城镇居民可支配收入例1

中图分类号：F22 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2013）24-0229-04

珠海市位于广东省珠江口的西岸，是中国南方港口城市，经济特区。珠海1953年建县，1979年建市，1980年成立经济特区，2008年国务院颁布实施珠江三角洲地区改革发展规划纲要（2008—2020年），并明确珠海为珠江口西岸的核心城市。珠海建市以来，经济持续快速增长，从一个默默无闻的边陲小镇发展成为初具规模的现代化花园式海滨城市。随着珠海经济的快速发展，珠海城镇居民的消费性支出与可支配收入水平也持续稳步提高。研究珠海城镇居民消费性支出与可支配收入的变化趋势及相关关系，发现二者之间在数量关系上的基本规律，对增加居民收入，提高人民生活水平具有重要的现实意义。本文根据1993—2011年珠海城镇居民家庭消费性支出与可支配收入的统计数据，采用一元线性回归模型进行回归分析，为珠海市政府研究制定相关政策措施提供可靠的依据。

一、一元线性回归模型

对于变量间的相关关系，我们可以根据大量的统计资料，找出它们在数量变化方面的规律（即“平均”的规律），这种统计规律所揭示的关系就是回归关系，所表示的数学方程就是回归方程或回归模型。在研究变量间的相关关系时，一般将引起某一现象变化的因素（或原因）称为自变量，将被引起变化的现象（即结果）称为因变量。在直角坐标系中将大量数据绘制成散点图，这些点不在一条直线上，但可以从中找到一条合适的直线，使各散点到这条直线的纵向距离之和最小，这条直线就是回归直线，这条直线的方程叫做线性回归模型。

（四）模型检验

1.显著性检验。表3中，相关系数是R=0.979，预定显著性水平a=0.05，在自由度n-2=17下查相关系数表知Ra=0.45553。因为|R|Ra，所以消费性支出与可支配收入呈正相关关系，说明可支配收入是决定消费性支出的关键因素，因此，该一元线性回归模型通过显著性检验。

2.R2检验。R2是样本决定系数（R-square），它测度了在y的总变异中，由回归模型解释的那个部分所占的比例，所以R-square反映回归方程的拟合优度，取值范围在0～1之间，越接近1，则拟合越好，拟合优度高；越接近0，则拟合越差，拟合优度低。表3中我们可以看到，R-square为0.958，数值较大，并且接近于1，因此我们认为该一元线性回归模型拟合好，拟合优度高，因此，该一元线性回归模型通过R2检验。

3.正态性检验。假设在一元线性回归模型中，ε服从正态分布，即ε～N（0，σ2）。我们可以绘出回归残差值的直方图来检验这一假设能否成立，如果绘出回归残差值的直方图是钟状图形，假设成立。我们用SPSS软件绘制回归模型的残差值直方图（如图2所示）。从图2来看，该直方图接近于钟状图形，即正态分布，因此，该一元线性回归模型通过正态性检验。

4.异方差性检验。绘制自变量可支配收入的回归残差值散点图，可以检验自变量可支配收入的回归残差值的异方差性。我们使用SPSS软件绘制可支配性收入的回归残差值散点图（如图3所示）。图3中，回归模型中自变量可支配收入的残差值的分布是乱七八糟的，没有规律，因此，该一元线性回归模型通过异方差性检验。

三、结论

通过上述分析，我们可以得出以下三个结论。

1.珠海城镇居民消费性支出与可支配收入存在较优的回归关系，且呈正相关关系。经过对回归模型的各项检验，可以确定珠海城镇居民年人均消费性支出与可支配收入之间的一元线性回归模型为： i=913.718+ 1.227xi。

2.可支配收入是决定消费性支出的关键因素。政府应合理调整收入分配格局，努力增加居民收入，实现居民收入增长和经济发展同步，提高低收入群体的收入水平，缩小贫富差距，才能真正刺激内需，促进消费，从而推动经济持续健康发展。

3.可支配收入不是影响消费性支出的唯一因素，非收入因素对消费的影响也十分重要。政府应高度重视这些非收入因素，尽可能完善促进消费的政策措施，巩固扩大传统消费，积极培育热点消费，推动消费结构的优化升级，改善消费环境，加快商贸流通环境等基础设施建设，扩大消费信贷，整顿和规范市场价格秩序，为广大消费者提供更加便利、安全、放心的消费环境。

参考文献：

城镇居民可支配收入例2

进入21世纪以来，山西城镇居民可支配收入节节攀升，在全国31个省市自治区中的位次逐年上升。2000年山西城镇居民人均可支配收入仅为4724.11元，位于全国倒数第1。但从2000年到2003年来看，城镇居民人均可支配收入虽然还在全国的位次底部，位次却提高了9名；2004年山西城镇居民人均可支配收入为7902.86元，位次也由20名以后前移到18名；2006年山西城镇居民人均可支配收入已超万元，在全国排名第15位，这是一个非常了不起的变化，表明山西城镇居民的可支配收入已基本接近全国中等水平。

(二)收入增长的主要原因

1　工薪收入增长较快，对可支配收入的拉动作用很大

从收入构成看，工薪收入是目前山西城镇居民收入的主要来源。例如，2005年工薪收入占家庭人均总收入的比重为74.5％。工薪收入增长较快的主要原因：一是规模以上工业增加值增长较快。山西2000年规模以上工业增加值占全国的比重仅为1.7％，到了2005年增加为2.6％。这说明山西这段时期的工业增长迅速，对推动职工工薪收入的大幅度增长有很大作用。二是企业利润增长幅度较大。“十五”时期工业企业利润年均增长速度达到创纪录的64.7％。2005年的利润总额比2000年增长了11.1倍。企业利润的增长大大提高了职工的工薪收入。三是增资政策出台。山西省政府多次出台增资和补贴政策，提高了在职职工最低工资标准。

2　城镇居民收入渠道进一步拓宽，收入构成日趋多元化

工薪以外的经营、财产、转移性收入现在已成为山西城镇居民收入增长的新亮点。2005年城镇居民人均经营性收入、财产性收入和转移性收入分别为350.96元、136.38元和1947.77元。比2002年分别增加了109.3元、45.88元和456.13元，分别增长了45.22％、50.69％和30.57％。这主要是因为山西产业结构的不断优化和调整，各级政府高度重视发展优势产业，放手发展非公有制经济的结果。另外随着人们就业观念的转变，居民财产投资意识也逐渐增强。

二、对山西城镇居民收入增长的反思

(一)内部收入差距拉大

虽然城镇居民人均可支配收入增长了，但是内部收入差距却不断拉大。据2000年以来对20％的高收入家庭和低收入家庭的抽样调查资料计算：2000年山西城镇居民高收入家庭人均收入为9022.4元，是低收入家庭人均收入2115.8元的4.26倍；到了2004、2005年高收入家庭人均收入为15159.5元和16951元，分别为低收入家庭3376.1元和3732.9元的4.49倍和4.54倍。2006年，城镇低收入居民家庭人均可支配收入为4213.4元，仅为全省平均收入水平的42.0％。

(二)行业间收入差距拉大

随着城镇居民人均可支配收入的增长，行业职工间的收入差距正呈扩大趋势。全省107个大类行业中，工资最低和最高行业相差由2000年的5.2倍扩大到2005年的9.3倍。煤、电、铁等支柱行业及金融、高科技和新兴行业的收入最高。107个大类行业中，在岗职工年平均工资在全省平均工资水平以上的行业有27个。其中。煤炭和采选业22536元；电力、热力生产和供应业为20848元；黑色金属冶炼及压延业22457元；金融业20965元。此外，高等教育、体育业、铁路运输等行业在岗职工平均工资也都突破20000元。

(三)城乡间收入差距拉大

虽然城镇居民人均可支配收入不断增长，但农村居民人均纯收入与之相比较却增长缓慢，二者的差距不断拉大。2000年城镇居民人均可支配收入是农村居民人均纯收入1905.6元的2.479倍；到了2005年和2006年城镇居民人均可支配收入分别为农村居民人均纯收入2890.7元和3195元的3.084倍和3.1386倍。

(四)与全国平均水平差距拉大

2006年山西城镇居民人均可支配收入首次突破万元大关，为10027.7元，在全国31个省市自治区中列第15位，然而，虽然实现了收入的较快增长和位次的前移，但与全国平均水平相比仍低于全国平均水平，并且收入差距在扩大。2000年，山西城镇居民人均可支配收入与全国平均水平仅差1555.89元，而到了2006年，差距扩大到1731.3元。

三、政策建议

(一)继续提高城镇居民收入的建议

1　保持经济持续快速增长

保证城镇居民收入的持续、稳定、快速增长，最终依赖于山西经济的发展。在发展经济时要注意不能追求短期效益，不能急功近利，而应该致力于经济的持续发展。十七大报告中要求我们要建设生态文明，要基本上形成节约能源资源和保护生态环境的产业结构、增长方式、消费模式，但山西是以能源型重工业为主要经济增长的。以2006年为例，山西GDP构成中，第二产业占到57.8％，在全国居首位。煤炭、焦炭、冶金、电力创造的增加值占GDP总量的比重超过1/3，四大支柱产业在创造了36％的GDP的同时，消耗能源占到全省能源消耗总量的63％。工业固体废物排放量4357022万吨，在全国高居第1位。山西经济要持续发展，就要走科技含量高、经济效益好、资源消耗低、环境污染少的新型工业化道路。

2　促进工薪收入稳步增长

在山西省城镇居民人均可支配收入中，工薪收入所占比例较高，高额的比例决定了要提高城镇居民收入的增长在很大程度上依赖于工薪收入的增长。要保证工薪收入持续增长，一要促进各种形式的就业。能否就业是影响城镇居民收入的根本因素，有了工作才可能有收入。二要注意最低工资标准的落实。目前山西省执行的最低工资标准是刚刚调整的，一类610元、二类570元、三类530元、四类490元。这将有助于工薪收入的提高，但在实际支付中往往达不到这个标准。所以要建立机制保障最低工资的落实。三要建立周期性直接加薪机制。在山西很大一部分工薪收入属于国家财政支出，要提高工薪收入，主要是通过直接加薪的方式才能解决。

3　进一步促进收入构成多元化

在山西省城镇居民人均可支配收入中，经营性收入、财产性收入和转移性收入虽有增长，但增速较低，要想办法提高这些收入。一要继续加快发展非公经济特别是私营经济，扩大就业，促进经营净收入增长。二要提高居民理财意识，增加财产性收入。财产性收入必然会涉及到各种投资，除了实业投资等，还包括投资金融产品，涵盖了储蓄、债券、保险和股票等，这需要城镇居民提高理财意识。三要不断完善社会保障体系，持续增加转移性收入。

(二)缩小收入差距的建议

1　缩小内部收入差距和行业收入差距

城镇居民可支配收入例3

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）.

城镇居民可支配收入例4

本文的幸福指数是幸福的量化体系，是对一定时期内的生活质量和生活状况的反映，是多种因素共同影响的结果，能准确反映人们的主观幸福感以及对当前生活质量的满意程度。在影响幸福指数的各因素中，最有争议的是收入。关于幸福指数与收入的关系，目前有三种代表性观点：王娟、陈涛（2007）认为幸福指数与收入正相关，收入的增加能带来更多财富，换取更多满足欲望的物品，带来更高的幸福指数；而奚恺元教授（2004）认为居民幸福指数与收入弱相关甚至无关。短期收入的提高只能增加一时的幸福指数，并没有显著的长期影响作用。但黄有光教授（2005）又在《福祉经济学》中指出幸福指数与收入通常呈现倒U型关系。在可支配收入较低的情况下，收入与幸福指数显著正相关，幸福指数随着收入的提高而持续上升，而当可支配收入增加到一定水平后，幸福与收入的相关程度就会减弱，甚至呈现负相关关系。

收入与幸福指数的相关经济学理论

（一）收入边际效用递减理论

边际效用递减理论，由19世纪70年代奥地利经济学家K·门格尔、英国经济学家W·S·杰文斯和瑞士经济学家L·瓦尔拉斯最初提出的边际效用价值论，经过历史的演变、创新和发展而成。该理论认为：在其他条件不变的前提下，随着消费者对某种商品或劳务拥有量的不断增加，每一单位商品或劳务使消费者增加的满足程度即边际效用是逐渐递减的。当收入较低时，每一单位的收入增加所带来的效用比较大，而当收入增加到一定的水平，收入的增加所造成的幸福感的边际产出，在超过一定的临界点，很可能是递减的。

（二）个人劳动供给理论

1948年，凯恩斯主义的集大成者保罗·萨缪尔森在他所发表的最具影响的巨著《经济学》中分析了个人劳动供给理论：个人劳动供给即在不同的工资率下，个体劳动主体所提供的使其效用最大、幸福感最强的劳动时间组合。曲线如图1所示。劳动供给揭示的是作为收入函数的劳动供给量是如何随工资率的变化而变化的。由图1可知，在工资率较低的情况下，提高工资水平，劳动供给会相应增加，劳动者对可支配收入的需求比较强烈，此时可支配收入的提高能更好的增强个人幸福感；而在工资率较高的阶段，工资率提高，劳动供给反而下降，收入的提高并不一定增加个人效用，不一定使幸福指数上升。此时，劳动者对收入以外的精神需求更加迫切，增加劳动者闲暇时间，丰富劳动者的精神生活，加强精神文明建设显得更为重要。

城镇居民可支配收入与居民幸福指数的实证检验分析

（一）数据来源及变量选择

该研究的数据主要来源于《湖北统计年鉴2011》，样本期从1980到2011年。以城镇居民人均可支配收入为自变量，以居民幸福指数为因变量，考虑到收入的变动易受到通货膨胀的干扰，影响最终的实际货币购买力，因此同时引入历年通货膨胀率为控制变量。

（二）相关性分析

利用SPASS14.0统计分析软件，将数据归纳整理，采用偏相关分析方法得出结论如表1所示。从相关系数的表中可以看出，在以通货膨胀率为控制变量的前提下，城镇居民人均可支配收入与居民幸福指数相关系数为0.642，P值为0.000，二者有着显著的相关关系，人均可支配收入的高低可以直接影响居民幸福指数。以上结果与理论分析结果是一致的，即可支配收入是影响幸福指数的重要因素，但实证研究显示，在不考虑通货膨胀率因素的情况下，收入水平的高低与居民幸福指数的相关性并不高，影响不显著，说明在改善收入水平的同时更重要的是要考虑社会宏观环境以及货币购买力。

（三）平稳性检验

相关性分析仅仅验证了城镇居民可支配收入与幸福指数显著相关，并未说明解释变量与被解释变量的因果关系。对于收入与幸福何为因何为果，迄今为止学术界还没有统一的定论。以下将运用格兰杰因果关系检验法对此问题予以解答。为了避免由于变量的非平稳性引起的“伪回归”现象，首先需要对各变量进行ADF检验。检验结果如表2所示。由结果得知，序列INCOME、HAPPY是二阶单整序列，它们之间的单整阶数相同，序列是平稳的，经进一步协整检验，二者之间存在长期稳定的均衡关系。

（四）格兰杰因果关系检验

格兰杰因果关系检验为克莱夫·格兰杰所开创，可用于分析以上经济变量之间的影响是否为双向影响。利用Eviews6.0分析软件，检验结果如表3所示。在检验过程中，根据AIC和SC信息量最小准则确定模型的最优滞后阶数为4。如结果所示，在5%的显著水平下，拒绝原假设，即可支配收入与居民幸福指数之间存在相互因果关系，并且互为因果。当收入基数较低时，增加可支配收入可以显著提高幸福指数，使幸福感增强，而在人们感受到幸福的同时，也会激发更多创造财富的活力和动力，使经济、社会持续快速健康发展。

（五）实证结论

根据所建立的计量经济模型可看出，在通货膨胀率影响下的居民实际可支配收入是影响城镇居民幸福指数的重要因素，且可支配收入与幸福指数二者相互影响。并结合理论分析的结果可知，城镇居民收入较低时，增加可支配收入对提升幸福指数是有效的，但当收入积累到一定程度之后，它对幸福感的影响将会减少，而其他因素如家庭成员的和谐程度、人际关系、社会环境、自我价值的实现及身份地位等将成为决定幸福的重要因素，这说明，幸福感随收入增加会面临一个拐点，过了拐点，幸福感将不会随着收入的增加而增长。因此，不同收入层次的居民其幸福感是有差异的。据统计，世界平均幸福指数约为8.5到9.0，而近年来湖北省城镇居民平均幸福指数趋于8.0～8.3之间，很明显，我们离世界居民的幸福水平还有一定距离。

改善城镇居民幸福指数的对策建议

（一）加大政府宏观调控力度，将通货膨胀率控制在合宜的范围内

适度的通货膨胀有利于经济的增长，但严重的通货膨胀会造成物价的不稳定，导致货币购买力不断下降，引起居民实际工资急剧下滑，甚至会扰乱市场经济运行秩序。因此，应该加大政府的宏观调控力度，将通货膨胀率控制在合宜的范围之内（5%以下）。首先，财政政策方面，通过控制财政支出实现资本利润平均化，利用价格控制防止垄断，使各行业的利润率波动在合理的范围之内；其次，货币政策方面，通过提高银行准备金，运用再贴现、公开市场业务等手段调节市场，消除并预防通货膨胀率的过快增长。最后，完善税制改革，优化税收结构。适当降低和减免低收入群体的生产经营相关赋税，减轻其缴税压力，增加居民的可支配收入，增加消费，提高幸福指数。最后，加强风险防范和市场监管，防止市场上违规、克扣、诈骗居民收入等违法行为，维持健康有序的市场经济环境。

（二）切实完善最低工资制度，逐步培养低收入群体的理财意识

在城市低收入群体中，工资性收入在居民收入中占很大比重，是低收入人群收入的重要来源。提高低收入劳动者幸福指数的最直接方法是提高其薪资水平。依据国际经验，最低工资一般相当于平均工资的40%-60%。而针对我国的收入状况，目前可考虑使最低工资达到相当于社会平均工资50%-60%，还要在此基础上考虑其他相关因素，劳动部门也需对此不断追踪调查，评估其社会效益，并且定期或不定期地依据通货膨胀率调整最低标准。

同时，不能单单是对其输送血液，还应该培养群体自身的造血功能。完善职工培训机制，从各方面提高劳动者的技能和充实知识，尤其是培养合理理财意识。我们必须引导低收入群体学会理性投资，让他们更加重视由那些过去所形成的财富转变成资本创造的财富，并设法运用资本市场工具使财产性收入多元化，带动整体收入的增加，最终提升幸福水平。

（三）多角度完善社会保障体系，维系城市中产阶级的幸福

提高中产阶层的幸福指数，首先需要为他们减负。中产阶级的绝对收入并不低，但是这些人的生活压力也不轻。一旦遭遇住房、教育、养老、医疗等任何一个问题，“中产”们的腰包就迅速缩水，稍不留神，就会成为低收入阶层的替补。当前社会保障制度的健全与否，严重地影响着中产阶级的幸福水平。完善我国社会保障体系迫在眉睫。首先政府应加大社保力度，从养老、医疗、住房、教育、就业等方面入手，减少居民的顾虑，减轻城镇居民消费的心理压力，使城镇居民形成正向的社会预期与乐观的消费心理。其次，社保部门应积极拓宽社保资金的来源渠道，完善基金营运、监管机制，确保资金的落实和分配公平，让群众切实享受到国家的社保福利，充分发挥社保基金的最大效用。

（四）从精神层面提升高收入人群的幸福指数，树立合理健康的生活理念

从实证分析得知，收入的高低与幸福指数有一定的相关性，但收入越高并不一定代表越能获取幸福。据统计，月可支配收入超过万元的高收入阶层"幸福感"很不稳定。这种不稳定主要来自他们自身的高要求和高压力。对于这样的人群而言，他们考虑的更多的是欲望的满足。他们的生活圈子的可比性更多，对生活质量的要求更高，所承受的压力也相应更大。主观目标难达成，幸福感很难实现。持续的不满足感导致幸福感不断下降。身份的提升、家庭婚姻的和谐度、与周围人群的差距程度都或多或少地影响着她们的感受。因此，对于这类群体来说，提高幸福指数的更重要途径是丰富其精神文化生活，树立合理健康的生活理念，正确看待功名利的取舍，积极投身慈善、公益事业，关爱弱势群体，从社会感受爱，实现个人最大社会价值，获取精神财富最大化。

参考文献：

1.马立平.收入水平与幸福指数关系的实证研究[J].统计与决策，2012（3）

2.于传岗.幸福度量学与我国农民幸福问题的度量[J].江汉论坛，2009（7）

3.胡海军.收入与幸福指数：基于经济学角度的思考[J].理论新探，2007（9）

4.唐毅.高校教师幸福指数体系和模型构建研究[M].湘潭大学学报，2008（6）

5.邢占军.测量幸福—主观幸福感测量研究[M].人民出版社，2005

城镇居民可支配收入例5

［中图分类号］F014．4［文献标识码］A［文章编号］1672－2426（2006）12－0013－03

进入21世纪，辽宁省国民经济和社会事业持续稳定健康快速发展，城镇居民人均可支配收入显著提高，生活环境和质量明显改善。但城镇居民人均可支配收入的绝对量低于全国平均水平的现实问题，特别是与国内经济发达地区差距不断扩大的趋势，仍是困扰辽宁扩大消费、拉动内需的重要制约因素。本文力求结合辽宁经济发展实际和居民自身的收入能力，在全国大的视野下思考如何提高城镇居民人均可支配收入问题。

一、辽宁省城镇居民人均可支配收入现状

根据国家统计局的定义，城镇居民人均可支配收入是指城镇居民家庭在支付个人所得税、财产税及其他经常性转移支出后所余下的人均实际收入，是直接反映一个地区城镇居民富裕程度的主要指标。它包含四方面内容：家庭中就业人员从单位得到的含工资、奖金、第一职业以外获得的其他劳动收入在内的工薪收入；家庭成员从事个体和私营经营获取的经营净收入；居民通过出租房屋、炒股等方式获得的财产性收入；家庭成员所获得的养老金、离退休金、失业保险、赡养收入等转移性收入。

1．纵向比较分析。从纵向比较分析（见下表）可以看出辽宁省城镇居民人均可支配收入与全国平均水平的差距。通过与全国平均水平比照，辽宁省城镇居民人均可支配收入具有三个特点：一是辽宁省城镇居民人均可支配收入水平总体呈稳步增长的态势。“十五”期末比“九五”期末净增加收入3750元。二是辽宁省城镇居民人均可支配收入低于全国平均水平。2000年至2005年?熏分别比全国平均水平低923元、1062元、1178元、1232元、1415元和1386元，并呈现出差距不断扩大趋势。三是辽宁省城镇居民人均可支配收入净增加收入低于全国平均水平。全国“十五”期末比“九五”期末净增加收入4213元，比辽宁省高出463元。

2．横向比较分析。居民收入与地区生产总值之间有很强的相关关系，居民收入增加取决于经济增长，如果经济保持稳定增长的态势，国民收入中供居民个人分配的部分就会按照一定的比例增加。这里主要选取《中国统计年鉴》（2004年）地区生产总值、地区人均GDP、城镇居民人均可支配收入等基础数据进行横向比较分析，通过辽宁省与全国其他30个省市区比照，其特点：一是辽宁省城镇居民人均可支配收入在全国的位次虽有提高，但绝对量与先进省市相比差距仍然很大。辽宁省城镇居民人均可支配收入由2003年仅列全国31个省市区的第24位，到2004年已提升至第16位，但绝对量与排在全国前5位的上海、北京、浙江、广东和天津相比，分别相差8676元、7630元、6539元、5620元和3457元。二是辽宁省经济增长与居民收入增长还未形成良性互动机制。2004年辽宁省地区生产总值达到6872亿元，位居全国第8位；地区人均GDP达到16297元，位居全国第9位；而城镇居民人均可支配收入仅列全国第16位。反映出辽宁省在体制机制、设备技术以及企业管理等方面的相对滞后直接影响投入产出比例和经济效率的提高，而上海、广东、江苏、浙江等发达省市已初步形成了良性互动机制。

3．制约因素分析。一是传统产业比重大，经济效率比较低。工业结构问题一直制约着辽宁经济的快速健康发展，进而影响城镇居民收入水平的提高。一般来说，产业结构与职工平均工资、城镇居民人均可支配收入之间存在着密切的相关关系，低附加值产业和过度竞争产业的盈利空间相对较小，职工的工资也就难以大幅提高。2004年，辽宁省劳动生产率居全国第6位，而经济运行效率和工业增加值率分别仅列第15位和第25位，这也是造成辽宁省职工平均工资低于全国平均水平的重要因素之一。二是下岗失业人员较多，就业压力较大。体制转轨和产业结构调整导致大批工人和商业服务人员处于失业、半失业状态，直接造成辽宁省在“十五”前四年进入失业高峰期，2004年城镇登记失业人数达到68万人左右，城镇登记失业率达到6．4％，为全国各省市区最高位。同时，“失业―再就业―再失业”问题也较严重。一般而言，下岗职工的人均收入不足在岗职工人均收入的20％，结果使城镇部分群体收入下降，直接影响居民总体收入水平的增长。三是法律法规体系建设滞后，劳资双方关系较为紧张。由于市场经济体制取向的经济体制改革中相应的法律法规不健全，导致一些私营企业、合资企业以及部分国有经济单位在资本趋利性的影响下，总是尽可能压低工资，使我省职工平均工资水平偏低，2003年我省在岗职工平均工资比全国平均水平低1569元，并有差距逐步拉大趋势。四是劳动法规监督检查不力，职工合法权益受到侵害。国家在劳动时间、加班报酬、劳动安全、劳动保护以及最低工资等方面都有一系列规定，但由于执法和执法检查不力，不少用人单位不与劳动者签订劳动合同，一些单位吸纳下岗职工签订的劳动合同期限较短或以试用期等名义压低工资，直接减少了劳动者应得的正常收入。五是居民收入差距加大，社会稳定受到影响。辽宁省城镇居民高收入家庭与低收入家庭的收入差距一直呈扩大趋势，2003年最高收入家庭人均可支配收入是最低收入家庭的6．7倍，比2000年扩大了1．6倍，城镇贫困人口比2000年增加了70万，这既与以价值规律为基本规律的市场经济具有使收入差距扩大的内在倾向有关联，也与城市内部不同行业和不同所有制单位之间的收入差距扩大有关联。因此，要加快建立与市场经济相适应的收入分配制度，从制度上规范收入的合法来源，努力缩小收入差距，减少社会不稳定因素。

二、提高辽宁省城镇居民人均可支配收入的必要性与可能性

1．从宏观导向上看，提高城镇居民人均可支配收入是全省今后一段时期的主要任务。一是努力提高城镇居民人均可支配收入是贯彻落实科学发展观的客观要求。要始终坚持以人为本，把人的全面发展作为经济社会发展的最终目标，做到发展为了人民、发展依靠人民、发展成果惠及人民，不断增加居民收入，努力改善生活水平，实现好、维护好、发展好最广大人民群众的根本利益。二是努力提高城镇居民人均可支配收入是推进辽宁老工业基地全面振兴和建设全面小康社会的主要目标。在实施老工业基地调整改造振兴过程中，要始终关心群众的切身利益，高度重视扩大就业和社会保障体系建设，妥善处理好改革、发展和稳定的关系，使人民群众在实施老工业基地振兴战略中得到实惠。同时，建设全面小康社会的核心就是努力提高人民群众的收入水平。三是努力提高城镇居民人均可支配收入是实现辽宁经济增长方式转变的内在需要。着力推进经济增长方式转变，实现经济平稳较快增长的关键是要从过去靠投资拉动转向靠投资和消费双重拉动，努力扩大国内需求。可以说，扩大内需是我国经济发展的长期战略方针和基本立足点，这就要求我们在今后的工作中努力调整投资消费关系，维持必要的投资率，努力提高消费率，把增加城镇居民收入作为扩大消费需求的重点。

2．从经济周期波动上看，提高城镇居民人均可支配收入是符合经济发展内在规律的。经济周期波动是以地区生产总值增长率为参照标准。从辽宁省经济波动来看，为期十年的一个经济周期大都按照“低谷、恢复、繁荣、衰退”的发展态势运行。辽宁省新世纪第一个五年的年均经济增长率达到11．1％，“十一五”期间辽宁省处于十年周期的后段，按照经济发展规律和经济可持续发展能力分析，通过充分发挥市场自发调节作用，完善提高政府宏观调控能力，辽宁省经济增长率能够达到11％左右的预期，这为提高城镇居民人均可支配收入提供了可能，“十一五”期末能够实现城镇居民人均可支配收入达到全国平均水平的目标（见下表）。

3．从产业变化趋势上看，提高城镇居民人均可支配收入是有空间和基础的。在“十五”期间产业结构调整的基础上，辽宁省将进入产业结构转化的重要时期，产业结构也将发生规律性变化，“十一五”期末辽宁省将形成以第一产业为基础、第二产业为主导、第三产业为支撑的产业格局。从扩大就业容量和增加城镇居民收入角度看，第二产业和第三产业将起到决定性作用。产业结构也将随着工业化、城市化的发展出现新的变化趋势，第二产业产值比重和劳动力比重将保持稳中有升，成为拉动辽宁省经济增长的主要动力；第三产业的产值比重和劳动力比重将持续升高，成为拉动辽宁省经济增长的重要力量。因此，随着第二、三产业规模的不断扩张以及质量效益的不断提升，将会为辽宁省提供更多的就业机会，成为城镇居民收入增加的物质基础。

4．从体制机制上看，提高城镇居民人均可支配收入是有体制保障的。体制机制创新将是辽宁省经济快速健康发展的基础和原动力，深化以国有企业为重点的经济体制改革，继续营造有利于非公有制经济发展的法治、政策和市场环境，鼓励、支持、引导非公有制经济加快发展，逐步提高国有企业和非公企业吸纳就业能力，稳步提升职工正常收入。

5．从政策取向上看，提高城镇居民人均可支配收入是有政策支撑的。国家实施东北地区等老工业基地振兴战略，为辽宁省在推进重点项目建设、完善社保体系、扩大对外开放和解决历史遗留问题等方面提供了更加有利的条件，将会为辽宁省提供更多的就业机会。

6．从思想基础和人文积淀上看，提高城镇居民人均可支配收入是有动力源泉的。“十五”时期，全省干部群众的思想观念发生了深刻变化，机遇意识、市场意识、创新意识明显增强。同时，辽宁人“敢为人先、努力拼搏、艰苦创业”的精神、精明的商业头脑、自强不息的奋斗理念，既为辽宁省经济加快发展提供了强大的原动力，也为辽宁省城镇居民人均可支配收入的提高提供了可能。

三、提高辽宁省城镇居民人均可支配收入的建议

提高辽宁省城镇居民人均可支配收入应坚持“政策引导、统筹发展、效率优先、注重公平”的原则，在措施制定上既要体现全局性，又要突出动态性和差异性，积极探索提高城镇居民收入水平的内生增长机制、长效管理机制、部门联动机制和监督考核机制。

1．促进产业结构调整，增强综合经济实力。经济是一切活动的基础，而工业是经济发展的主动脉。“十一五”期间，辽宁省要以调整和优化结构为主线，以重点项目为载体，以加快建设先进装备制造业和高加工度原材料工业基地为目标，加快推进新型工业化进程，这是迅速扩张工业经济总量的关键，是辽宁省赶超全国城镇居民人均可支配收入平均水平、缩小同经济发达地区差距的根本途径，也是推动城镇居民人均可支配收入快速增长的有效措施。尤其是要把工业项目建设作为经济工作的重中之重，加大重点项目建设力度，提高就业弹性系数，扩大经济增长的就业容量。大力培育优势产业集群，提高企业市场竞争能力，达到实现总量扩张和效益增长，带动全省企业职工收入增加。抓好资源的开发和深加工，把丰富的资源转化为经济效益，给居民带来更多的实惠。大力发展个体私营经济，把财政投入、小额贷款和税收减免等各种优惠政策落实到位，营造良好的投资发展环境，加强政府对就业的指导，切实提高就业率。

2．加大职工增资力度，提高职工工资收入。运用财政政策提高公务员及事业单位职工待遇水平，结合政府机构改革及其职能转变，按照经济增长指数和财政收入状况，逐年相应增加政府支出，以增加公务员、非赢利机构人员工资和离退休人员工资和养老金。在城市范围内全面实行货币化工资制度，将住房等各种实物收入和工资外收入分配统一纳入货币化工资。加大对企业职工的扶持力度，企业职工工资的增长幅度对辽宁省城镇居民人均可支配收入的拉动起决定性作用，要根据实际情况制定和落实不同行业的最低劳动报酬标准，采取各种措施促使企业在提高经济效益的同时，逐步增加职工工资收入。

3．千方百计扩大就业，不断完善社会保障体系。就业是提高居民收入水平和扩大消费需求的根本，要把扩大就业放在经济社会更加突出的位置，实行积极的就业政策。要不断拓宽就业渠道，充分发挥第三产业和劳动密集型企业就业弹性系数高的优势，大力发展非公有制经济，最大限度地减少长期失业者数量，以援助“零就业家庭”就业和再就业为重点，全力推进就业和再就业工作。解决国有和集体企业下岗职工及关闭破产企业职工的再就业问题。正确引导劳动者采取非全日制、临时性、阶段性和弹性工作时间等多种灵活的就业形式，大力提倡自主创业。加大劳务输出工作力度，引导富余劳动力平稳有序转移。同时，积极调整财政支出结构，加大政府对就业的资金投入，继续落实再就业优惠政策和大龄困难就业群体的帮扶政策。加快完善社会保障体系，发挥社会保障的稳定社会和增加就业的双重效应。进一步完善城镇企业职工基本养老保险、基本医疗保险、失业保险、工伤保险和生育保险制度及城乡居民最低生活保障制度，依法扩大各项社会保障覆盖面?熏大力推进非公有制企业职工和灵活就业人员参加社会保险工作，实现社会保险广覆盖。加大社会保险费的征缴力度，提高缴费率，确保离退休人员基本养老金按时足额发放。增加财政的社保投入?熏特别是对困难群体参保要予以资金扶持。

4．加快收入分配制度改革步伐，完善收入分配调控机制。继续调整和规范国家、企业和个人的分配关系，确立劳动、资本、技术和管理等生产要素按贡献参与分配的原则，完善按劳分配为主体、多种分配方式并存的分配制度，坚持效率优先、兼顾公平，既要提倡奉献精神，又要落实分配政策；既要反对平均主义，又要防止收入悬殊。进一步深化企业内部收入分配制度改革，大力推行岗位工资为主的基本工资制度。完善收入分配的市场调节机制，强化监督和保障职能，推行劳资双方谈判决定工资方式，加强人工成本约束措施。加强劳动合同履行的管理，防止和解决劳动纠纷。进一步调节和规范垄断性行业企业收入分配，建立公平竞争的市场机制。完善收入分配宏观调控机制，充分发挥市场在资源配置基础性作用的同时，适当加大政府干预力度，加强对高收入阶层的积极监督，加大维持社会公平的转移支付力度，稳步提高职工收入水平，逐步解决收入分配不均衡问题。

城镇居民可支配收入例6

(省城调队住户处　吴　磊)

家用汽车快速进入我省城镇居民家庭

随着我省城镇居民收入的持续增长和汽车消费环境的改善，家用汽车消费急剧升温，成为近几年来我省城镇居民消费的一大热点。据对全省4150户城镇居民家庭抽样调查，2005年我省城镇居民人均交通支出1299元，同比增长63．6％，大大高于同期消费支出15．2％的增长速度，增幅居各大类消费之首。其中交通支出的迅猛增长主要是购买汽车所致，我省城镇居民家庭购买汽车由2002年的每千户2．4辆上升到2004年的8．4辆进而拉升到2005年19．2辆，年均递增1倍。2005年按我省城镇居民家庭户均购车支出达2153元，同比增长1．2倍，2002年至2005年年均增长1．1倍。到2005年底，每百户城市居民家庭拥有汽车8．7辆，比上年同期增长1．5倍。无论是购买量、支出额，还是拥有量，汽车消费增幅均居主要耐用品之首，成为近年扩大居民消费、促进经济增长一大亮点。由于家庭购车增多，带动与汽车相关支出的迅速增长，如按家庭人口平均的车辆用燃料及零配件支出达126元，同比增长75．2％；车辆使用税费、维修费等服务支出为124元，同比增长80．3％。

(省城调队住户处张爱光)

2005年底全省常住人11为4898万人

根据国务院的决定，我国于2005年11月1日(以2005年11月1日O时为标准时间)进行了全国1％人口抽样调查工作。浙江省的常住人口为4894万人，与2000年11月1日零时第五次全国人口普查的常住人口4676．98万人相比，增加了217．02万人，增长4．64％；年平均增加43．40万人，年平均增长0．91％。2005年底全省常住人口为4898万人。

全省人口中，居住在城镇的人口2742万人，占总人口的56．02％；居住在乡村的人口2152万人，占总人口的43．98％。与第五次全国人口普查相比，城镇人口占总人口的比重上升了7．35个百分点。

全省人口中，男性为2483万人，占总人口的50．73％；女性为2411万人，占总人口的49．27％。性别比(以女性为100，男性对女性的比例)为102．99。

全省人口中，0至14岁的人口为774万人，占总人口的15．81％；15至64岁的人口为3603万人，占总人口的73．63％；65岁及以上的人口为517万人，占总人口的10．56％。与第五次全国人口普查相比，0至14岁人口的比重下降了2．26个百分点，65岁及以上人口的比重上升了1．72个百分点。

全省人口中，汉族人口为4842万人，占总人口的98．93％；各少数民族人口为52万人，占总人口的1．07％。与第五次全国人口普查相比，汉族人口增加了204．99万人，增长了4．42％；各少数民族人口增加了12．03万人，增长了30．10％。

城镇居民可支配收入例7

中图分类号：F830 文献标识码：B文章编号：1674-2265（2009）03-0021-03

一、引言

在信息不完全、居民面临不确定性的情况下，居民储蓄会分化为“预防性储蓄”和“非预防性储蓄”两个部分。利率的变动只会导致消费和“非预防性储蓄”之间的替代关系，而“预防性储蓄”不会对利率变动作出强烈反应，于是，“预防性储蓄”在居民总储蓄中所占的份额越大，利率对消费的杠杆作用就会越小（臧旭恒、刘大可，2003）。消费者效用函数的不同会导致不同的消费者谨慎动机，从而使得消费者对待不确定性的态度各不相同，消费者的谨慎动机和不确定性共同决定了预防性储蓄，预防性储蓄和消费者谨慎动机以及不确定性有着同向变动的趋势（贺菊煌，2005）。汪浩瀚（2006）通过构建包含不确定性和消费增长率的预防性储蓄模型，将导致预防性储蓄的总不确定性分解为利率波动的不确定性和消费增长率波动的不确定性，并利用利率的条件方差和消费增长率的条件方差来度量这两种不确定性。齐天翔（2000）观察不确定性对我国居民储蓄的影响，得出居民储蓄和不确定性呈现倒U型的关系。随着收入的提高，居民对不确定性承受能力逐渐增强。在一定收入水平的条件下，随着不确定性的增加，居民储蓄也相应提高；当储蓄达到最高点后，不确定性的进一步增加将会导致居民储蓄的降低。收入水平高低是居民消费水平高的主导因素，我国居民消费还受到除了收入以外多种因素的影响，城市化水平是紧跟收入水平的第二位影响因素。

二、储蓄行为变化的背景：可支配收入增加

在转轨时期和收入增长的背景下，我国城镇居民的收入状况也表现出自身的特点。我国城镇居民家庭的人均可支配收入大体上表现出相同的两个特点：一方面是人均可支配收入水平大幅度提高，另一方面是不同收入阶层群体之间的人均可支配收入逐渐扩大。

转轨时期的一个重要特征是我国城镇居民家庭的人均可支配收入大幅度提高。按照可比价格计算，从1978年到2007年我国城镇居民家庭的人均可支配收入每年大约提高6.23%①。1990年我国城镇居民家庭的人均可支配收入是1978年的1.98倍，人均可支配收入翻一番的时间大约是12年；而2000年我国城镇居民家庭人均可支配收入是1978年的3.84倍，这次我国城镇居民人均可支配收入翻一番所需的时间大约是10年，比上一次翻一番的时间缩短了2年。可见，我国城镇居民家庭的人均可支配收入不仅逐期提高，而且上升速度也表现出逐渐提高的特点。这说明我国城镇居民家庭的人均可支配收入呈现出一种加速上升的趋势。

同时，我国不同收入阶层的城镇居民家庭的人均可支配收入也表现出持续上升的趋势，且距离当前越近的人均可支配收入增长幅度就越大。这一特点也印证了它具有加速上升的特点。在城镇居民总体收入增加的背景下，各个不同收入阶层的人均可支配收入也均表现出上升的特点：最低收入户、低收入户、中下收入户、中等收入户、中上收入户、高收入户和最高收入户的人均可支配收入每年分别上涨10.84%、11.92%、12.77%、13.54%、14.32%、15.08%、16.51%。同时，不同收入阶层的人均可支配收入的增长速度也表现出加速上升的特征。作为消费主体的城镇居民家庭，直接影响其消费支出多少的因素便是可支配收入的大小，只有当可支配收入增加才有可能使消费支出发生变化。于是，直观来看，人均可支配收入明显提高和快速上涨是我国城镇居民消费行为发生变化的时代背景和重要的诱因。

与我国城镇居民家庭的人均可支配收入呈现出总体上涨的同时，不同收入阶层的人均可支配收入的变化趋势也是存在着差别的，这种差别主要表现在不同收入阶层的人均可支配收入的增长速度所存在的差别。从1985年到2007年，城镇居民家庭的人均可支配收入总体上大约增长了18.32倍，最低收入家庭仅仅增加了9.63倍，最高收入家庭达到了28.82倍，几乎是最低收入家庭的3倍多。

在我国城镇居民人均可支配收入和人均消费支出都上升时，城镇居民储蓄也在大幅度上升。储蓄的大幅度上升，意味着我国城镇居民家庭在当期消费支出和未来消费支出之间可供选择的余地就越大，消费的跨期选择行为也就会越加明显。可以发现：我国城镇居民的收入水平一直都在上升；但是，不同收入群体的收入上升幅度是有所不同的，越是高收入的群体其收入上升的速度越快，越是低收入的群体其收入上升的速度反而越慢。在收入上升和收入差距逐渐拉开的背景下，我国城镇居民的储蓄行为也必然会发生变化。

从图1中可以发现，我国城镇居民的人均储蓄额在可支配收入和人均消费都增长的背景下也表现出快速提高的趋势，这就意味着储蓄在我国城镇居民的消费决策和消费行为中所占的分量也会越来越大。当居民在进行当期消费的时候，不仅仅要考虑收入的影响，同时也要考虑如何对当期消费和储蓄合理地进行配置，以及对各种配置所带来的不同自身效用水平进行比较，从而选择自身效用最大的消费配置方式。

三、我国城镇居民储蓄行为的实证分析

为了更进一步分析在收入增长的背景下，我国城镇居民的当期消费和储蓄（未来消费）之间的具体关系。本文首先对转轨时期我国城镇居民的人均可支配收入、人均消费和人均储蓄进行格兰杰因果检验。如果某两个变量之间存在格兰杰因果关系，说明在某一个经济变量的滞后值对另一个经济变量有影响作用。由于前文已经对我国城镇居民的人均可支配收入和消费水平进行了格兰杰因果检验，本节将主要检验人均可支配收入和人均消费对人均储蓄的影响和作用关系。格兰杰因果检验的结果在下表中列出：

在进行格兰杰因果检验的时候，对我国城镇居民家庭的人均可支配收入、人均储蓄和人均消费的滞后时期均取滞后三期。从表1中可以发现，人均可支配收入不是人均储蓄的格兰杰原因和人均消费不是人均储蓄的格兰杰原因这两个假设均被拒绝了；而人均储蓄不是人均可支配收入的格兰杰原因和人均储蓄不是人均消费的格兰杰原因这两个假设均被拒绝了。被拒绝的两个假设条件，说明我国城镇居民的当期储蓄受到收入及其滞后项和消费及其滞后项的共同作用。

格兰杰因果检验只能说明我国城镇居民的储蓄受到收入和当期消费的共同作用，但是不能说明收入和当期消费是如何影响储蓄的。为了得到收入和当期消费对储蓄的具体影响作用，就需要对我国城镇居民的人均储蓄、人均可支配收入和人均消费之间的关系进行更进一步研究。由于居民收入常常是转化为消费支出和储蓄这两大项，那么，就可以把我国城镇居民的人均可支配收入、人均储蓄和人均消费这三个经济变量看作是处于同一经济系统中相互作用的三个变量，从而可以利用向量自回归模型来分析三者之间的具体作用。对这三个经济变量进行单位根检验之后，发现这三个经济变量的时间序列都表现出非平稳性的特征。于是，考虑对三个经济变量进行协整检验，从而观察这三个经济变量之间是否存在着协整关系。在进行协整检验的时候，检验的方式是允许存在线性决定趋势条件下的有截距项和趋势项的协整检验，滞后时期选择的是滞后三期。我国城镇居民的人均储蓄、人均可支配收入和人均消费的协整检验结果在下表中列出：

从表2中可以得出我国城镇居民的人均储蓄、人均可支配收入和人均消费之间存在着协整关系的结论。当这三个经济变量之间存在着协整关系的时候，一方面说明我国城镇居民的储蓄受到收入和当期消费这两个因素的共同作用；另一方面说明直接利用向量自回归模型来分析这三者之间的关系就会有所偏差，应当考虑采用误差修正模型来合理地得到这三个经济变量之间的具体作用力度的大小。

从表3中可以发现我国城镇居民的人均储蓄具有以下几个特点：（1）我国城镇居民的人均储蓄和前一期的人均储蓄表现出同向变动的趋势，这和前面的收入增速大于消费增速的结论也是相吻合的。当收入的增速大于消费增速的时候，城镇居民就会有较多的收入剩余，于是，储蓄也就会表现出逐年递增的特点。（2）我国城镇居民的当期人均储蓄和前一期的人均可支配收入表现出同向变动的特点。在人均可支配收入一直是持续提升的情况下，前一期的收入越多，当期的收入就会更多，消费者就会在满足其自身的基本消费之后拥有更大数额的储蓄。（3）我国城镇居民的当期人均储蓄和前一期的人均消费表现出反向变动的特征。这说明增加当前的消费支出就会降低储蓄（未来消费），或者降低当前消费支出会导致储蓄（未来消费）的增加。如果当前消费和未来消费之间表现出一个反向变动的关系的时候，这种情况说明我国城镇居民已经在当期消费和未来消费之间进行合理的选择，消费中的跨期选择行为已经是一个重要特征。

四、结论及展望

本文发现我国城镇居民的人均储蓄具有以下几个特点：（1）人均储蓄和前一期的人均储蓄表现出同向变动的趋势，（2）当期人均储蓄和前一期的人均可支配收入表现出同向变动，（3）当期人均储蓄和前一期的人均消费表现出反向变动的特征。通过对人均储蓄、人均消费和人均可支配收入的分析之后，可以得到我国城镇居民储蓄行为不断演变的结论。

由于多方面因素的共同作用，我国城镇居民的消费行为与过去的时期相比表现出更加具有复杂和易变的特点。然而对于具体的影响因素，这些因素对我国城镇居民储蓄行为演变的影响力度都需要在以后的研究中得到更进一步的说明。

注：

①资料来源：新中国55年统计资料汇编。

②SA、CA和IA分别表示我国城镇居民的人均储蓄、人均消费支出和人均可支配收入。

参考文献：

[1]贺菊煌.经济增长模型中的储蓄率内生化问题[J].经济研究，2005，（8）.

城镇居民可支配收入例8

2016年国家统计局的国民经济和社会发展统计公报数据表明，2015年末我国60周岁以上人口数为22200万人，占总人口比重为16.1%，其中65周岁以上人口为14386万人，占比为10.5%。60周岁以上人口和65周岁以上人口相对于上一年分别增加958万人和631万人，人口老龄化趋势明显。随着人口老龄化进程加快，随之而来的是养老保险支出日益提高。2015年末全国参加城乡居民基本养老保险人数50472万人，增加365万人，城乡居民基本养老保险支出1973.83亿元，比上年增长23.2%。统计数据同时表明，2015年全国居民人均消费支出15712元，比上年增长8.4%，扣除价格因素，实际增长6.9%。以Feldstein（1974）为代表的经济学家认为养老保险有着资产替代效应，该理论认为年轻人预期国家会在自己退休后给自己支付养老金，而不需要现在就开始将自己的收入过多地储蓄起来养老，从而促进居民减少养老储蓄而增加当前消费。随着我国老龄人口的大幅增加和养老保险支出迅速攀升，大量学者开始关注老龄化及养老金支出对我国城镇居民消费的影响。徐勇、谢琼（2008）通过中国养老保险的机制———由个人账户和统筹账户进行了养老保险对居民消费的研究，并从微观经济与总量经济两个层面进行分别研究。其微观层面指出养老保险对居民的消费有着保障效应和收入效应，而通过总量经济层面指出养老保险对居民的消费呈正影响。部分学者通过生命周期理论对养老保险对居民的消费影响进行了研究，虞斌、姚晓垒（2011）和孟祥宁（2012）通过生命周期理论对养老保险对居民的消费影响进行了研究，均得出养老保险对居民消费有显著的影响，当养老保险增加时，居民的消费也会存在着相应的增加。其中部分学者认为之所以会导致养老保险与居民存在着较强显著性的原因是在国内养老保险的覆盖率不高以及居民对养老保险的收益率不确定导致的。朱波、杭斌（2015）通过实证研究认为养老保险对居民消费的影响随着年龄的增长具有更明显的影响作用，尤其是在40岁年龄以上的居民，认为养老保险对居民的消费具有习惯性的影响，相比为参加养老保险的居民而言，其消费曲线更加平缓。大量学者则采用面板数据模型分析了对养老保险对居民消费行为影响进行分析。其中陈汪茫（2010）研究得出养老保险跟居民的消费支出具有乘数效应，当养老保险的支出增加时，居民的消费支出则会较大的提升。石阳、王满仓（2010）通过对省际面板数据（2002—2007）的研究发现，现收现付制养老保险对我国居民消费有显著的正向影响，并指出养老保险对居民的储蓄有“挤出”影响。苏春红、李晓颖（2012）采用山东省17地市2003—2010年面板数据分析表明，养老保险对居民的消费具有较强的拉动效应，认为居民养老保险每支付1元，其中城镇居民的消费则会对应的增加0.0197元。邱俊杰和李承政（2014）运用1991—2011年省际面板数据，采用传统消费模型和生命周期储蓄模型分析发现提升养老保险覆盖率并未显著提升居民消费率。张国海、王枫林（2015）通过2003-2012年的省际面板数据进行研究认为，养老保险对居民的消费具有拉动作用，但是不同的省份，其拉动效力不同。马晓彤（2016）也通过面板数据对社会养老保险对于居民的消费支出影响进行了研究，其研究成果与前期的研究学者结果几乎一样，认为养老保险的支出增加，其会导致居民消费的增加。也有学者对养老保险对居民消费的影响研究中认为养老保险对消费具有负面影响。如白重恩、吴斌珍、金烨（2012）在研究中指出，在考虑居民家庭可能面临信贷约束时，养老保险与居民消费以及总消费呈负影响。参考国内外其他学者的研究，本文根据Feldstein生命周期假说构建计量模型，然后以我国1989-2012年24年的时间数列数据为基础分析养老保险支出对我国城镇居民消费的影响情况。

一、经济模型与数据来源

Feldstein（1974）的生命周期假说认为，养老保险对居民消费支出会产生“资产替代效应”和“引致退休效应”，前者会促进人们减少防老储蓄并增加当前消费；后者会促使人们选择提前退休并导致退休后的生存时间延长，为了防老从而增加储蓄并减少当前消费。显然，其假说表明消费和储蓄是模型中不可或缺的因素。鉴于此，我们建立如下模型Ci=α+βYDi+γWi-1+ρSSWi+ui（1）式（1）中Ci是指i期城镇居民的消费支出，YDi是指i期城镇居民的可支配收入，Wi-1是指上一年年末城镇居民的储蓄，SSW是指城镇居民的基本养老保险支出,ui为干扰项。本文采用1989-2012年24年的时间数列数据，数据来源于《中国统计年鉴》（2013）。

二、模型计算结果分析

1.平稳性分析。根据数据，得到C,YD,W和SSW的线性趋势图（见下页）。显然，上述四个变量都是不平稳的。同时，ADF检验表明，针对C,YD,W和SSW数据序列检验的统计量均大于临界值，所以均接受原假设，四个序列均为非平稳序列。由于此处C,YD,W和SSW是时间序列数据，在不改变变量的变化趋势的情况下，为消除异方差，对这四个序列分别取对数，分别表示为InCi，InYDi，InWi和InSSWi。进一步进行ADF检验结果显示InCi，InYDi，InWi和InSSWi均为一阶单整序列，即四个序列对应的T统计量值均大于10%的临界值，分别记为I(1)。2.协整分析。由于InCi，InYDi，InWi和InSSWi为一阶单整序列，故其分别差分后序列平稳，差分后的序列分别记为InCi，InYDi，InWi和InSSW，Joihansen协整检验结果表明至少存在一个协整关系。以InCi为因变量，以InYDi，InWi和InSSWi为自变量构建如式（1）形式的回归模型，采用广义最小二乘法得到如下估计结果：InCi=0.64+0.87InYDi-0.05InWi+0.11InSSWi（2）式（2）中所有参数估计量在0.05显著水平均通过检验。模型调整可决系数R2=0.999，说明拟合程度非常好，城镇居民的可支配收入、城镇居民的年末储蓄和城镇居民的养老保险支出几乎解释了所有城镇居民的消费支出。自相关检验统计量DW=1.734，说明模型干扰项不存在一阶序列相关问题。对干扰项的估计值残差进行单位根检验（ADF检验）结果为-3.398615，对应P统计量值为0.027，检验结果表明干扰项估计值在临界值为5%的时候拒绝原假设，即不存在单位根。检验表明模型干扰项序列是平稳的，同时表明InCi，InYD，iInWi和InSSWi存在着协整关系，由此证明城镇居民的可支配收入、城镇居民的年末储蓄、城镇居民的基本养老保险支出与城镇居民的消费支出之间，存在着长期的稳定关系。由回归方程估计结果表明，城镇居民的可支配收入与城镇居民的消费支出呈正比，城镇居民的可支配收入增长率每增加1%的时候，城镇居民的消费支出增长率就会增加0.87%，所以可以看出城镇居民的可支配收入对城镇居民的消费支出起着推动的作用，可支配收入的增加可以推动着城镇居民的消费增长。这个结论支持经济学一般结论，即收入增加会促进消费。城镇居民的年末储蓄与城镇居民的消费支出则呈反比，当城镇居民的年末储蓄增长率每增加1%的时候，城镇居民的消费支出则会减少0.05%，所以可以看出城镇居民的年末储蓄对城镇居民的消费支出起着抑制的作用，这符合投资增加会“挤出”消费的经济学基本理论。估计结果同时表明，城镇居民的养老保险支出与城镇居民的消费支出是呈正比的，当城镇居民的基本养老保险支出每增加一个百分点，城镇居民的消费支出增长率增加0.11%。显然，城镇居民的基本养老保险支出对城镇居民的消费支出有着显著的推动作用，表明我国养老保险支出存在明显的资产替代效应。模型中所有参数估计均符合基本经济含义，故而模型设定不存在偏误。3.误差修正模型。根据协整分析，我们可以得出城镇居民的可支配收入、城镇居民的年末储蓄和城镇居民的基本养老保险支出与城镇居民的消费支出有着长期的均衡关系，但由于长期的均衡关系可能存在着短期的不均衡关系，构造误差修正模型旨在分析出城镇居民的可支配收入、城镇居民的年末储蓄和城镇居民的基本养老保险支出与城镇居民的消费支出的短期失衡状态。（3）采用广义最小二乘法估计误差修正模型，得到式（4）所示表达式：（4）误差修正模型估计结果表明，所有系统对于t统计量在0.05显著水平均通过检验，调整可决系数为0.87，表明模型拟合效果良好，方程F统计量为5.74,表明线性模型有意义。城镇居民的可支配收入前面系数为正，城镇居民的年末储蓄前面系数为负，城镇居民的基本养老保险支出前面的系数为正，误差修正项前面的系数为负，说明模型建立正确，符合经济意义。其中响应序列的当期波动主要受到以下几个方面的短期波动影响：受输入序列的当期波动短期变动影响。城镇居民消费受可支配收入序列、城镇居民的年末储蓄序列和城镇居民的基本养老保险序列当期波动的影响。根据误差修正模型可以看出城镇居民的可支配收入序列InYDi的二次差分项系数为0.62，表明城镇居民的可支配收入对城镇居民的消费支出产生正的影响。城镇居民的年末储蓄序列InWi的二次差分项系数为-0.002，表明城镇居民的年末储蓄对城镇居民的消费支出会抑制城镇居民的消费支出。城镇居民的基本养老支出对城镇居民的消费支出增长率的的弹性系数为0.07，表明短期类城镇居民的基本养老支出增加会促进城镇居民的消费支出增加。同时，误差修正项ECMi-1估计结果表明，当短期波动偏离长期均衡时，将以（-0.29）的力度从非均衡的长期均衡状态，拉回长期均衡的状态。在式（2）中城镇居民的年末储蓄序列的系数为-0.05，而式（4）中城镇居民的该变量系数估计值为-0.002,说明城镇居民年末储蓄对城镇居民消费支出的长期抑制作用影响大于短期的抑制作用。式（2）中城镇居民的可支配收入处理变量系数参数估计量为0.11，而式（4）中其对应系数为0.07,说明城镇居民的可支配收入对城镇居民的消费支出的长期推动作用大于短期的推动作用。显然，城镇居民的年末储蓄以及城镇居民的基本养老保险支出对城镇居民的消费支出相对于长期而言，短期的影响更弱，则体现出中国城镇居民在短期的消费中仍处于比较消极的状态，较多的城镇居民选择把短期的收入储蓄起来，计划着长远的打算，从而导致城镇居民的消费支出上不去，中国居民的储蓄率居高不下的现象。

城镇居民可支配收入例9

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）.

城镇居民可支配收入例10

1.引言

自全球金融危机以来，国外购买力的下降，依靠出口拉动经济的弊端，影响到我国的经济增长，出现内需不足，为此政府实行积极的财政和适度宽松的货币政策，以及扩大国内需求的措施。

人均可支配收入是经济增长模型里非常重要的一个变量，因为它决定了个人消费支出、货币和服务的进口和货币需要。中国的个人可支配收入统计主要分为城镇居民个人可支配收入和农村个人可支配收入两种，这种分法成为了中国有别发达国家的一个统计特点。本文主要采用这两种人均可支配收入的数据来分析研究城镇与农村对我国经济的影响。

2.城乡差距对消费的影响情况

消费是拉动国民经济的重要因素，消费的机理表现，消费的运行情况，对国民经济的整体运行起着决定性的作用。消费是经济增长的最终动力，同时又是度量经济运行效率和效益的“测量器”，引导经济运行不断改善的“指示器”。

对于居民来说消费的情况是有可支配收入决定的，从1979年到2009年，我国人均可支配收入总体持续上升，其中城镇居民人均可支配收入上升幅度最大，城镇居民人均可支配收入与农村居民人均可支配收入差距日益明显，近几年间城镇居民人均支配收入是农村居民人均可支配收入的3倍左右（见图1）。

可支配收入是消费的一个很重要的确定因素，前一年消费对今年消费的影响，反映了消费的“棘轮效应”。居民储蓄存款年底余额也是对消费有影响的确定因素，居民为了存钱会选择减少消费。因此本文的消费模型主要的影响因素有：前一年的消费情况（Ct-1）、农村居民个人可支配收入（YPDS）、城镇居民人均可支配收入（YPDU）、居民储蓄存款年底余额（NETWRTH）、六月期存款利率（定期存款）年平均数（RS）。估计形式如图2。

从拟合结果看出，个人可支配收入对消费都是正向影响的，收入越高，消费越多，且每年的消费习惯会影响下一年的消费习惯。农村居民个人可支配收入（YPDS）对消费的影响比城镇居民人均可支配收入（YPDU）高，尽管农村居民有比较强的储蓄欲望，但他们的经济实力决定了他们必须将收人的大部分消费掉，其消费相对于城镇居民来说难以压缩，农村居民消费的绝大部分都是以生活必需品支出为特征的消费习惯，这也是我国近几年内不断推动家电下乡拉动农村消费的原因，中国的制造产品主要是国内有效需求不足，农民的收入太低，需要通过大力发展农村经济和新农村建设，提高农民收入，启动农村消费来扩大内需。

3.城乡差距对进口商品消费的情况

中国加入世界贸易组织以后，国内市场与国际市场的快速融合，人们的消费习惯越来越受到世界的影响，针对这种情况，把进口的变化和可支配收入水平联系起来，可以内生地确定一般贸易的进口需求（M）如下：

Mt*= 840.84+0.87×Mt-1+4.9×YPDUt-11.76×YPDSt

t （1.64） （10.7） (4.39) (-4.25)

R2=0.996 DW=1.7

拟合的回归模型可以看到我国消费进口商品主要依靠城镇居民，城镇个人可支配收入（YPDU）的对一般贸易进口额（M）有很大的正向影响，而农村个人可支配收入（YPDS）对一般贸易进口额（M）是反向影响，说明当城镇居民收入增加的时候，进口商品的消费也会随之增加，而当农村居民收入增加的时候，农村居民会选择消费国内商品而不是消费进口商品，可见我国购买进口商品的主力还是集中在城市，农村是国内商品的主要购买军，农村消费群体成为了我国拉动内需的重要力量。

4.结束语

综上所述我国城乡收入差距日益明显，而农村居民拉动我国消费的作用日益明显，农村居民收入的提高对全国消费能力的影响已经超过城镇居民，同时我国的进口消费主要还是集中在城镇，农村消费主要集中在对国内商品的消费。提高农村居民的收入，推动农村群体的消费，在当前国际贸易不明朗，急需依靠出口转内销的方式来推动国内制造业发展的情况下，重视农村消费群体是非常具有战略眼光的决策。

教育部新世纪优秀人才支持计划（项目编号：NCET-10-0908）。

参考文献：

[1]Robert S. Pindyck, and Daniel L. Rubinfeld,“Econometric Models and Economic Forecasts”,2008