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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;影响
作为GDP主要组成部分的居民消费在经济可持续发展中发挥着重要的作用。改革开放以来随着中国经济的快速发展,人民生活水平不断提高,居民的消费水平也不断增长。但是由于中国各地区经济发展速度不同,居民消费水平也有明显差异。
一、实证分析
(一)模型设定
本文选择同一时期各地区城市居民的消费支出来建立模型,影响各地区城市居民人均消费支出的因素有多种,从理论和经验分析,最主要的影响因素是居民可支配收入,其他因素虽然对居民消费也有影响,但有的不易取得数据。因此这些其他因素可以不列入模型,即便它们对居民消费有某些影响也可归入随机扰动项中。本文选择在统计年鉴中可以获得的“城镇居民每人每年可支配收入”作为解释变量DPI,各地区城镇居民家庭平均每人全年消费性支出为被解释变量PC。从2009年《中国统计年鉴》中得到表1的数据。
运用统计软件EVIEWS6.0作城镇居民家庭平均每人每年消费支出(PC)和城镇居民人均年可支配收入(DPI)的散点图(见图1):
从散点图可以看出城镇居民家庭平均每人每年消费支出(PC)和城镇居民人均年可支配收入(DPI)大体呈现线性关系,所以可以建立如下线性模型:
PCi=β1+β2DPI+μi
(二)估计参数
运用统计软件EViews6.0对表1的数据作简单线性回归分析,用OLS法估计其参数,得到模型及参数估计的结果为:
Y^i=725.3459+0.664746Xi
(456.4659) (0.029549)
t=(1.589047)(22.49622)
R2=0.945802;R2=0.943934;F=506.0798;df=29
(三)模型检验
所估计的参数β2=0.664746,说明城市居民人均年可支配收入每增加1元,可导致居民消费支出增加0.664746元。这与经济学中边际消费倾向的意义相符。可决系数R2为0.945802,修正的可决系数为R2=0.943934,说明所建模型整体上对样本数据拟合较好,即解释变量“城市居民人均年可支配收入”对被解释变量“城市居民人均年消费支出”的绝大部分差异做出了解释。
对回归系数的t检验:H0:β1=0和H0:β2=0;估计的回归系数β^1的标准误差和t值分别为:SE(β^1)=456.4659,t(β^1)=1.589047;β^2的标准误差和t值分别为:SE(β^2)=0.029549,t(β^2)=22.49622。取α=0.05,查t分布表得自由度为n-2=31-2=29的临界值t=t0.025(29)=2.045。
t(β^1)=1.589047t0.025(29)=2.045,应拒绝H0:β2=0。这表明,城镇人均年可支配收入对人均年消费支出有显著影响。
二、结论与政策建议
城镇居民人均年可支配收入对消费支出有着显著的影响,正是由于各地区城镇居民个人可支配收入的差距,导致了各地区城镇居民人均消费支出的异。为了拉动内需,促进可持续经济增长,我们必须提升消费水平,而影响消费水平的主要因素是个人可支配收入,所以我们可以通过减税、增加转移支付等措施来提高个人可支配收入,进而增加消费,实现经济的可持续发展。
参考文献:
1、李月.中国城乡经济增长与消费的差异性分析[J].经济科学,2010(2).
2、陈赞晓.论消费创新意义、特点和途径[J].特区经济,2010(4).
城镇居民可支配收入范文第2篇
关键词：消费性支出；可支配收入；相关分析；回归分析
江苏省是中国的经济大省，伴随中国市场经济体制的确立和完善，其城镇居民的消费性财富和可支配财富的层次和质量更是得到了显著提升。探索二者的变动特征，从而得出它们的函数关系的基础性模型，有利于国家宏观调控、提升社会生产效率。我们依据江苏省城镇人口人均可支配收入与消费性支出的权威数字，应用相关回归分析法和一元线性回归分析法开展探究活动，为提高地区生产力发展水平、实施相关措施奠定理论基础。
一元线性回归分析方法：一元线性回归分析手段即将一对存在一次函数关系的自变量，构建线性回归函数模型，依据自变量的变化来预计因变量平均发展变动趋向的手段。
假设x是自变量，y是因变量，y和x满足特定线性关系，即一元线性回归函数基本模型为：
yi=a+bxi+εi （i=1，2，n）??????? （1）
式中：x即影响元素，这一影响元素是能够调控的，所以称它为自变量；ε指各类随机元素对各种作用、影响之和，依据中心极限原理，能够把它看做满足正态分布规律，即ε～N（0，σ2）；因变量就是预计结果，因为受各类随机元素的制约和作用，它自身是以回归直线上的相应值为核心的正态随机变量，即
y～N（a+bx，σ2）。设 i=a+bxi??????????（2）
为由一组观察值（xi，yi）（i=1，2，n）得到的回归方程。式2 中， 为yi 的预计值，关于单个自变量xi，都能够求的特定预计值；a与b是回归参数，a是函数=a+bxi在y轴上的截距，它是Xi=0时的预计值；b是函数=a+bxi的倾斜程度，表明自变量变化一个单位，因变量对应损益变化。
估测函数模型的回归参数有很多研究手段，运用最普遍的是最小二乘法。这一研究手段的核心理论基础是以函数模型，辅助一个比较合理的趋向线。最后取得回归系数的预测值为
（3）
（4）
实证分析：这里引用的是1996年到2008年江苏省城镇居民人均消费性支出与人均可支配收入为探究客体。（数字引用于中国统计网，详见表一）。假设人均可支配收入为自变量x，人均消费性支出为因变量y。
（一）相关分析：使用SPSS系统对消费性支出与可支配收入两变量开展有关研究，求的数据如下表。
在上图中不难发现，收入、支出二者的相关系数趋近于1.存在特别显著的相关性及统计意义。
（二）绘制散点图：散点图一般适用于展现二者变量之间的相关变化特点，在相关与回归探究中，这类图是特别关键的工具。使用SPSS 软件设计支出与收入有关变量的散点图（如图1）。
在上表中不难发现，上表图像大致上表现一类线性的统计数据，适用于一元函数回归方程来模拟重合。
三．建立回归模型
基于相关分析和散点图，运用一元线性回归方程来将支出和收入两变量开展模拟重合。同样是运用SPSS系统开展数据探究，能够得出表3。
我们可以从表3的数据建立回归模型 =1176.902+0.598x
四．模型检验：在核准完回归参数后，仍需对回归模型开展检测以保证其可信性和有效性。一般运用的检测手段有显著性检测、及R2等等。
（一）显著性检验：从表3我们可以看出有关参数R=0.999，预定显著性水平a=0.05，显然消费性支出与可支配收入线性休戚相关，呈正相关，这充分显示财富收入是影响城镇居民消费层次和质量的核心元素。2.R2检验。R2是由自变量的线性回归等式解释因变量的观测值在总变动中的比重。其数值位于0 到1之间，一般而言，它愈大，那么回归模型模拟重合愈益完善。通过表3，我们可以看到R平方值为0.998，数值很大，几乎等于1，所以我们可以认为回归模型具有相对较高的合理性。
城镇居民可支配收入范文第3篇
运用文献资料、问卷调查等方法，对宿迁家庭体育教育投资能力特征进行了分析。结果表明，宿迁城镇居民家庭体育教育投资潜力有逐年增强趋势;体育教育宿迁城镇居民的家庭体育教育投资边际消费倾向低(0．012)，缺乏需求收入弹性(0．869);从城镇居民年可支配收入标准判断，宿迁城镇居民家庭完全有投资能力。
关键词:
家庭体育教育投资;需求收入弹性;边际消费倾向
家庭体育教育投资是家庭教育投资重要组成部分，与青少年体质健康息息相关，是一种人力资本投资，也是家庭健康和家庭财富的投资。无疑，研究家庭体育教育投资能力，把握其内在规律，对于改善家庭主体投资意愿，控制投资风险，把握投资方向等都有积极意义。
1宿迁城镇居民家庭可支配收入与家庭体育教育投资能力特征
居民可支配收入包括家庭成员所从事主要职业的工资以及从事第二职业、其他兼职和偶尔劳动得到的劳动收入等。家庭可支配收入是影响家庭体育教育投资的重要因素。城镇家庭可支配收入是家庭成员得到可用于最终消费支出和其他非义务性支出以及储蓄的总和，即居民家庭可以用来自由支配的收入。［2］有资料显示，2014年宿迁城镇居民家庭人均可支配收入为15888元［3］，并且总体上在时间序列上呈逐年上升趋势，反映出宿迁城镇居民家庭体育教育投资潜力的逐年增强趋势。
2宿迁城镇居民家庭人均可支配收入、生活支出与家庭体育教育投资能力
生活支出包括基本生活需要的支出和非基本生活需要的支出两大部分，家庭体育教育投资是人们家庭消费支出中的非基本需要支出，与家庭收入直接相关，且不同富裕程度的家庭这方面的支出差异相对较大，当城镇居民家庭收入水平提高时，才有可能增加该类支出。有资料显示，宿迁城镇居民人均生活消费支出10450元，占人均可支配收入的65．77%，其中食品烟酒类消费支出占家庭人均可支配收入的23．72%，占比最高;居住类消费占家庭人均可支配收入的10．73%，排在第二位;家庭体育教育投资和非家庭体育教育投资的教育文化娱乐分别占比1．74%和9．66%，两者之和甚至超过了排在第二位的居住类消费，这一现象反映出宿迁城镇居民对教育文化娱乐类投入(包括家庭体育教育投资和非家庭体育教育投资的教育文化娱乐)的重视，家庭注重培养和提升子女的人力资本;同时，相对较小金额的家庭教育类投入(9．66%)及家庭体育教育投资(1．74%)反映出家庭其他方面的必要支出对家庭教育投入的挤出效应，同样道理，基于升学导及家庭必要开支的双重挤出效应导致家庭体育教育投资份额占比很低。
3宿迁城镇居民家庭体育教育投资的边际消费倾向与家庭体育教育投资能力
边际消费倾向是增加的消费和增加的收入之间的比率，也就是增加的1单位的收入中用于增加的消费部分的比率。调查统计表明，宿迁城镇居民的家庭边际消费倾向为0．438，表明家庭新增加的收入有43．8%用于生活消费支出。宿迁城镇居民食品烟酒、居住及非家庭体育教育投资的教育文化娱乐的边际消费倾向在家庭各项消费品支出中居前，表明宿迁城镇居民的新增收入首要满足基本生活需要;而家庭体育教育投资边际消费倾向排名最后，表明宿迁城镇居民在满足了基本生活需要及其他非基本生活需要开支后才考虑对家庭体育教育投资的消费，这一现象也反映出宿迁城镇居民对子女健康人力资本投资的不足。
4宿迁城镇居民家庭体育教育投资及其他项的需求收入弹性与家庭体育教育投资能力
需求收入弹性表示在一定时期内，消费者对某种商品需求量的变动对于消费者收入量变动的反应程度，用弹性系数加以衡量。弹性系数数值大小及表示意义有三种情况:(1)弹性系数大于1(奢侈品，富有收入弹性);(2)在0与1之间(正常品，缺乏收入弹性);(3)小于0(低档品)。调查统计计算得知，宿迁城镇居民生活支出中的交通通信和非体育家庭教育文化类两项的弹性系数都大于1，属于富有弹性的奢侈品，即随着家庭可支配收入的增加，城镇居民更愿意在交通通信及非体育家庭教育文化类上开支额更大;而像食品烟酒、衣着、居住等各项的商品及服务需求收入弹性系数都大于0且小于1，为缺乏弹性的正常品;家庭体育教育投资的需求收入弹性系数为0．869，显然不及富有弹性的一般教育投资及交通通信，也不及衣着及居住等基本生活需求支出。
5宿迁城镇居民家庭体育教育投资能力判别及制约因素
通常，居民家庭体育教育投资受制于两大因素:一是家庭预算;二是升学风险。在以文化成绩为导向的升学考试制度下，家庭对子女参加运动的项目、运动时间、运动特长、运动成才的成功率会做全面的评估和判断，如果运动对子女升学弊大于利，家庭体育教育投资则会被放弃。调查发现，宿迁城镇居民家庭随着子女入学年龄的增长，家庭体育教育投资呈快速下降趋势。居民家庭体育教育投资是家庭预算中家庭生活非基本支出一部分，在家庭预算一定的情况下，家庭体育教育的增加势必造成其他支出的减少，形成家庭体育教育投资的机会成本。如果家庭体育教育投资机会成本大到影响家庭正常基本生活支出，则会造成家庭生活质量下降，这样家庭体育教育投资能力较弱，反之亦然。有研究指出，当城镇居民年可支配收入不足8000余元时，城镇居民家庭完全没有能力投资教育;当城镇居民家庭年可支配收入在8000元至15000元之间时，城镇居民家庭在满足基本生活需求的前提下，压缩其他生活消费支出用于教育投资，但是投资能力有限;当城镇居民家庭年可支配收入大于15000元时，城镇居民家庭完全有教育投资能力。这里的完全有教育投资能力主要是针对于初级教育。用这个标准衡量家庭高等教育投资能力时还需要在此标准基础上加上高等教育的学费;并且考察家庭体育教育投资还需要综合考虑非体育类家庭教育投资。从江苏统计局的统计数据可知，宿迁城镇居民从2010年至2014年的人均可支配年收入可知，宿迁城镇居民的家庭体育教育投资属于完全有投资能力类型。
6结束语
家庭体育教育投资作为一种人力资本投资的实践活动，反映了家庭作为投资主体把货币转化为资本的主观条件及家庭体育教育服务费用的承受能力。宿迁城镇居民人均生活消费支出占用了人均可支配收入的65．77%，食品烟酒、居住等基本家庭生活支出负担较重，交通通信和非体育家庭教育文化娱乐富有需求收入弹性，家庭体育教育投资对子女升学等风险较大的不利因素影响，宿迁城镇居民家庭体育教育投资能力和投资潜力还需要更深入挖掘和激发。
作者：刘国富 单位：宿迁学院体育部
参考文献:
［1］温竹;洪恺;周亚．财政政策背景下的家庭教育投资［J］．北京师范大学学报(自然科学版)．2009．4(2):215－217．
［2］张光宏;李杰．我国城乡家庭教育投资能力比较分析［J］．农业技术经．2011．11:91－101．
［3］2014人民生活．［EB/OL］
［4］边际消费倾向．［EB/OL］
城镇居民可支配收入范文第4篇
关键词：城镇居民；收入分配；金融中介发展
中图分类号：F832
文献标识码：A
文章编号：1003－7217(2006)06－0012－07
一、引言和相关研究
改革开放以来，我国经济取得了高速的发展，城镇居民收入有了很大的提高。城镇居民收入在快速增加的同时，城镇居民收入的差距和我国经济发展的其他指标一样，也处于不断扩大的态势。此种差距扩大的趋势表现在阶层间、行业间和地区间。形成城镇居民收入分配差距的因素很多，有很多学者从多方面对此进行了研究。本文考察了金融中介发展对城镇居民收入差距的影响。
近年来，金融与增长文献开始关注金融与收入 分配间的关系。这些文献大体上可以划分为三种不同的理论假说：一种假说认为金融发展和收入分配间存在着倒U字型关系。另一种观点认为金融发展有利于改善收入分配不平等程度，认为在金融发展过程中，穷人和富人之间的收入与财富水平差距将不断收敛。第三种观点怀疑金融发展会降低收入不平等程度，认为随着金融市场的深化，最有可能从金融深化和金融市场发展中获利的是那些已经在位的和高收入阶层，而非穷人和低收入阶层。
在实证研究方面，Clark，Xu&Zou(2003)用全球数据对金融发展和收入分配之间的关系进行了分析，得到的结论是金融发展会显著降低一国收入分配差距。最近，Beck，Demirguc－Kunt和Levine(2004)的研究表明，私人可利用的信贷比例的上升会促进穷人的收入更快的增长。金融发展增加了国民收入，同时降低了收入的不平等。他们把此种效应称之为“惠及穷人的增长”。
关于我国的金融发展和收入分配的关系的研究，文献不多，对金融发展和城镇居民收入分配间的关系的研究就更少。Dayal Gulati和Husain(2000)、李萍、张道宏(2004)、尹希果、陈刚、潘杨和付翔(2005)等研究了我国金融发展和经济发展地区差异的关系，章奇、刘明兴、陶然(2003)、姚耀军(2005)研究了我国金融发展和城乡居民收入差距间的关系。张立军和湛泳(2005)从实证的角度论证了金融发展可能扩大城镇居民收入差距，不过他们只讨论了城镇居民收入差距的基尼系数，而没有讨论城镇居民收入在地区方面的差距，也没有详细讨论城镇居民收入的阶层差距，因此讨论是有局限的。本文在一定程度上弥补了他们论文的缺陷。
二、改革开放以来中国城镇居民收入差距的演变和特点
中国自1978年实施改革开放政策以来，取得的主要成果之一，就是在经济持续增长的基础上，居民收入水平总体攀升。其中，城镇居民的可支配收入从1978年的343．4元，增加到2005年的10493元，按可比价格计算，1978～2005年城镇居民人均可支配收入年均增长率达到6．9l％，同期人均GDP年均增长率为8．37％。但不可否认的是，伴随着收入水平的提高，居民之间的收入差距也在不断扩大，这种差距的扩大在阶层、地区和行业间均有表现。
(一)城镇居民收入的阶层差距
现从两个方面对我国城镇居民收入的阶层差距进行考察：一是城镇居民收入的基尼系数，二是按收入等级划分的最高收入组收入与最低收入组收入比例。
关于中国城镇居民收入的基尼系数，有许多学者进行了计算，结果不完全相同。总体来看，近几年测定的中国城镇居民基尼系数有一个共同的特点，那就是呈长期上升趋势。在20世纪80年代中前期，中国城镇居民基尼系数一般在0．15左右，而到1998年已达到0．3。本文下面的分析采用的是罗日镁(2005)的计算结果。从图1(A)可以看出，我国城镇居民收入的基尼系数自20世纪80年代中期以来，总体上是在不断扩大，特别是在20世纪90年代，城镇居民收入的基尼系数呈加速扩大的态势，进入21世纪后的这几年，城镇居民收入的基尼系数呈现出稳中有升的趋势。基尼系数的这种变化趋势说明，我国城镇居民收入分配的不平等程度自改革开放以来，总体上处于扩大的态势。
图1(B)是根据《中国统计年鉴》各年的相关数据计算绘制的。它反映的城镇居民人均可支配收入最高的10％的家庭户的人均收入与最低的10％的家庭户的人均收入的比例(用HL表示)，1985年这一比例为2．92，到了2004年这一比例已上升到8．8以上，20年间最高收入与最低收入的比例上升了3倍以上。若考虑困难户的人均收入和最高收入组的人均收入，此种差距就更大。图1(B)也反映出最高收入与最低收入的比是从20世纪90年代开始上升的，特别是1996年后加速上升。
(二)城镇居民收入的地区差距
首先分析城镇居民收入在省级行政区间的差异。图2(A)给出了我国1978～2004年城镇居民人均可支配收入的地区变异系数。可以看出，改革开放以来，我国城镇居民人均可支配收入在省级行政区间的差异总体上是在不断扩大的。例如，1978年城镇居民人均可支配收入的地区变异系数是0．183．到2004年这一指标增加到0．281，从收入最高与最低地区的比例看，1978年最高的上海市是560元，最低的贵州省为261．26元，最高是最低的2．14倍；到2004年城镇居民人均可支配收入最高的上海市已达16682．82元，而最低的宁夏则只有7217．87元，最高是最低的2．3倍以上。
具体地又可以划分为三个阶段：(1)1978～1982年，这段时期我国城镇居民人均可支配收入的省际差异略有缩小，1978年变异系数为0．183，1982年为0．124；(2)1983～1994年，这一阶段地区差异持续扩大，特别是1987～1994年，变异系数是迅速拉大，变异系数从1984年0．135扩大到1994年的0．278；(3)1995～2004年，我国城镇居民人均可支配收入省际差异处于相对稳定，并有些微的扩大。
按照各省城镇居民人均可支配收入与全国平均水平的比例，将省份划分为四个类型区：(1)高收入区，城镇居民人均可支配收入在全国平均水平的125％以上；(2)中高收入地区，城镇居民人均可支配收入是全国平均水平的100％～125％；(3)中低收入地区，城镇居民人均可支配收入是全国平均水平的75％～100％；(4)低收入地区，城镇居民人均可
支配收入在全国平均水平的75％以下。表1给出了几个年份的分类结果。从比较静态的角度看，随着经济体制改革的推进，市场化程度的提高，高收入和中高收入地区逐渐转向了沿海地区，而中低收入和低收入地区则集中到中西部和东北地区。
再从传统的东部地区、中部地区和西部地区的划分看，如图2B所示，从绝对数额看，我国城镇居民人均可支配收入东中西部之间差异的扩大主要是因为东部地区与中西部地区的差距快速扩大，而中部和西部之间的差异则相对较小。大体上，东部地区与中西部地区的差距从20世纪90年代初期就开始持续拉大，到了90年代中期，此种差距加速扩大；而中部地区和西部地区间城镇居民人均可支配收入一直相差不大。
三、金融发展与城镇居民收入差距：分析框架
我国城镇居民收入差距的形成是和各地区经济发展的初始水平和城镇居民收入增加的速度相关的。考虑两个地区，分别为w地区和E地区，E地区经济发展水平高，城镇居民收入高，w地区经济发展水平低，城镇居民收入也低，令YWo和YWt为w地区在所考察的两个时期的城镇居民人均收入水平，gW为它的增长速度，YWo和YEt为E地区在所考察的两个时期的城镇居民人均收入水平，gE为其增长速度，则E地区与W地区在t年的收入比为：
上式左边为两个地区城镇居民人均纯收入的对数差距，右边说明这样的差距由两部分构成，右边第一项是初始收入的对数差，右边第二项是两个地区收入增长速度的差距。也就是说，两个地区城镇居民收入的发展差距受到初始发展水平和收入增长速度的制约。
金融发展对城镇居民收入差距的影响就表现为对这两个方面差距的影响上，其影响是通过对经济增长的影响而实现的，即：金融发展――经济增长――城镇居民收入差距。这可以用下面的生产函数来加以说明：
Y=f(K，L，F，t) (3)
其中Y代表产出或者就是城镇居民收入，K是物质资本的投入，L是劳动力投入，F代表金融发展水平，t是时间变量。对该生产函数进行简单处理就可得
Y＆=αK＆+βL＆+γF＆ (4)
其中，Y＆是产出或者城镇居民收入的增长率，K＆是资本投入的增长率，L＆是劳动力投入的增长率，α、β和γ分别表示它们的贡献系数。所以，金融发展水平既要影响城镇居民收入的初始水平，也要影响城镇居民收入的增长速度。
四、中国金融发展与城镇居民收入差距的实证分析
(一)指标选择和模型的设定
本文用下面几个指数来衡量金融中介的发展水平：
1．经济货币化指数(EM)。该指标定义为：
经济货币化指数(EM)=M2/GDP (5)
其中，M2是货币和准货币。EM测度的是中国经济发展的金融深度。
2．金融，中介发展指数(FIR)。本文简单地利用金融机构的存款和贷款的和与GDP的比率，定义为金融相关比率(FIR)，即
3．私人贷款(PRIVATE CREDIT)占GDP的比重(FD)。它等于金融机构贷给私人部门(包括私营企业及个体贷款和三资企业贷款)的贷款除以GDP。这一指标排除了中央银行和开发银行发放的贷款。还排除了给公共部门的贷款和中介间彼此的交叉贷款。
这样，本文所定义的金融中介发展水平F就可写成：
(二)金融中介发展与城镇居民收入的增长
对1978～2004年城镇居民人均可支配收入、EM、FIR进行相关分析表明，EM、FIR和城镇居民收入的增长强正相关(相关系数分别为0．989和0．977)，执行格兰杰因果检验，在滞后阶数取3和4时，发现城镇居民人均可支配收入的增长是FIR和EM的Granger原因，这部分反映了改革开放以来，我国货币供给和金融中介发展中的倒逼机制，即城市经济体制改革，城镇居民人均可支配收入的增长，引起货币需求的增长，促进了经济的货币化和金融中介的发展。
从年增长率来看，相关分析表明，EM的增长率和城镇居民人均可支配收入增长率间正相关(相关系数为0．396)，而FIR增长率和城镇居民人均可支配收入增长率间呈现出不具统计意义的微弱负相关(相关系数仅－0．019)。
沿着Thorsten Beck，Asll Demirgüc－Kunt和Ross Levine(2004)的思路，本文分析了私人贷款／GDP与城镇最低10％人口收入的增长间的关系，发现这两者间在我国的关系非常弱，几乎没有关系(相关系数仅0．012)，这和Thorsten Beck，Asl1DemirRüc－Kunt和Ross Levine(2004)的分析不同。一个解释是我国金融机构主要是政府垄断，偏好于向公营部门贷款，对私人贷款的门槛高，因此私人贷款占银行贷款的比例非常低，到2003年才3％多点，而且还包括对三资企业的贷款，这对城镇居民收入的提高作用很有限。进一步分析FD和城镇居民收入的增长间的关系，也非常弱(相关系数为0．22)。
(三)金融中介发展与城镇居民收入差距
表2给出了相关变量的描述性统。表3是这些变量的相关系数矩阵。可以看出，反映金融发展的各项指标和反映城镇居民收入差距的各项指标间，除了FD和HL间呈现显著正相关外，其余都具
执行格兰杰因果检验，具有格兰杰因果关系的变量见表4。主要结论是：
(1)经济货币化程度与城镇居民收入差距之间的因果关系：在滞后阶数为1和3的情况下，经济货币化是基尼系数的Granger原因；在滞后阶数为1的情况下，经济货币化是城镇居民中最高收入与最低收入比例扩大的Granger原因；无论滞后期长短，经济货币化和城镇居民收入地区差异间既不存在双向的Granger因果关系，也不存在单向的Granger因果关系。
(2)金融中介发展与城镇居民收入差距问的因果关系：在滞后阶数为1的情况下，金融中介的发展是基尼系数的Granger原因；无论滞后期长短，金融中介发展和城镇居民最高收入与最低收入间的差距间既不存在双向的Granger因果关系，也不存在单向的Granger因果关系；在滞后阶数为2的情况下，金融中介发展是城镇居民收入地区差异的Granger原因。
(3)私人贷款／GDP和城镇居民收入差距间的因果关系：无论滞后期长短，FD和基尼系数之间既不存在双向的Granger因果关系，也不存在单向的Granger因果关系；在滞后阶数为4的情况下，城镇
居民最高收入与最低收入比(HL)是FD的格兰杰原因，但相反的因果关系不成立；在滞后阶数为1、3和4的情况下，城镇居民收入的地区差异是FD的格兰杰原因，但相反的关系不成立。
五、结论和评论
改革开放以来，我国经济的高速增长，带来了城镇居民收入的快速增长，但此种快速增长在阶层、地区和行业间的分布是不均衡的，结果城镇居民收入差距呈现出持续扩大的态势。本文的分析表明，我国经济货币化和金融中介发展水平的提高促进了我国经济的高速增长，但惠及增长的金融发展与城镇居民收入分配的影响在我国的表现与ThorstenBeck，Asll Demirgüc－Kunt和Ross Levine(2004)的分析不同。
从金融发展与城镇居民收入增长的趋势关系看，虽然金融发展和城镇居民收入的增长有相当的同步性，且呈现出强相关关系，但在因果关系方面，城镇居民人均可支配收入的增长是FIR和EM的Granger原因，这部分反映了改革开放以来，我国货币供给和金融中介发展中的倒逼机制，即城市经济体制改革，城镇居民人均可支配收入的增长，引起货币需求的增长，促进了经济的货币化和金融中介的发展。
从金融发展和城镇居民收入分配关系看，衡量金融发展的各项指标和衡量收入分配的各项指标间存在显著和强的正相关关系。因果检验表明，经济货币化程度和金融中介的发展扩大了城镇居民收入的基尼系数，也拉大了城镇最高收入阶层和最低收入阶层的差距，金融中介的发展在一定程度上拉大了城镇居民收入的地区差距。
在我国金融发展和城镇居民收入分配间之所以存在上面的关系，这与我国金融体系的特点密切相关。Greenwood和Jovanovic(1990)的分析认为，由于在金融市场不发达的情况下，享受金融服务需要一定的成本，不同收入阶层因收入的不同享受到不同的金融服务，高收入阶层能够比低收入阶层享受更多的金融服务，即在金融发展水平较低的情况下，高收入阶层在获得金融资源上有优势，从而总体上提高高收入阶层的收入，收入分配差距因而扩大。
改革开放以来，我国的金融中介体系有了很大的发展，但离社会主义市场经济的要求还有相当的距离，金融机构的集中度高，有“廉价投票权”的政府控制的金融中介机构居于垄断地位，金融中介机构的治理效率有待提高，直接融资体系尚不发达，低收入阶层和中小企业由于进入门槛高，难以利用金融体系。
城镇居民可支配收入范文第5篇
城乡居民旅游消费需求主要是指城乡居民为了满足旅游消费需要，并且具有货币支付能力的支出，主要分为两类：一是城乡居民收入因素，由城镇居民人均可支配收入、农村居民年纯收入及收入类型与结构来衡量；二是非收入因素，如城乡居民旅游消费需求习惯、旅游产品价格、旅游消费环境、旅游消费政策等。收入因素是影响城乡居民旅游消费需求的主要因素，而收入的水平、收入的类型、结构等对城乡居民旅游消费需求产生了不同影响[1]。1995-2010年间，城乡居民人均旅游花费比从1996年的7.58逐步降低到2010年的2.89，而同期城乡居民收入比在3.00左右徘徊。1995-2010年间，我国城乡居民收入绝对差异持续扩大，但在中国城镇化率持续上升及乡村人口数持续下降背景下，农村居民旅游总花费水平持续提升，出游总人次仍保持一定的增长速度。城乡居民收入变迁及其旅游消费影响机制的分析有助于正确认识收入变化对城镇居民、农村居民旅游消费的影响差异及其内在机制，这对优化调控城乡居民旅游消费结构与潜力，及如何提升城乡居民、尤其是农村居民旅游消费水平具有一定价值。
一、数据来源与研究方法
（一）数据来源
本文数据主要有城镇与农村居民旅游消费支出、城镇与农村居民收入水平、城乡居民人口、城镇与农村居民生活消费支出、城镇与农村居民旅游总花费等指标，数据年限为1995-2010年共16年时
间序列数据，这些数据来源主要是1996-2011年各年《中国统计年鉴》、《中国农村统计年鉴》、《中国旅游统计年鉴》、《中国国内旅游抽样调查资料》（2009年后为《中国旅游抽样调查资料》）。
（二）数据分析方法与步骤
本文使用EViews6.0统计分析软件，对时间序列数据进行分析的方法与步骤如下：
1.对数据序列进行ADF单位根检验。ADF单位根检验对于检查时间序列的平稳性非常重要。时间序列只有同阶单整才能进行OLS估计，如果ADF统计量为负，且数值大于0.05显著水平上的临界值，则拒绝单位根假设而表明时间序列是平稳的。如果一阶差分不包含单位根，它就是一阶单整，如果一阶差分是非平稳的，可以继续对二阶差分进行检验[2]。
2.对数据序列进行格兰杰因果关系检验。小树长成参天大树的过程与GDP的增长过程可能存在高度相关关系，但两者未必存在因果关系。格兰杰因果检验的基本依据是将来不能预测过去，如果某变量的变化是由另一变量引起的，则另一变量的变化应该发生在某变量之前[3]。格兰杰因果检验统计量F服从标准的F分布，若检验统计量F的值大于F分布的临界值，则拒绝零假设。
公式（1）表明yt变动既受ΔXt的影响，又受上一次误差ecm影响。α为短期调整系数，反映了变量在短期波动中偏离它的长期均衡关系的程度及短期调整方向，若这一误差是负值，说明该变量在本期就应该做相应的正修正。
二、城乡居民收入与旅游消费数据稳定性与因果关系分析
（一）农村居民收入与旅游消费指标稳定性检验与因果关系分析
根据AIC最小原则，本文使用EViews分析软件，对农村居民旅游消费及农村居民年纯收入、工资收入、家庭经营收入、财产性与转移性收入等指标进行ADF单位根检验（表1）。由表1观察以上指标均是二阶稳定性数据，农村居民人均旅游花费与年纯收入、工资收入、家庭经营收入、财产性与转移性收入之间存在协整与长期均衡关系，可进行OLS估计。
（二）城镇居民旅游花费与收入数据稳定性检验（ADF单位根检验）
本文使用EViews分析软件，根据AIC最小原则，对城镇居民旅游花费、年人均纯收入、工资收入、家庭经营收入、财产性与转移性收入等进行ADF单位根稳定性检验（表2）。由表2观察以上指标均是二阶稳定性数据，城镇居民人均旅游花费与人均可支配收入、年人均纯收入、工资收入、家庭经营收入、财产性与转移性收入之间存在协整与长期均衡关系，可进行OLS估计。
（三）城乡居民收入与旅游消费分析
1.农村居民收入与旅游消费因果关系分析。本文把农村居民旅游消费设为因变量Y1，农村居民年人均纯收入等设为自变量X1，村居民工资性收入X2、农村居民家庭经营性收入X3、农村居民财产性与转移性收入X4。格兰杰检验的基本依据是将来不能预测过去，如果Y的变化是由X引起的，则X的变化应该发生在Y之前。
本文使用EViews6.0，通过选择滞后期2、3、4，对我国农村居民旅游消费和农村居民年人均纯收入、农村居民工资性收入、农村居民家庭经营性收入、农村居民财产性与转移性收入进行格兰杰因果关系检验，结果如表3。由表3可见选择滞后期为2，在0.05显著水平下，农村居民年人均纯收入、工资收入、家庭经营收入、财产性与转移性收入均为农村居民人均旅游花费的格兰杰原因。
2.城镇居民收入与旅游消费因果关系分析。通过使用EViews6.0进行运算，本文选择滞后期2、3、4，对我国城镇居民旅游消费和城镇居民可支配收入、工资性收入、家庭经营性收入、财产性与转移性收入进行格兰杰因果关系检验，结果如表4。由表4可见选择滞后期为2，在0.05显著水平下，城镇居民可支配收入为城镇居民人均旅游花费的格兰杰原因；工资收入、家庭经营收入、财产性与转移性收入与城镇居民人均旅游花费，在0.05显著水平上，不具有格兰杰因果关系。
三、城乡居民收入与旅游花费水平回归分析
（一）中国农村居民旅游花费与年纯收入及类型之间的回归分析
1.中国农村居民人均旅游花费与年纯收入回归分析。据本文第三部分分析，农村居民旅游花费、农村居民年人均纯收入、工资性收入、家庭经营收入、财产性与转移性收入等均是二阶单整序列，且农村居民人均年纯收入是旅游花费的格兰杰原因，可以借鉴EG检验法来检验它们之间是否存在长期均衡关系。本文使用EViews6.0分析软件得出农村居民旅游花费与年纯收入之间的回归方程及表3、表4。
经过测算，现进一步对估计方程（2）的残差序列进行平稳性检验。根据AIC最小原则，选择滞后期1时的单位根检验形式，残差平稳性检验的ADF统计量（-3.417419）小于0.05显著水平下的临界值（-3.098896），说明残差序列稳定，估计方程（2）不存在伪回归，序列Y1和X1线性关系显著。农村居民旅游花费与人均年纯收入之间存在着长期均衡关系，1995-2010年间农村居民旅游边际消费倾向为0.0382。农村居民年人均纯收入的增长促进了农村居民人均旅游花费的增长，且在其他不变的条件下，农村居民人均年纯收入每增长100元，可以平均实现3.82元的人均旅游花费增长。姚丽芬等（2010）认为旅游消费和居民收入为长期均衡关系，居民收入每增加1%，可以使旅游消费增加1.144%；农村居民旅游消费的长期收入弹性系数为1.175，短期弹性系数为-0.924；居民收入对旅游消费促进作用明显[7]。中国农村居民经济收入直接影响中国农村居民的旅游人均花费和旅游购买力，但对出游率影响不大。农村居民人均纯收入每增加1000元，人均花费大致增加161元[8]。黄秀娟（2004）认为农村居民人均纯收入（城镇居民人均可支配收入）2 000元为我国居民旅游消费的一个重要临界点，超过这一临界点，居民旅游消费将会以很快的速度增长。但是，从我国当前的经济收人来看还有大部分居民，尤其是农村居民的人均收人没有达到这一临界点。刁宗广（2009）认为促进农村经济的发展和农村居民收入水平的提高，是提高旅游消费水平的重要因素[8]。中国农村居民旅游消费还受到城镇化率、农业产业化发展水平、农村社会保障水平等因素影响，1995-2010年我国乡村人口比重持续下降，人口数量持续减少，而同期农林牧渔业总产值、第一产业总产值、政府财政用于农业的支出、农村固定资产投资等农村、农业社会经济、农村居民出游率等指标均以较快速度增长，这些因素在一定程度上提升了农村居民旅游总人次、年人均旅游消费支出及中国农村居民旅游总花费。因此，需要采取加大农村财政支持力度、发展农村经济、加大农村居民社会保障水平等措施，有效降低农村居民负担，提升其收入水平，这样才能有效提升收入对旅游消费的促进作用。
2.农村居民旅游消费与年纯收入误差修正分析。根据协整方程（1），运用EViews软件得到农村居民旅游花费受年纯收入影响的短期波动误差修正模型为：
估计方程（4）拟合优度R2为67%，表明被解释变量变化的67.0%可以由解释变量的变化得到解释，F统计量均满足显著水平为5%的统计显著性检验。如果其残差序列是平稳的，则说明其不存在伪回归现象。根据AIC最小原则，现进一步对估计方程（4）的残差序列进行平稳性检验，经过测算选择滞后期1时的单位根检验形式，结果如表3所示（使用EViews6.0分析软件）。由表3可知残差平稳性检验的ADF统计量（-3.866761）小于0.05显著水平下的临界值（-3.098896），说明残差序列是I（0）平稳的，可以认为农村居民旅游消费支出与其家庭经营收入、工资性收入、财产与转移性收入之间存在协整关系，存在长期均衡关系，且协整方程不存在伪回归，序列Y1和X1、X2、X3线性关系显著。
估计方程（4）表明：（1）农村居民年人均工资性收入的增长促进了农村居民人均旅游花费的增长，且在其他不变的条件下，农村居民人均工资性收入每增长100元，可以平均实现21.7元的人均旅游花费的增长；（2）农村居民年人均家庭经营收入的增长促进了农村居民人均旅游花费增长，且在其他不变的条件下，农村居民人均家庭经营收入每增长100元，可以平均实现3.0元的人均旅游花费增长；（3）农村居民年人均财产性与转移性收入的增长抑制了农村居民人均旅游花费的增长，且在其他不变的条件下，该项收入每增长100元，将会抑制56元的人均旅游花费增长。黄秀娟（2004）认为我国居民收入对居民的国内旅游消费起着决定性作用，居民旅游消费的多少不仅与居民收人的绝对值有关，还与收人的增长率及城镇居民和农村居民收人增长的相对速度有关。因此，在分析我国居民旅游消费时不仅要考虑居民的总体收人增长情况，还要分析居民的收人增长结构。
（二）中国城镇居民旅游花费与年可自由支配收入及类型之间的回归分析
1.中国城镇居民旅游花费与人均可支配收入回归分析。本文使用EViews6.0分析软件得出城镇居民旅游花费与人均可支配收入之间的回归方程为：
估计方程（5）的F，t统计量均满足显著水平为5%的统计显著性检验，如果其残差序列是平稳的，则说明其不存在伪回归现象。现进一步对估计方程（5）的残差序列进行平稳性检验，根据AIC最小原则，使用EViews6.0分析软件经过分析，选择滞后期1时的单位根检验形式，残差平稳性检验的ADF统计量大于0.05显著水平下的临界值，小于0.10显著水平下的临界值，说明残差序列是稳定的，估计方程（5）不存在伪回归，序列Y2和X5线性关系显著。城镇居民旅游花费与人均可支配收入之间存在着长期均衡关系，城镇居民人均可支配收入的增长促进了城镇居民人均旅游花费的增长，且在其他不变的条件下，城镇居民人均可支配收入每增长100元，可以平均实现2.3元的人均旅游花费增长。陈敏（2011）研究表明我国城镇居民人均可支配收入每增长1元，其中仅有约2.22%部分用于旅游消费，我国城镇居民的人均旅游消费占人均可支配收入的比重较小，旅游消费市场还有很大的潜力可以开发，城镇居民人均可支配收入对人均旅游消费支出的影响较弱，即在可支配收入较快增长的情况下，个人旅游消费增幅并不是很大[9]。
2.中国城镇居民旅游消费与可支配收入误差修正分析。根据协整方程（1），运用EViews软件得到城镇居民旅游花费受可支配收入影响的短期波动误差修正模型为：
估计方程（7）的F统计量均满足显著水平为5%的统计显著性检验，工资性收入、财产与转移性收入t统计量不满足显著水平为5%的统计显著性检验。如果其残差序列是平稳的，则说明其不存在伪回归现象。现进一步对估计方程（7）的残差序列进行平稳性检验，根据AIC最小原则，经过测算，选择滞后期1时的单位根检验形式，结果如表3显示，残差平稳性检验的ADF统计量（-4.016165）小于0.05和0.01显著水平下的临界值（-3.098896，-4.004425），说明残差序列是I（0）平稳的，协整方程不存在伪回归，序列Yt和X6、X7、X8线性关系显著，城镇居民人均旅游花费与工资性收入、家庭经营收入、财产性与转移性收入之间存在着长期均衡关系。
估计方程（7）表明：（1）城镇居民年人均工资性收入的增长促进了城镇居民人均旅游花费的增长，且在其他不变的条件下，城镇居民人均工资性收入每增长100元，可以平均实现3.21元的人均旅游花费增长；（2）城镇居民年人均家庭经营收入的增长抑制了城镇居民人均旅游花费的增长，且在其他不变的条件下，城镇居民人均家庭经营收入每增长100元，将会抑制32.79元的人均旅游花费增长；（3）城镇居民年人均财产性与转移性收入的增长促进了农村居民人均旅游花费增长，且在其他不变的条件下，城镇居民人均财产性与转移性收入每增长100元，将会促进11.61元人均旅游花费的增长。
四、结论与讨论
第一，收入水平与旅游边际消费倾向对城乡居民旅游花费影响差异明显。随着我国城镇化率提升，虽然我国城乡人口比逐渐升高，但2001年以来城乡居民旅游总花费一直在均值2.52左右波动，一方面源于农村居民人均旅游花费逐步提升，另一方面也与农村居民出游人次增长迅速有关。本文研究结论再次证明提升农村居民人均年纯收入水平，对旅游消费水平提升及我国旅游经济发展水平具有十分重要的作用。
第二，提升城镇居民旅游边际消费倾向与农村居民纯收入水平，是提升我国城乡居民旅游总花费的关键。从促进我国旅游发展视角，增加农村居民收入对促进我国旅游总收入持续、快速增长具有重要作用。因此，培育城镇居民旅游消费理念，优化旅游消费环境，促进旅游消费水平，提升城镇居民旅游边际消费倾向，对促进我国旅游业发展具有极为重要的作用；对农村居民来说，提升农村居民收入水平是促进农村居民旅游发展的关键要素之一。
第三，城乡居民旅游消费对收入过度敏感性均过低。本研究表明农村居民、城镇居民旅游消费过度敏感性分别为0.023449、0.013403，城乡居民旅游消费对收入的过度敏感性系数均较低。相对于其他生活消费支出，旅游消费属于精神性非必需品消费，只有收入达到一定水平后才会考虑旅游等精神消费需求。在我国农村居民年纯收入不到1 000美元及城镇居民可支配收入尚未达到3 000美元前提下，以2010年城镇居民生活消费结构为例，居住、食品、医疗保健、交通通讯等花费占到总生活花费支出的87%，文教娱乐花费只占12.1%，且教育花费占到文教娱乐花费的75%，旅游消费水平比较低。城乡居民旅游消费对收入过度敏感性均过低，这对促进城乡居民旅游等精神消费或发展、享受型生活消费需求的增长是严重障碍。城镇居民消费过度敏感性系数比农村居民还要低，这在一定程度上说明我国城镇居民旅游消费对收入的依赖性，或收入增长对旅游消费增长的促进作用很微小。旅游消费在城镇居民收入得以持续提升背景下持续徘徊不前需要多方面思考，尤其是城镇居民的民生社会保障力度问题，如住房价格过高、教育负担过重、医疗成本过高、食品价格持续上扬等对居民收入实际提升的影响。农村居民消费变动呈现出对收入变动的过度敏感性；农村居民消费表现出了显著的内部习惯形成，即消费存在着棘轮效应，城镇居民的消费行为对农村居民具有示范效应[10]。
第四，采取有效措施降低城乡居民食品、住房、医疗、教育等生活消费支出，提升城乡居民旅游消费对收入过度敏感性水平，促进旅游消费水平提升。增加农村居民收入能有效提高农村居民收入对旅游消费的影响力，提升过度敏感性系数，增加农村居民旅游消费额，提高农村居民旅游消费水平。对于城镇居民来说需要在提升居民可支配收入水平的基础上，有效解决住房、医疗保健、城镇公共交通基础设施等方面的制度改革，有效减轻城镇居民生活消费负担，以避免城镇居民节省支出以增加储蓄来应付不确定性大额支出，从而影响城镇居民消费能力。
第五，城乡居民收入结构对城乡居民旅游花费影响具有较大差异，其中城乡居民财产性与转移性收入对城乡居民旅游消费影响相反。城乡居民工资性收入的增长对旅游花费的促进作用差异较大，农村居民工资性收入的增长能显著促进旅游消费的增长（100元增长促进21.7元旅游消费），而城镇居民则影响甚小（100元增长促进3.21元旅游消费）。因此，加大农业产业化及发展乡村经济，提升农村居民就业与工资性收入水平对促进农村居民旅游消费及我国旅游经济发展具有十分重要的意义。城乡居民财产性与转移性收入的增长对旅游花费的促进作用相反。农村居民财产性与转移性收入的增长能显著抑制旅游消费的增长（100元增长抑制56元旅游消费），而城镇居民则影响为正向（100元增长促进11.61元旅游消费）。中国的城镇化发展需要充分重视农村居民土地流转及土地征用过程中对土地价值的补偿水平提升，使农村居民在城镇化过程中财产性和转移性收入得以有效提升；需要为农村居民利用宅基地自建住房能办理房产证，使农居房不仅具有实用价值，也具有价值，而不是利用较多资金兴建的住房不具有财产性价值。此外，还需要加大对农业、农村、农民的财政性转移支付水平，使农村居民财产性与转移性收入的增长具有质量。只有采取与城镇居民财产性与转移性收入相等同的措施，才能使农村居民财产性与转移性收入的提升对其旅游消费或其他生活消费的正向影响水平。
