久之，城镇中逐渐出现了一个相对贫困的群体，使城镇居民之间的收入差距逐年扩大，远远超过了城乡之间居民的收入差距。
（一）城镇居民收入差距总体拉大。
我国城镇居民收入差距逐年拉大，并且有继续扩大的趋势，虽然低收入组收入也在不断增加，但相比高收入而言，其增加速度依旧过慢。我国2009年的基尼系数一度达到了0.5，超过了警戒线0.4，但一些专家仍认为这有可能低估了我国的实际收入差距水平。原因之一便是：低收入群体的收入往往被高估，而高收入群体的收入往往被高估。如不能及时正确地对待这一问题，就可能产生收入分配的“马太效应”，使富者愈富，贫者愈贫，收入差距不断扩大。进而可能出现“失望阶层”，使他们走上懒惰、犯罪的下坡路。
（二）不同行业间个人收入差距呈上涨趋势。
20世纪90年代以来，我国各行各业的收入水平都有显著提高，但是各个行业收入的涨幅并不一样，导致各行业收入差距进一步加大。收入的分配更倾向于科学技术含量高的行业，脑力工作者的收入正在迅速提高，相反，体力劳动者、充分竞争行业工作者的收入在相对下降。另一方面，得到国家支持的部分行业因垄断经营地位而获得高额利润。
（三）不同阶层收入差距继续拉大。
我国目前正处于经济调整时期，竞争的加剧，导致企业破产的情况不断增加，08年的金融危机更是雪上加霜，导致很多工人下岗、失业，越来越多人的生活水平处于贫困线以下，进而使得低收入阶层不断扩大；而高收入群体由于其特殊地位，抵抗风险的能力较强。据国家统计局2000年对中国4万个城镇居民家庭收入情况的调查显示，20%的高收入者拥有相当于42.5%的财富。
二、收入差距产生的原因
收入差距这一现象不仅局限于现代，古来有之。其产生的原因有很多，但人们普遍认同的有以下几方面：
（一）价格结构与垄断经营。
价格结构是指在商品交换中，各种价格形成的互相联系。由于各种不同的原因导致在同一时间，同一地点，质量相差无几的产品价格却有相当大的差异，这些差异反应在工人身上便是收入的不同。另外，由于我国所实行的是商品经济制度，不可避免的会有垄断行业的产生，得到国家支持的部分行业因垄断经营地位而获得高额利润，如邮电通信、金融保险、石油供应等行业。由于其垄断地位，这些行业职工收入与其他行业相比长期处于较高水平。
（二）行业、历史、资源及发展阶段的影响。
行业差距的扩大和经济政策的差异是构成收入分配所有制差距扩大的主要原因。一般来说，国有企业和集体企业职工平均工资差距倒不是很大，2001年的平均工资差距为1.63：1，但其仍然有拉大的趋势；而非公有制企业职工收入较公有制企业职工收入多些，其中也包括诸多因素，比如公有制企业职工早已习惯吃“大锅饭”，而非公有制企业却要自负盈亏，在这种动力的鞭笞下，非公有制企业员工的收入必然比公有制企业职工收入多些。
在另一方面，多数国有企业以及机关、事业单位由于具有完善的工资增长体系，其工资收入也较其他行业多些。众多因素对集体企业和国有企业职工收入的影响，在我国个人收入分配差距总体扩大的情况下，也将促使收入分配所有制差距呈扩大趋势。
（三）经济体制带来的影响。
自我国由计划经济向商品经济转型之日起，随着社会主义市场体系不断完善发展，行业间的竞争就愈演愈烈，具体表现为不同劳动者或生产要素所有者之间的收入差别。一方面，由于内部人控制、垄断、腐败等方面，引起收入差距。官居要位者，收入越来越高，普通职员望尘莫及；另一方面，在经济体制转轨期间，由于不同单位、地区的市场化程度有差异，政府的关注与扶持力度不同，因此在不同地区、不同部门之间出现收入差距这一现象是不可避免的。
（四）社会保障乏力、教育机会不均等因素带来的影响。
