城镇居民可支配收入

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城镇居民可支配收入范文第1篇

关键词：可支配收入；消费；贵州；城镇

中图分类号：F126 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2015）02-0114-02

近几年，贵州省的经济实现两位数发展，但消费却增长缓慢。消费是社会生产的最终目的，也是经济发展的强大动力。2008年欧美金融危机以后，在国外市场疲软的情况下，内需变得越来越重要。如果消费跟不上就会阻碍经济的进一步发展。如何扩大内需、拉动消费又再一次被提上日程，成为大家关注的课题。经济学中几乎所有的消费理论都认为，收入是最主要的影响因素，收入的变化决定着消费的变化。因此，本文从收入的不同角度来探讨其对消费的影响。为了剔除价格变动的影响，在研究贵州城镇居民收入与消费问题时，将消费和收入指标均按1978年可比价格进行计算。文章中所采用的数据都是根据中华人民共和国国家统计局官方网站的数据计算而得。改革开放到现在，我国主要经历了两个发展阶段：一是1978―1997年，此时总需求大于总供给，处于供给短缺状态，无论是居民收入、消费还是价格都是高速增长时期；二是1998至今，此时总需求绝大部分时间小于总供给，收入增长速度下降[1]。因此，以1997年为界点分成1978―1997年和1998―2012年两个阶段来进行分析。

一、现期收入对消费支出水平的影响

凯恩斯在《就业、利息和货币通论》中提出了第一个消费函数，开创了应用消费函数理论研究消费问题的先河，他的消费函数理论被后人称之为“绝对收入假说”[2]。凯恩斯的消费函数理论及消费倾向递减规律被许多早期的实证研究所证实。但是，由于经济生活的复杂性，他的这种理论和观点同样不可避免地受到挑战。西蒙・库兹涅茨按交叠的十年发表的1869―1938年美国国民收入分产品估计表明，平均消费倾向并没有随收入而稳定下降，而是一直保持着稳定，除1924―1938年外，其余年份均保持在0.84―0.89之间。这便是著名的“库兹涅茨反论”，他否定了凯恩斯的平均消费倾向随收入上升而递减的论断。这样看来，在长期中消费与收入则会形成一个固定的比例，消费函数的形式就将得到改变，即表现为没有截距项的过原点的函数形式[2]。“库兹涅茨反论”应是对凯恩斯理论的一种修正。

我国学者实证分析表明，1978年以前，居民现期消费主要取决于现期收入；1978年以后，由于居民消费行为的外部环境条件的变化，居民现期消费与现期收入之间的关系有所变化，但现期收入对消费仍有很大的解释力（臧旭恒，1994）[3]。现在我们利用贵州省城镇居民消费的数据来分析居民现期收入与现期消费的关系。这部分使用的数据是1978―2012年贵州省城镇居民人均可支配收入与人均消费支出，已按1978年的可比价格进行换算。

回归模型表明，贵州省城镇居民有较为稳定的消费倾向，现期消费支出与现期收入有着较为稳定的比例关系，平均每增加1元可支配收入，1978―1997年间将有0.745元用于增加当期消费，而1998―2012年间有0.6元用于增加当期消费，这说明他们的长期边际消费倾向很高。这段时间贵州省城镇居民增加的可支配收入近2/3被消费掉了，用于储蓄的部分只占1/3，这大大地推动了贵州省商品交易市场的繁荣。

二、过去收入对消费支出的影响

过去收入是指过去的时间里人们所得到的收入，这里指贵州省城镇居民过去年份所取得的可支配收入。过去收入又称为滞后收入，根据过去时期的长短又可分为滞后一期收入，滞后二期收入……关于滞后收入对现期消费的影响，有许多学者对此进行了研究。霍尔在其“随机游走”的模型中将滞后收入与滞后消费同时纳入回归模型对即期消费进行回归，得出结论是过去收入的系数并不显著，他认为滞后消费对即期消费更有解释力[2]。臧旭恒（1994）对霍尔的随机游走模型进行了检验，构造滞后一期消费支出与滞后收入的模型，即

臧旭恒分别用1978―1991年全国城镇居民与全国农村居民的数据对模型进行了回归，全国城镇居民的回归结果拒绝了霍尔的“随机游走”假说，因为滞后一期收入系数仍然显著。这表明，滞后收入仍然对现期消费有很好的解释力，而同时，滞后一期消费支出系数并不显著，表明滞后一期消费支出对现期消费没有解释力。全国农村居民的回归结果则证实了霍尔的“随机游走”假说，即以滞后消费和滞后收入作为自变量的回归中，滞后收入变量有一个微小的、负的系数，滞后收入变量对农村居民消费支出解释力不足。根据臧旭恒的回归结果可以得出的结论是：城镇居民和农村居民有着不同的消费行为特征。城镇居民因为有相对稳定的收入，这使得他们能够根据过去的收入情况预测将来收入情况，并以此安排消费支出。虽然由于经济体制改革的进一步深化使城镇居民收入的不确定性增加，但相对于农村居民还是较为稳定的。农村居民则对过去形成的消费经验更为依赖，根据过去的消费习惯来安排消费支出。

贵州省城镇居民消费行为是否也呈现出这样的情况呢？即他们的当期消费支出是否与滞后收入或是滞后消费支出有关？如果消费支出与滞后消费有关，而与滞后收入并没有关系，则说明当期消费支出取决于贵州省城镇居民的过去消费经验，那么要促进消费支出的持续增长，则需要更多的从改变贵州城镇居民的消费习惯开始。如果贵州省城镇居民的消费支出更多的表现为与滞后收入有关，则说明贵州省城镇居民对过去的消费习惯并不依赖，而更多的是根据过去的收入情况来决定消费支出。这也将从另一方面反映出过去收入可能并不仅仅作为一种过去的收入状态而存在，而且有可能形成了一种城镇居民对将来收入的预期。过去收入作为一种将来的预期收入而存在。在这一部分将通过有关数据分析滞后收入与滞后消费对贵州城镇居民现期消费的影响。检验贵州省城镇居民的消费是否遵循“随机游走”假说，探寻过去收入对现期消费的影响，它可以反映贵州省城镇居民的消费是否受到预期的影响。建立模型如下：

从模型的回归结果看，1978―1997年滞后一期消费支出系数并不显著，但滞后一期可支配收入对现期消费支出却有很好的解释力，这显然拒绝了霍尔的“随机游走”假说，与臧旭恒回归的1978―1991年全国城镇居民的情况相同。过去一期收入每增加1元贵州省城镇居民的消费支出也将增加1元，比现期收入具有更高的边际消费倾向，说明贵州省城镇居民更加在意过去一期的收入情况。由于这段时期城镇居民收入增长非常快，所以其成为了人们的一种稳定的收入预期，再加上传统的社会保障体系还基本健全，居民消费没有后顾之忧，所以边际消费倾向很高。1998―2012年常数项、滞后一期消费和滞后一期收入系数均不显著，说明这段时期他们对收入的影响不显著。原因是此时收入增长速度放缓，再加上涉及民生的企业、教育、医疗和社会保障体系等改革进入到攻坚阶段，这些改革使得人们的不确定性增强，所以人们更加注重现在未来，而不是过去。

三、工资性持久收入和暂时收入

按照弗里德曼的持久收入消费理论，居民收入可分为暂时收入和持久收入两个部分。由于暂时收入的增加是不确定的，居民会倾向于将这部分收入用于储蓄，居民消费是持久收入的稳定函数。随着经济体制改革进程的深入，市场经济的成分逐渐加大。居民收入快速增长，但长期以来人们习惯视为持久收入的体制内基本工资增长并不快，主要是体制外的收入增长很快（刘岚芳，1999）[4]。以工资性收入代表持久收入（Yt），人均年实际收入与持久收入的差为暂时收入（Yt）。改革开放初几乎占人均实际收入100%的持久收入经历了1985年的放权让利，降到80.44%，之后一直下降。尽管2000―2007年由于贵州省政府机关和企事业单位进行工资上调使这一比例有所上升，到2007年这一比例为70.03%，之后却一直呈现下降趋势，2012年降为61.41%。

从分析结果来看，工资性持久收入基本用于消费支出，即每增加1元的持久收入，两个阶段分别有0.845元和0.662元用于当期的消费支出，这一比例较高，表明贵州省城镇居民愿意将这种较为稳定的收入大部分消费掉。暂时收入也对消费支出有影响，暂时收入每增加1元，将有两个阶段分别有0.671元和0.360元用于当期消费支出。1980―1997年间人们更加注重消费，无论哪种收入都对消费产生重要的影响，但1998―2012年间这种状态发生了变化，无论哪种收入对消费的影响都在减弱，人们更加注重储蓄而不是消费，以预防由于改革所带来的不确定性。

结论和建议：1978―1997年，现期收入、滞后一期收入、工资性持久收入和暂时收入都对消费产生重要影响，滞后一期消费对现期消费没有产生影响；1998―2012年，现期收入、工资性持久收入、暂时收入对消费产生重要影响，滞后一期收入和消费对现期消费没有产生影响。可以看出，第一阶段由于人们预期稳定，收入增长迅速，所以消费支出高；第二阶段由于收入增长放慢以及受到改革所带来的不确定性影响，消费减弱。因此，一方面应大力提高居民的收入增长速度，另一方面应加强社会保障体系的健全，减少人们的不确定性，稳定人们的预期，激发其消费欲望。

参考文献：

[1] 徐连仲.改革开放经济运行四大阶段[J/OL].t望新闻周刊，2013，（8）.

[2] 战昱宁.我国居民消费需求不足及其影响因素研究[D].天津：南开大学，2009：8-15.

城镇居民可支配收入范文第2篇

【关键词】 城镇居民 可支配收入 医疗支出 相关性

引言

近年来，人们对于身体健康与保健的关注度越来越大，那是因为人们的生活水平随着经济的发展而不断提高，由此造成了人们对生活的追求已经不仅仅停留在衣、食、住、行等物质内容上，也就是说人们的消费支出结构已经有较大的改变。在精神生活及身体健康方面，人们的看法已经有了较大的改变，相较于以往填饱肚子的想法，人们更加注重生活上的保健工作，同时医疗保健方面的消费支出在大幅度的攀升。医疗保健支出的上涨，与我国的社会保障体系的完善有着密切的关系，这不仅仅是人们医疗保健意识加强的结果。江西省自1998年12月，国务院正式颁布了《关于建立城镇职工基本医疗保险制度的决定》开始，实行将近50年的公费医疗、劳保医疗制度开始淡出历史舞台。随之建立了我国城镇居民医疗保险体系和农村新型合作医疗体制。这种崭新医疗体制，其关键是医疗保险的具体数额的设定、居民可支配收入水平。我们试图通过对江西省居民人均可支配收入，医疗支出的变动及相关性分析，揭示经济增长、居民生活水平提高、医疗支出增长的内在规律，为江西医疗机构、医疗保险、卫生行政管理等部门，特别是城镇居民医疗保险和新型农村合作医疗为主的社会保障体系建设提供理论指导。

1. 基本情况

1.1城镇居民可支配收入分析

城镇居民可支配收入范文第3篇

关键词：居民消费；收入水平；因果检验

一、引言

2008年国际金融危机爆发以来，居民消费不振给中国经济的健康发展带来了挑战，消费不足问题得到了的关注。本文从定量角度以1990—2010年的城镇居民人均消费支出和人均可支配收入等相关数据作为样本，通过计量分析的方法对影响我国城镇居民消费水平的因素进行实证分析。

二、实证分析

1.研究对象与数据选取。本文选取研究的时段为1990—2010年之间，分别采集了各年的城镇居民当期人均消费支出y、城镇居民当期人均可支配收入x1、当期价格指数x2和前期城镇居民人均消费支出x3作为研究样本。

2.单位根检验。为了检验上述序列的平稳性，通过对时间序列y、x1、x2和x3 取自然对数，得到新的序列lny、lnx1、lnx2 和lnx3。

首先对时间序列lny做ADF检验：

*MacKinnon （1996） one-sided p-values.

检验结果显示，ADF检验的t值为-2.993537，因此，lny在10%的显著性水平下拒绝原假设，序列不存在单位根。

然后对时间序列lnx1做ADF检验，由检验可知，该序列是不平稳的，并且存在截距项。对原序列level做检验，结果显示，lnx1序列以较大的概率64.65%接受原假设，即存在单位根。

将时间序列lnx1一阶差分然后对其做ADF检验，由检验结果可知： lnx1的一阶差分序列为平稳序列。同理，可得lnx1，lnx2，lnx3均为一阶单整序列， 故可在此基础上继续检验这些序列之间的协整关系。

3.协整检验。本文采用EG 两步法对变量进行协整分析，用OLS 法进行协整回归，得到： DW=2.458694则不存在序列相关性，且模型不存在异方差。

协整方程如下：Lny=-2.675559+0.222319lnx1+0.68794 5lnx2+0.726586lnx3

再对序列e做单位根检验，检验结果显示出回归模型的残差序列e为平稳序列，表明序列lny与lnx1、lnx2和lnx3存在协整关系。

4.格兰杰因果检验

从Granger 因果检验中看出，由伴随概率知，在5%的显著性水平下，x1是y的格兰杰原因，即当期人均可支配收入是当期人均消费支出的原因；y是x2的原因。结果证明要提升城镇居民的消费水平，必须增加城镇居民的可支配收入。

三、结论

本文通过对城镇居民人均消费支出、城镇居民人均可支配收入、和价格指数之间的协整检验，得出以下结论：

1.从长期来看，城镇居民面对的价格指数、人均可支配收入、和城镇居民人均消费支出之间存在协整关系。其中，我国城镇居民人均可支配收入每增长1%，就会使人均消费支出增长0.222319%，我国城镇居民面对的消费价格指数每增长1%，可使城镇居民每年的消费支出增加0.687945%，因而这两个因素对城镇居民的的消费影响很大。

2. 从短期来看，城镇居民人均可支配收入对增加城镇居民消费支出的影响达到0.800031%，价格指数的影响为0.357223%（负方向）。这说明短期内价格对居民消费的影响显著。

3.根据对各变量进行Granger 因果检验的结果，可以看出城镇居民可支配收入是影响居民消费的Granger 因果原因。因此要提高城镇居民消费水平， 关键还是要靠提高居民的可支配收入。

参考文献：

[1]程霞珍 潘理权：扩大居民消费的难点、重点与对策研究[J].经济问题探索，2010.01.

[2]魏杰等：如何启动居民消费需求[J].政策瞭望.2009，（3）.

[3]范剑平 杨大侃：居民消费与中国经济发展.[M]中国计划出版社，2000.

城镇居民可支配收入范文第4篇

[关键词]城镇居民消费水平 可支配收入 逐步回归分析 MATLAB

一、引言

随着我国经济的不断发展，我国居民的消费已不再是一个可以忽视的问题，在许多方面已被广泛的研究。本文着重探讨影响我国城镇居民消费水平的主要影响因素（城镇居民消费水平主要与消费水平价格指数、可支配收入、人口增长率以及工资水平等有关），采用多元线性回归分析和逐步回归分析的方法得到与数据拟合得相对较好、能够反映其内部规律的回归模型。

二、问题分析及变量选择

制约和影响我国城镇居民消费水平的因素有很多：例如生产发展水平、居民的收入水平、市场物价水平、通货膨胀情况、消费品的质量与包装等。为了得到与数据拟合的相对较好、能够反映其内部规律的回归模型，首先我们从定性的角度分析影响城镇居民消费水平的主要因素（消费水平价格指数、可支配收入、人口增长率以及城镇居民工资水平），以及相关关系以便接下来建立模型：

（1）城镇居民消费水平与城镇居民消费价格指数

消费价格指数（CPI），是根据与居民生活有关的产品用劳动价格统计出来的物价变动指标。而居民消费价格指数反映了居民购买并用于消费的消费品及服务价格水平的变动情况，是影响居民消费水平的一个重要因素。

（2）城镇居民消费水平与城镇居民人均可支配收入

个人可支配收入被认为是消费开支的最重要的决定性因素。通过对社会消费需求总水平的考察，我们可以看到，在物价水平不变的情况下，一定时期人们的可支配收入越高，消费水平越高；可支配收入越低，消费水平也越低。

（3）城镇居民消费水平与城镇人口自然增长率

人口自然增长率是反映人口发展速度和制定人口计划的重要指标。我国是世界上人口最多的一个国家，城镇人口自然增长率对城镇居民消费水平也有比较大的影响。

（4）城镇居民消费水平与城镇居民工资水平

人们的工资收入并非都是可以由消费者自由支配的收入，比如要依法缴纳个人所得税、依法缴纳社会保险费等。同时，居民也会享有社会福利、社会优救济和社会保险以及商业保险等带来的收入。本文研究城镇居民的工资水平的目的主要是与城镇居民的可支配收入相对应。

三、数据收集整理

根据2010年《中国统计年鉴》以及中华人民共和国国家统计局网站等官方网站，搜集了从1990年到2009年城镇居民消费水平指数、消费价格指数、人均可支配收入、城镇人口自然增长率、居民工资水平等相关数据，保证了数据的有效性、合理性和真实性。

回归前后消费水平随时间的变化图

从残差图中可以看出只有两个异常点（1993年和2002年），从拟合图可以看出拟合优度很高，回归效果好；通过计算得知R2=0.999和F=3835.4，说明其结果很好，p远小于，此模型具有广泛的适用性。而且各参数的置信区间都没有包含零点，所以对模型系数的解释可靠。

五、结束语

本文建立的模型能客观真实反映我国目前城镇居民消费水平情况；求得的模型拟合优度较高，回归效果较好而且拟合参数置信区间均未包含零点，对模型的系数解释可靠；采用逐步回归的方法建立模型不断引入对因变量影响显著和剔除对因变量影响不显著的自变量，使得最终模型的确立更加合理。除我们考虑的几个因素外，还有其他一些因素对城镇居民消费水平有影响。

总之，我们要从多方面、多层次、多渠道提高人们的消费水平，从而促进社会经济的发展。

参考文献：

[1]中国统计局，2010中国统计年鉴，2011.

[2]张恒利，徐英花，关于我国城镇居民消费水平及影响因素的分析研究，《预测》，1996.01.

作者简介：

城镇居民可支配收入范文第5篇

[关键词] 青海省 城镇居民 消费结构 弹性分析

消费是社会再生产过程的最终环节，是拉动经济增长的主要动力之一。而认识和分析城镇居民消费现状及消费结构的特点，对宏观经济决策、企业生产经营决策有着重要意义。

一、青海省城镇居民收入与消费支出同步增长，消费水平有待进一步提高

消费经济学认为，消费是收入的函数。人们的消费能力主要取决于收入中可进行自由支配的部分,即可支配收入。2000年，青海省城镇居民人均可支配收入为5170.0元,人均消费支出4185.7元;2007年，青海省城镇居民人均可支配收入达到10276.1元，人均消费支出7512.4元,人均可支配收入首次突破万元大关,比上年增长14.17%,是近十年来增长最快的一年。7年间城镇居民人均可支配收入增加5106.1元,增长98.76%,年均增长14.11%;人均消费支出增加3326.7元，增长79.48%，年均增长11.35%。从数字的变化可以看出: 随着居民人均可支配收入水平的提高,居民消费支出同步增长,但消费支出增长速度小于收入增长速度。而且同时也要看到，虽然青海省城镇居民的收入和支出水平都有所提高，但是总体上仍然低于同期全国平均水平更低于发达地区水平。2007年青海省城镇居民人均可支配收入10276.1元,比全国平均水平13786元低3509.9元,北京、上海、浙江省、广东省城镇居民家庭人均可支配收入分别为21989元、23623元、20574元、17699.3元，青海省在全国31个省市区中排名第29位。

二、青海省城镇居民消费结构弹性分析

弹性理论认为,E=1时为单位消费弹性,E1时为消费富有弹性。人均消费支出的收入弹性系数为0.80，低于单位消费弹性，即可支配收入每增长1个百分点，消费支出增长0.8个百分点，消费支出的增长速度低于可支配收入增长速度，说明城镇居民总消费对收入的变动反应比较平稳，消费水平还有进一步提高的潜力；同时从8大类消费支出的收入弹性情况看，呈现出明显的“两极分化”，说明随着可支配收入的快速增长，城镇居民的消费结构也在逐渐发生变化，向提高生活质量方向转变，消费增量投向出现了结构性的“冷”“热”不均。

1.基本生活消费支出比重不断下降

2007年青海省城镇居民人均消费支出为7512.4元，比“九五”末的2000年增长了3326.7元。其中，食品支出占全部支出的比重由2000年的40.9%下降到2007年的37.3%,下降3.6个百分点;家庭设备用品及服务占全部支出的比重由2000年的8.0%下降到2007年的6.5%,下降1.5个百分点；杂项商品与服务占全部支出的比重由2000年的7.3%下降到2007年的4.4%，下降2.9个百分点，由此可以看出长期以来以温饱为主的基本生活消费结构在逐步改变。

家庭设备用品及服务、杂项商品与服务类消费支出的收入弹性系数分别为0.45和0.39，仍属于消费缺乏弹性,即收入每增长1个百分点，这两项消费支出分别只增长0.45和0.39个百分点,表明城镇居民家庭设备用品及服务、杂项商品与服务的消费也呈下降趋势不再是人们消费的重点。

2.衣着、娱乐教育文化服务消费整体呈上升趋势但已趋于稳定

青海省城镇居民衣着支出占全部支出的比重由2000年的11.0%上升到2007年的12.0%，提高1个百分点；娱乐教育文化服务占全部支出的比重由2000年的11.8%上升到2007年的12.6%,提高0.8个百分点。

衣着和娱乐教育文化服务消费支出的收入弹性系数分别为0.97和0.94,仍属于消费缺乏弹性,即收入每增长1个百分点，这两项消费支出分别增长了0.97和0.94个百分点,虽然同属于消费缺乏弹性，但是随着城镇居民收入的增长，城镇居民在衣着和娱乐教育文化服务方面的消费支出远远大于食品等基本生活消费支出。

3.交通通讯、居住、医疗保健消费偏“热”

青海省城镇居民交通通讯支出占全部支出的比重由2000年的7.1%上升到2007年的10.5%，提高3.4个百分点，是所有消费支出中增长幅度最大的一项；交通通讯消费支出的收入弹性系数为1.66，居第一位，属于消费富有弹性,即收入每增长1个百分点，交通通讯消费支出增长了1.66个百分点，极具弹性，是8大类消费支出中增长最快的一类。青海省交通通讯类消费支出增长强劲，消费热点已经形成。

青海省城镇居民居住支出占全部支出的比重由2000年的6.6%上升到2007年的8.5%，提高1.9个百分点，在所有消费支出中增长幅度仅次于交通通讯消费支出的增长幅度；居住的收入弹性系数为1.35，在8大类消费中位居第二，属于消费富有弹性,即收入每增长1个百分点，用于居住方面的支出增长了1.35个百分点。

青海省城镇居民医疗保健支出占全部支出的比重由2000年的7.3%上升到2007年的8.2%，提高0.9个百分点，在所有消费支出中增长幅度仅次于交通通讯和居住的消费支出的增长幅度，位居第三；医疗保健的收入弹性系数为1.01，在8大类消费中位居第三，属于消费富有弹性,即收入每增长1个百分点，用于医疗保健方面的支出增长了1.01个百分点。医疗保健支出增长迅速。

三、结论

由此得出如下结论：青海省城镇居民消费支出，主要投向交通通讯、居住、医疗保健等方面。而以温饱等基本生存需求为主的消费结构已经被取代，同时以人力资本投资的教育、文化等的新消费结构正在形成。由此表明，青海省城镇居民消费结构整体上在由“生存型”逐步向“发展型”和“享受型”的物质精神文化消费转变。

因此，通过研究居民消费结构新动向，改善供给结构，调整消费政策，努力扩大交通通讯、住房、医疗保健等消费“热点”，发展和培育文化、体育、教育、旅游等新的消费“增长点”，并转化家庭设备耐用品及杂项商品消费领域的“冷点”。

参考文献:

[1]青海省统计局:青海统计年鉴（2008）[M].北京:中国统计出版社，2008