城镇居民可支配收入模板(10篇)

导言：作为写作爱好者，不可错过为您精心挑选的10篇城镇居民可支配收入，它们将为您的写作提供全新的视角，我们衷心期待您的阅读，并希望这些内容能为您提供灵感和参考。

篇1

中图分类号：F062.5 文献标识码：A

文章编号：1005-913X（2015）10-0096-01

一、引言

近年来黑龙江省经济取得了重大的进步，伴随着居民可支配收入的逐年增加，消费性支出也随之增加。众所周知，消费既是社会再生产的起点，同时也是终点，其对经济的发展和产业结构的调整具有重要的引导作用。线性回归分析理论的研究结果表明，可支配收入是影响居民消费支出最直接、最具决定性的因素。

根据2004年至2013年黑龙江省城镇居民人均可支配收入和人均消费性支出的统计数据，运用线性回归分析方法研究城镇居民消费性支出与可支配收入之间数量关系的规律，并通过得到的回归方程用2013年的实际人均可支配收入估计出2013年的城镇居民人均消费性支出，与2013年实际的消费性支出相比偏差很小，证明了方程的高度拟合，揭示了近年来城镇居民消费性支出与收入的特点和变化趋势，有助于有关部门和经营者制定切实可行的经济政策并进行有效的宏观调控，这对保持经济持续、健康发展具有重要意义。

取2004年至2013年黑龙江省城镇居民人均可支配收入和人均消费性支出作为回归分析的研究对象。数据来源于《黑龙江省统计年鉴2014》，如表1所示。

二、实证分析

依据表1的数据，我们可以绘制出人均年可支配收入和人均年消费性支出这两个变量的散点图（如图1所示），我们可以看出，二者之间存在明显的线性关系。

就此，我们利用表1所提供的数据，运用Eviews统计分析软件进行分析，输出结果如图2所示。从而得到回归方程：

Y=165.7214+0.732gX

（0.558035） （32.54560）

R2=0.993，F=1059.216，DgWg=0.854860

（一）相关性检验

由图2可知，相关系数R=0.996，给定显著水平α=0.05，在自由度n-2=8下查相关系数表知Rα=0.632.由R>Rα知，显然消费性支出与可支配收入线性关系显著，城镇居民消费与收入高度正相关。

（二）拟合优度检验

<E：＼无PDF＼北方经贸201510＼刘根梅3.tif>

可决系数高度接近于1，说明回归方程与样本观察值拟合优度非常好，充分反映了因变量的波动中能用自变量解释的比例是非常大的。

（三）变量的显著性检验

为了检验解释变量是否是被解释变量的一个显著性的影响因素，我们对估计量进行t检验。如果t大于或等于2，就说明解释变量对被解释变量的影响是显著的。在本回归分析中t=32.54560>2，说明，城镇居民人均可支配收入对人均消费性支出的线性影响显著。可见，城镇居民人均可支配收入是决定人均消费性支出水平的主要因素。

（四）经济意义检验

由于<E：＼无PDF＼北方经贸201510＼刘根梅4.tif>=0.732，从估计量的符号与大小分析，符合经济意义，即居民消费支出按小于1的正比例随居民可支配收入同步增长。表明黑龙江省城镇居民年人均可支配收入每增加1元，居民年人均生活费支出平均增加0.732元。

（五）利用模型进行预测

1.点预测：将2013年的实际人均居民可支配收入19597元代入上述回归方程可预测得到2013年消费性支出的估计值：

Y2013=165.7214+0.732×19597=14510.73

2013年实际的人均居民消费性支出为14161.7元，可见相对误差仅为2.4%，模型拟合的非常好，以消费性支出建立线性回归预测模型是比较成功的。

三、结论

通过实证分析我们发现，城镇居民的人均可支配收入与消费性支出之间存在形如Y=165.7214+0.732gX的简单线性回归关系。居民收入每增加100元，消费性支出将相应增加大约73.2元。可见，影响居民消费性支出最直接、最具决定性的因素为可支配收入。通过增加居民收入来刺激消费，增加消费性支出是必要且可行的。同时该方程的拟合优度很高，可用于预测。

参考文献：

[1] 张宇辉，蔡颖琦.城镇居民消费支出与收入的典型相关分析[J].经济论坛，2005（10）：37-38.

[2] 张恩英.黑龙江省城镇居民消费与收入关系的定量分析[J].商业研究，2006.

篇2

（一）城镇居民可支配收入实现较快增长

改革开放以来，伴随着邹平县综合实力的稳步攀升，邹平县城镇居民可支配收入也得到了较快增长，统计显示，2012年邹平县城镇居民人均可支配收入25027元，增长15.0%，扣除价格因素，实际增长12.6%；2008-2012年总体名义增长64.98%，扣除价格因素年平均增长9.4%；同期GDP五年总体名义增长102.1%，高出居民收入37.1个百分点；GDP可比价年均增长12.7%，高出居民收入3.3个百分点，居民收入的增长滞后于经济发展的增长。

表1：2008年—2012年邹平县GDP和居民人均可支配收入情况

年份 GDP（亿元） 同比增长（%） 可支配收入（元） 名义增长（%） 同比增长（%）

2008年 429.76 14.5 15170 9 4.1

2009年 473.26 12.4 16600 9.43 9.5

2010年 540.14 13.7 19007 14.5 11.6

2011年 632.47 12.6 21763 14.5 9.6

2012年 694.92 10.5 25027 15 12.6

（二）横向比较差距逐年缩小

1.在总量上逐渐迫近省市水平

根据调查数据显示， 2008年邹平县县居民可支配收入为15170元，比省、市分别低790元和1135.41元；2012年邹平县居民可支配收入为25027元，比省、市低781.69元和728元，比2008年收窄8.31元和407.41元，但是城镇居民入均可支配收仍低于省市平均水平！近三年来，虽然增速超过省市平均增长水平，但由于基数较低，受经济发展和增资因素的影响，总量与省市相比差距仍然很大。

表2：2008年—2012年邹平县居民人均可支配收入与省市比较 单位：元

年份 邹平县 增长 滨州市 增长 差距 山东省 增长 差距

2008年 15170 9.00% 15960.00 14.90% 790.00 16305.41 14.30% 1135.41

2009年 16600 9.43% 17500.00 9.65% 900.00 17811.04 9.23% 1211.04

2010年 19007 14.50% 19686.00 12.50% 679.00 19945.83 12.00% 938.83

2011年 21763 14.50% 22540.34 14.50% 777.34 22791.84 14.27% 1028.84

2012年 25027 15% 25808.69 14.50% 781.69 25755.00 13.00% 728.00

2.增长速度逐渐超越省市水平

2008年-2012年，邹平县居民可支配收入增长速度逐年加快，分别为：9%、9.43%、14.5%、14.5%、15%。近三年来，增速均超过省市水平，但由于基数较低，经济发展起步晚和增资幅度小等因素的影响，增收额并不高，总量与省市相比差距仍然较大。

二、制约增长的因素

1.工资水平相对较低，制约了居民收入的提高

从上面的分析可以看出，工资性收入在邹平县居民可支配收入的主要来源。与省市城镇在岗职工工资水平比较，邹平县的工资性收入相对较低，提高比较慢。以城镇在岗职工工资平均水平指标为例，2012年全省平均水平为42837元，全市平均指标为40733元，而邹平县在岗职工平均工资为37731元，比全省平均水平低5106元，比全市平均水平低3002元。在岗职工工资低于全省全市平均水平直接导致了居民收入中占比重最大的工资性收入偏低，是影响邹平县城镇居民收入水平的重要因素。

另外，低收入家庭对工资收入依存度较大，高收入家庭收入来源多样，资本增值能力强，增长速度快。低收入家庭的收入来源主要靠职工工资，进而导致了其可支配收入增长速度有限。

2.物价上涨抑制了居民可支配收入的实际增长

2008年-2012年邹平县居民消费指数分别是（上年为100）105.3%、101.5%、102.5%、104.5%、102.1%，五年累计上涨了16.9%。物价上涨对居民的收入的增长注入了“水分”，降低了居民的实际购买力，一定程度上抑制了居民可支配收入的实际增长。

3.经营性收入有待提高，经营存在资金不足等问题

随着经济的发展，城镇居民中从事生产经营活动的家庭逐渐增加，经营性收入在居民可支配收入中占的比重增加。根据工商局年报统计数据显示，邹平县城镇私营企业和个体户的数量从2008年1915户和1906户，增长到2012年的2170户和2616户。但受近两年经济形势的影响，特别是信贷部门金融形势的影响，企业从银行贷款，承兑、贴现等金融衍生品多，加大了企业的融资成本。个体经营户就更难获得银行的资金支持，面临无法扩大经营，制约了其增加收入。

三、关于提高城镇居民收入的一点建议

1.大力发展经济

居民可支配收入的高低与当地经济发展的速度和实力密切相关，提高居民可支配收入，要以发展带动增收，以经济的不断发展带动财力的不断加强，以提供财力支持。

2.提高工资收入

工资性收入是居民可支配收入的主要来源。提高城镇居民收入首先应从提高工资入手。一是提高党政事业单位人员的工资；二是严密监控企业职工的工资。将企业职工的工资与在企业的工作年限、工作表现以及企业的发展水平相挂钩，保证在岗职工的工资水平；三是制定适合邹平县的企业最低工资规定，保障劳动者的权益。

3.实现城镇居民的充分就业

充分就业才能促进家庭总收入的增加。社会就业面的扩大，对提高居民收入有着举足轻重的作用。劳动部门及社会各界要关注下岗职工和失业人员，加大对下岗失业人员的培训力度，帮助他们通过各种途径实现就业，增加家庭收入。

4.进一步完善社会保障

篇3

一、数据来源与说明

本文主要通过实证的方法利用统计数据来分析研究湖南城镇居民人均可支配收入的增长情况及其与全国和广东的差距。因此,在研究分析之前,首先对数据的来源、选择和处理做一个简要说明。

首先,关于原始数据来源。下文用到的原始数据主要来自于《中国统计年鉴》、《湖南统计年鉴》、《广东统计年鉴》和国家统计数据库。另外,关于广东城镇居民人数,有几年是没有数据的,本人参照当年度农业与非农业人口的比率并运用直线插入法予以设定。因为,本文是以湖南作为主要考察对象,而广东数据只是用来对比参照,所以,对该数据做这样的处理不会对文章的主要观点和结论造成影响。

其次,关于考察期的确定。本文以1994-2008作为考察期,主要是因为1993年我国核算体系经历了从国民收入到国内生产总值的转变,即自1994年起全国国民经济核算与国际体系接轨,数据较为全面、配套。为保证数据的一致性、可比性和结论的可靠性,本文确定1994年为考察期的起点。

第三,关于价格的可比性。本文中有关人均可支配收入、人均产值和人均转移支付等数据都是采用当年价格水平下的数据。这主要是因为在做湖南与全国及广东的横向比较中,全部采用当年价格指标不影响分析结果。

第四,关于城镇居民总产值和城镇居民人均产值。本文用城镇第二、三产业产值之和近似地定义为城镇居民总产值,该总产值除以城镇居民数则得到人均值。其原因有二:一是城镇居民总产值的原始数据不可获得,上述统计资料均没有这方面的数据资料。二是可用来套算的部分相关数据不可获得,这里主要是城镇的第一产业产值和农村的二、三产业产值数据缺乏,使得得我们欲通过现有三次产业产值来套算亦为困难。但是,由于城镇第一产业和农村的二、三产业规模不大,本文便采取如此近似的方法来解决。

二、1994-2008年湖南城镇居民人均可支配收入增长情况及其与全国、广东的对比分析

表1列示了94-08年湖南、全国和广东城镇居民人均可支配收入情况,我们通过表格里的数据来进行分析和比较。

(一)1994-2008年湖南城镇居民人均可支配收入增长情况介绍

首先,从增长总量上来看,自94-08年的15年间湖南城镇居民人均可支配收入由3887.64 元增长至13821.16元,合计增长255.52%,年均增长率为9.48%。

其次,从增长速度结构来看,1995年至2002年基本上呈递减趋势,只有97和01年增长率较上年略大,而于02年达到最低点,为2.63%。此后的03至08年5年间每年增长都在10%以上,平均为12%左右,这说明湖南城镇居民收入已经步入了快速增长轨道。

(二)与同期全国水平相比较

第一,人均可支配收入绝对水平的比较。94-98年湖南城镇居民人均可支配收入高于全国水平,但自1999年以来一直低于全国水平,而且绝对和相对差距均不断扩大。94年湖南城镇居民人均可支配收入高出全国391.44元,该差距占湖南城镇居民人均可支配收入的10.07%。到98年高出9.16元,比重下降到0.17%。99年湖南城镇居民人均可支配收入低于全国38.65元,占比为0.66%,08年低于全国1959.60元,比重为14.18%。

第二,人均可支配收入增长速度比较。从逐年增长速度来看,我们可以发现如下两个有趣的特征:第一,湖南经济增长与全国步调基本一致,即当湖南的增长速度趋于减缓时,全国也趋于减缓;当湖南的增长处于加速时,全国也在加速。第二,整个考察的15年间,全国的增速绝大部分年份比湖南高,唯03和04年除外,这是全国实现对湖南赶超并差距不断扩大的根本原因。从平均增长速度来看,15年间,湖南的年均增长率为9.48%,而全国为11.37%,所以,尽管94年湖南比全国水平高出10%,但短短4之后,湖南就落后了。这种与全国的绝对水平和增长速度差距的扩大和趋势的发散,对湖南而言是一个危险信号。

(三)与同期广东水平相比较

第一,人均可支配收入绝对水平比较。在整个考察期内,湖南城镇居民人均可支配收入均低于广东,而且除99年和07年外,绝对差距呈不断扩大之势。94年湖南与广东的差距为2479.44元,08年该差距扩大至5911.70元,15年间绝对差距扩大了将近2.4倍。但是,从差距占湖南绝对水平的比重来看,形势比较令人乐观:该比重94年为63.78%,到08年降低至42.77%。整体上来看,这个指标是下降的,尤其是03年以来这个趋势基本上没改变过,而且年均下降幅度很大。03年该指标为61.32%,而5年后的08年降低至42.77%,5年内的年均降幅达3.71%。

第二,人均可支配收入增长速度比较。首先,我们从逐年增长速度来看,整个15年间得到的14个数据中,湖南有9个大于广东,即有9年湖南城镇居民人均可支配收入的增长速度是高于广东的,而其余5年低于广东。尤其是04年以来,湖南的增长速度一直高于广东,这说明在城镇居民人均收入方面湖南与广东的差距在缩小。其次,从平均增长速度来看,15年间湖南的年均增长率为9.48%,而广东为8.42%,

从以上两个方面的比较可以看出,尽管湖南与广东相比的绝对差距仍很大,但从趋势上来看,差距在缩小。若按考察期内差距收敛的趋势,从现在起,湖南还要花35年的时间才能达到广东的水平。

三、差距解释

湖南城镇居民人均可支配收入与广东和全国的现实和潜在差距不容忽视,导致差距存在的原因在哪呢,本文拟从国民收入的两次分配,即初次分配和再分配方面来寻找原因。

(一)转移支付收入方面的差距

在城镇居民收入构成中,转移支付收入属于再分配范畴,与城镇居民总产值不直接相关,所以,首先让我们借助表2的数据来比较一下湖南与全国和广东的城镇居民人均转移支付收入水平状况,以考察转移支付收入方面对差距的影响。

从人均转移支付的绝对水平来看,湖南自96年以来就一直低于全国水平。平均每年相差约300元, 98年全国城镇居民人均可支配收入超过湖南以来,转移支付的贡献是相当大的,如果用转移支付差除以人均可支配收入差来衡量贡献率的话,98年为857.28%,以后各年顺次为706.17%、475.34%、51.85%、51.22%、65.27%、43.12%、29.59%、24.29%、16.00%。从整个考察期来看,转移支付收入方面的差距对可支配收入差距的平均贡献率为58.48%。

而与广东相比较可以发现,湖南在07、08这最后两年的人均转移支付水平高于广东,其余各年份均低于广东,总体来看,湖南年均较广东低约340元。在06年及以前的12年中,转移支付差距对可支配收入差距的贡献率相对较小,但也不可忽视。从94年至06年分别为11.26%、16.43%、13.91%、14.04%、14.18%、10.15%、12.75%、14.09%、6.46%、8.61%、8.01%、5.55%、4.76%。从整个考察期来看,转移支付收入方面的差距对可支配收入差距的平均贡献率为7.75%。

(二)初次分配方面的差距

城镇居民人均可支配收入的主要构成部分源自初次分配,它既受城镇居民人均产值水平的影响,也受居民人均可支配收入占人均产值的比重的影响。所以,我们从这两个方面来考察三个单位的序时变化情况。

1、城镇居民人均产值

从表3统计数据可以计算出,从94年至08年,湖南增长了2.85倍,年均增长7.77%。同期全国增长了2.89倍,年均增长7.87%,广东增长了2.90倍,年均增长7.89%。基期全国和广东城镇居民人均产值分别是湖南的1.37和1.74倍,到08年这个比例略微上升至1.39和1.76倍。由此看来,人均产值差距相对与绝对水平均很大,且呈扩散趋势。而从城镇居民人均可支配收入来看,基期全国和广东城镇居民人均可支配收入分别是湖南的0.93和1.68倍,到08年该比例分别上升至1.16和1.60倍,该倍数相应要小于人均产值方面的倍数,所以可以断定,人均产值方面的差距是导致人均收入方面差距的主要原因。

2、城镇居民可支配收入中初次分配部分占人均产值的比重

湖南与广东的该比重指标尽管每年都不同,但是差别不大,而且湖南高于广东的年份与广东高于湖南的年份相当,我们可以初略认为,这个比重对湖南与广东的差距影响不大。但是,与全国相比,湖南的比重每年都高出很多,平均每年高出9.24%。这说明该比重一定程度上弥合了湖南与全国的差距。这也可以佐证我们认为人均产值差异是导致收入差异的主要原因的观点是正确的。

(二)城镇居民人均产值差距的原因分析

导致城镇居民人均产值差距的原因可能在总产值方面,也可能在城镇人口增长方面。而总产值方面的差距可以从劳动和资本投入方面来考察。下面拟从这些角度来探讨。

1、城镇居民总产值增长速度比较

由于三个单位的城镇规模或城镇居民规模不具备可比性,因此,从总量上来比较城镇居民产值规模没有实际意义。从增长速度来看,整个考察期内,湖南增长了8.19倍,年均增长16.21%,同期全国增长了6.90倍,年均增长14.80%,广东增长了8.59倍,年均增长16.60%。湖南的城镇经济发展快于全国而略慢于广东。它会直接导致湖南城镇居民人均产值与广东差距扩大,但和全国差距会收敛。

2、城镇人口增长速度比较

考察期内,湖南城镇人口由期初的1357万增长至期末的2885万,增幅为112.7%,同期全国增幅为77.5%,广东为120.6%,数据说明三个单位城镇人口增长速度差距悬殊,这个因素对人均产值水平影响很大。所以,尽管湖南城镇居民总产值增长速度快于全国,从而有利于弥合人均产值上的差距,但湖南城镇人口的高速增长使人均化时分母变大,又导致人均产值差距继续扩大。广东城镇人口增速快于湖南,一定程度上缩小了人均产值上的差距。

3、城镇资本与劳动投入对城镇居民总产值的贡献

本文拟用这些数据拟合柯布-道格拉斯(Cobb-Douglas)生产函数,并取对数得模型:

GPUit=β0i +β1iCAPit +β2iLABit+μit,

其中:为取对数运算,GPU代表城镇居民总产值,CAP代表资本投入,LAB代表劳动投入,下标t代表年份,i=1,2,3 分别代表湖南,全国和广东。

在拟合的过程中,由于采用的是时间序列数据,为避免谬误回归,我们利用协积回归德宾-沃森(CRDW)检验方法予以检验,可以发现,我们可以在1%的显著性水平上拒绝d=0的虚拟假设,即被解释变量与诸解释变量是协积的,它们之间有一种稳定的长期关系。在回归过程中,截距项β0i几乎都统计上不显著,我们将模型修正为过原点回归模型,通过Eviews6.0回归结果如表4:

回归结果告诉我们,湖南、全国和广东城镇经济都处于规模报酬递增阶段。广东产出的劳动弹性为负,可能是由于其产业的资本化程度高、技术进步快,有些年份尽管劳动投入量增幅不大甚至减少,产出仍然有大幅增加。与94年相比,湖南08年城镇投资增加了15.08倍,广东只增加了5.01倍。08年,湖南城镇人均资本投入水平超过了广东,湖南为16913.5元,而广东为14287.2元。而在劳动投入方面15年来湖南增速最低,仅增长了5.88%,全国为61.96%,广东为99.52%。当我们用城镇就业人数除以城镇人口数来衡量城镇在职职工比重,会发现问题更为突出。从表5可以看出,湖南的城镇在职职工比重基本上呈逐年下降趋势,从94年的52. 78%下降到08年的26.27%,整个降幅达到一半多。而全国和广东尽管也呈下降趋势,但降幅小得多。全国各年的在职职工比重均高于湖南,尤其是进入21世纪以来,将近是湖南的两倍。广东尽管大部分年份在职职工比重较湖南低,但自05年来一直高于湖南,08年高出近10个百分点。如果08年湖南在职职工比重达到广东水平,则城镇居民总产值将提高26.63%,在其它因素不变的情况下,湖南城镇居民人均可支配收入将增加19.68%,其绝对水平将超出全国700多元。如果08年湖南在职职工比重达到全国水平,则湖南城镇居民人均可支配收入将超过全国2000余元,但与广东仍相差2000余元。

四、发现与建议

通过上文的比较分析,我们可以发现,湖南城镇居民人均可支配收入与全国的绝对差距及绝对差距占湖南城镇居民人均可支配收入比重这一相对差距都呈扩散趋势,与广东的绝对差距在扩大,相对差距在缩小。导致这种差距现状的主要原因有两个:首先,湖南城镇劳动投入增速太慢,在职职工比重过低,导致湖南城镇居民总产值与城镇人口增长速度不相适应,从而导致湖南城镇居民人均产值过低。其次,相对而言,湖南城镇居民人均转移支付收入水平偏低。

国家“促进中部地区崛起规划”政策是湖南经济发展的一次契机,湖南地方当局应该藉此努力发展本省经济,提高本省居民生活水平,缩小湖南城镇居民与全国和广东以及其它发达省份的收入差距。首先,湖南城镇经济发展速度应该与城镇人口的快速增长相适应。湖南城镇经济正处在规模报酬递增阶段,增加资本和劳动投入,将会带来高弹性的产出回报。其次,针对于湖南当期的劳动投入状况,尤其应该努力创造就业机会,提高劳动就业率和劳动投入总规模,以尽快实现对先进地区的赶超。最后,伴随着城镇经济的较快发展,适度提高城镇居民转移支付收入,力求达到全国平均水平。

参考文献:

[1] 张长生. 广东省国民收入分配结构研究――1979年以来广东“两个比重”下降的特点及优化对策[J]. 学术研究,2008,(8)

[2] 白重恩,钱震杰. 国民收入的要素分配:统计数据背后的故事[J]. 经济研究,2009,(3)

篇4

中图分类号：C812文献标识码：A文章编号：1006-5954（2009）06-058-03

四川省城镇居民可支配收入的不公平，不论是在五大区域之间还是在区域内部，都比较明显，2007年该省五大经济区城镇居民平均可支配收入从高到低依次是：成都经济区11281.4元、攀西经济区10913.3元、川西北经济区10452元、川南经济区10000.4元、川东北经济区8842元。以成都经济区和川东北经济区为例，2007年成都经济区城镇居民平均可支配收入比川东北经济区高出27.6%。再看区域内部，同属成都经济区内的成都市城镇居民可支配收入比眉山高出35.5%，比德阳高17.5%。四川是我国西部开发的重要省份，对该省城镇居民可支配收入状况进行分析，可为实现社会公平，构建和谐四川提供有用的信息。同时，对西部其它省份乃至全国也有一定的借鉴意义。

一、收入差异程度测量指标的选择

适合我国收入差异分析应满足以下两点：

1.该指标能精确计量。依据它所做的静态与动态对比分析，具有稳定性和可比性，其结果符合实际情况。

2.由于我国收入差异的区域特征较为明显，即收入差异除表现在各区域内部外，还较显著地存在于区域之间，就是说收入总的差异不仅由各区域内部收入差异引起，而且还由区域之间收入差异所致。从2007年相关数据可以看出，四川城镇居民可支配收入在五个区域内部和区域之间均较显著。因此研究收入差异程度，不仅期望测量收入总的差异程度，而且期望了解各区域内部和区域之间收入差异程度，以便进行因素对比分析，从中找出影响总收入差异的关键因素。这就要求收入差异程度测量指标具有可分性或可组合性，能科学地反映三种差异程度之间的数量关系。

从文献来看，衡量收入差异的指标有很多，例如平均分享系数、舒尔茨系数、基尼系数、阿特金森尺度、塞尔指标和余期望系数等。由于篇幅原因，在此不一一介绍各个指标的概念及优缺点。

就目前而言，反映收入差异程度最常用的指标是基尼系数。但是，该指标计算繁杂且精度不高，导致不确定性和不可比性。究其原因，除了其基础数据采集常常来自抽样调查，精度受样本代表性影响外，还有三个不可逾越的原因：一是精确的洛伦茨曲线难以得到，即一组数据对应的洛伦茨曲线不唯一；二是基尼系数数值等于一个由洛伦茨曲线围成的不规则图形的面积，因此只能采用近似的方法计算；三是基尼系数计算过程中要将各收入单位进行人为分组，所得出的基尼系数值与分组状况直接相关。

另一方面，基尼系数不具有可分性或可组合性。若分别计算出总的收入差异基尼系数、单位之间收入差异基尼系数和单位内部收入差异基尼系数，由于基尼系数精度不高且这三类基尼系数相互独立而缺乏数量联系，将它们进行对比分析，就可能由于精度误差导致不符合实际的结论。塞尔指标具有可分性或可组合性，即总的收入差异塞尔指标可分解为单位之间收入差异与单位内部收入差异塞尔指标两部分，而后者又等于各个单位内部收入差异塞尔指标的加权和。但塞尔指标与对数运算中底的取值有关，如果对数的底选取不同，不同时间空间的指标值就不能直接进行对比分析。另外，利用经济变量具体测算塞尔指标时，暗含了各单位规模（如行业或地域的人口规模、GDP规模等）相等这一前提 ，而实际中满足这一前提的情况极少，从而导致塞尔指标精度受单位规模均衡程度的制约。

因此，学者尚卫平（2004年）设计了一个反映收入差异程度的新指标，它能较好地克服基尼系数和塞尔指标的不足，同时满足我国研究收入分配状况的需要，即可进行收入差异的分解。该指标主要是基于期望信息量的角度来设计这个指标――余期望系数。设p是事件A发生的概率P（A）=p，因为知道越不容易发生的事，需要的信息量就越大，从而已知事件A发生所需的信息量一般假定为p的减函数log（1/p）。如有n个事件，发生的概率分p1，p2，⋯⋯pn，则相应的期望信息量为：

概率p1，p2，⋯⋯pn，值越接近，期望信息量E就越大。如果p1=p2=⋯=pn=1/n，则E达到最大值logn。于是可定义余期望系数：

如果把pi视为第i个单位所占的收入份额即（wi为第i个单位的收入，i=1，2，⋯n），则余期望系数可以测量收入分配的差异性。该系数愈靠近0，表明单位之间收入差异愈小；愈靠近1，表明单位之间收入差异愈大。

为了较深入地分析四川省城镇居民可支配收入在区域内部和区域之间的差异程度，本文应用余期望系数来测量收入的差异程度。与基尼系数相比，余期望系数数学含义及表达式简单明了，不涉及不规则图形面积的计算，也不需要在计算过程中对各收入单位进行人为的分组，因此其计算精度能得到保证，根据余期望系数做出的分析判断应该具有较高的可信度。与塞尔指标相比，余期望系数除了与塞尔指标一样具有可分性或可组合性外，由于余期望系数只涉及各单位收入一个经济变量，因此计算不复杂，具体计算过程中不暗含任何假定前提。余期望系数尽管也涉及对数运算，但其值与对数底的选取无关，不同时间空间的系数值可以直接对比，这也是塞尔指标不能比拟的。总之，余期望系数能较好地克服基尼系数和塞尔指标的不足，适合研究收入分配差异状况的需要。

二、四川省五大经济区城镇居民可支配收入差异分析

为了获得分析数据资料，根据四川省“十一五”规划对经济区的划分标准，这里成都经济区包括成都、德阳、绵阳、眉山、资阳；川南经济区包括内江、泸州、宜宾、自贡、乐山；攀西经济区包括攀枝花、凉山、雅安；川东北经济区包括南充、遂宁、达州、广安、广元、巴中；川西北经济区包括阿坝州、甘孜州。本文利用余期望系数对2003-2007年共5年四川五大经济区城镇居民可支配收入的差异状况进行了实证分析。总收入差异系数为单位之间收入差异系数和单位内部收入差异系数之和，而单位内部收入差异等于各个单位内部收入差异的加权和， 以区域内各城市居民人口所占份额为权数，即：

（见表1）。

由于统计口径的不一致及资料的不完整，本文主要是对除川西北以外的其它四个经济区进行计算与分析。在表1中，计算的2007年川西北内部差异程度仅为0.05，说明了川西北的两个州城镇居民可支配收入是公平的。从绝对量来看，2007年阿坝州、甘孜州的城镇居民可支配收入分别是10726、10178元，这也反映了两州地区的可支配收入差异较小。

再从表1来看，成都、川南、攀西、川东北四个区域内部城市居民可支配收入差异呈现如下两个特点：

1.成都、川南、攀西、川东北内部收入差异随时间有缩小的趋势，川南从2003年到2007年一直都呈递减的趋势，四个经济区内部收入差异在2007年都急速缩小，2004年成都经济区、2005年攀西和川东北经济区都有所反弹。

2.四个区域内部相比较而言，城镇居民可支配收入差异成都经济区明显大于其它三个经济区，攀西经济区的差异程度是最小的。

为了构建和谐四川，全省大力倡导关注民生。各地的城镇困难户、低收入户在生活上普遍得到当地政府的更多关心和物质帮助，四川构建和谐社会初显成效。党的政策、政府的关心是四川省城镇居民可支配收入差异呈缩小趋势的坚强后盾和有力保障。成都经济区的差异程度显著大于其它三个经济区，这主要是由于成都经济区的内部结构决定的。在成都经济区内部，成都是一个较发达的城市（居民收入较高），而其它城市相对来说属于欠发达城市（居民收入较低）。在此，以2007年相关数据，来说明成都经济区内部结构对其收入差异的影响（见表2）。

从表2可以看出，成都经济区内部成都市人均GDP远大于其它地区，与人均GDP排名第二名的德阳相比，成都人均GDP是德阳的1.5倍，与最小人均GDP的资阳相比，成都是资阳的3倍。从城镇年平均工资来看，成都是眉山的1.55倍，差异也较大。而一个地区的GDP和城镇居民工资水平，在很大程度上反映了城镇居民的可支配收入。由统计学相关知识可知，在一个组内，若存在一个极端值，则这个组的平均水平就不能得到很好的解释，亦即该组离散程度较大。因此，在成都经济区内存在一个经济总量几倍于其它城市的成都市，城镇居民可支配收入差异比其它经济区大是理所当然的。另外，由于攀西经济区城市较少，各城市经济水平差距相对较小，因此，攀西经济区得到的余期望系数偏小。

下面考察四个经济区城镇居民可支配收入差异总的余期望系数、四个经济区之间余期望系数和四个经济区内部余期望系数的关系。表1显示，三者几乎呈同步缩小态势，某些年份有所反弹。现利用公式:/+ /+/=1，分离出四个区域之间和四个区

域内部城镇居民可支配收入差异对城镇居民可支配收入总差异的贡献率， 及成都经济区、川南经济区、攀西经济区、川东北经济区内部城镇居民可支配收入差异对城镇居民可支配收入总差异的贡献率， ，，

（见表3）。

表3数据显示：

1.四个经济区之间城镇居民可支配收入差异贡献率有扩大趋势，从2003年的76.38%扩大到2007年的85.10%，而四个经济区内部城镇居民可支配收入差异贡献率呈下降趋势，且四个经济区域之间城镇居民可支配收入差异一直是可支配收入总差异的主要贡献因素，历年贡献率都在75%以上。这正好说明，以控制经济区之间城镇居民可支配收入差异来缩小四川省城镇居民可支配收入总差异的方法显得越来越重要。

2.川南经济区内部城镇居民可支配收入差异对城镇居民可支配收入总差异的贡献率呈逐年递减趋势，反映了川南地区在控制居民可支配收入差距，实现社会公平方面取得了一定的成效。另外，成都经济区内部城镇居民可支配收入差异对城镇居民可支配收入总差异的贡献率相对于其它三个经济区占有绝对的优势。以2007年为例，成都经济区内部城镇居民可支配收入差异对城镇居民可支配收入总差异的贡献率为10.62%，远大于其它三个经济区对城镇居民可支配收入总差异的贡献。

三、对策和建议

从上面的分析不难看出，遏制四川五个经济区城镇居民可支配收入差异扩大，其关键是：

1.协调好四川五个经济区的发展，使经济区之间的城镇居民可支配收入差异控制在合理限度内。从本文相关数据来看，2003-2007年成都经济区城镇居民平均可支配收入都高于其它经济区，因此要注重大力发展其它经济区，提高其可支配收入。“十一五”期间，四川将努力打造特色突出、优势互补的成都、川南、攀西、川东北、川西北生态5大经济区。要正视差异的存在，努力发展各自经济区的特色优势，使收入差异控制在一个适度的区间内。适度的差异会产生势能，加速要素在不同经济区间流动的速度，以实现最优的配置。

2.努力控制成都经济区城镇居民可支配收入差异，主要是控制成都市和成都经济区其它城市城镇居民可支配收入差异。随着市场经济体制的不断完善，成都经济取得了前所未有的发展，但是，要取得更大的成绩，成都还必须带动该经济区内其它城市的发展。努力缩小成都经济区的收入差异，对该区域将来的发展意义深远。

3.继续加大财政转移支付和扶贫解困的力度。最近几年，为缓解经济区之间发展不平衡的矛盾，四川省在支持重点地区和中心城市加快发展的同时，根据广大市区、少数民族地区发展滞后的现实，通过财政转移支付、扶贫解困等措施，促进了落后地区的发展，收入差距趋势有所缓和。尤其在财政转移支付方面，四川省走出了“理顺财政体制”、“完善转移支付制度”、“构建激励约束机制”和“强化目标管理”四步棋，并在转移支付分配上重点向丘陵大县、农业大县、民族地区和革命老区倾斜。从2007年计算的余期望系数看出，通过省委、省政府的共同努力，控制四川省城镇居民可支配收入差异效果明显，构建和谐四川成绩突出。

4.继续加大对偏远山区职工工资补贴的力度，同时还要对收入较低的区域和城市职工工资进行补贴。城镇居民收入主要来自工资性收入，对贫困地区或区域实行工资补贴，可以有效遏制地区或区域收入差异的扩大。据统计，2007年四川省职工平均工资为21312元，成都经济区职工平均工资为21419.4元，川南经济区为17913.4元，攀西经济区为22173.33元，川东北经济区为16495.17元，川西北经济区为24643.5元。以上数据表明：川南经济区、川东北经济区职工平均工资低于全省平均水平，而经济发展水平落后的川西北经济区职工工资平均水平位居五大经济区第一。这主要是因为：对于在偏远山区上班的职工，国家都进行了一定的工资补贴。因此，加大对川南、川东北经济区职工工资的补贴力度，可以有效缩小五大经济区的收入差异。同时，在区域内部城镇职工平均工资差异也较大，2007年成都市职工平均工资为26231元，同属一个区域的眉山，为16870元，绝对差额达到9361元。在全省21个市州，职工平均工资最低的是巴中，为14651元。因此，要继续加大对偏远山区和收入较低的区域和城市职工工资进行补贴，以缩小收入分配的差距。

■ 参考文献

1.高鸿桢：论收入不平等性指标[J]。《厦门大学学报》（哲社版），1993年4期。

2.尚卫平：一种反映收入差异程度的新指标――余期望系数[J]。《统计研究》， 2004年1期。

3.刘洋：四川省区域经济差异的定量化研究[J]。《财经科学》，2006年12期。

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(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％。

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一、引言

2010年四川省人均可支配收15461元，同比增长11.7%，人均消费支出12105元，增长11.5%，城镇居民消费继续保持了较快增长。其中，以休闲著称的成都市在2010年的人均可支配收入和人均消费支出的水平排位中，均是第一位，其数值分别是20835元和15511元，全市实现社会消费品零售总额2417.6亿元，比上年增长18.8%，扣除物价因素影响实际增长15.8%。四川省并不是经济大省，但却可以算是消费大省，因此研究四川省居民的消费状况，对于正确合理的发展四川省的经济尤为重要。

二、实证分析

本文利用2009年四川省各地区的城镇居民镇居民人均消费支出和人均可支配收入的界面数据，建立线性回归模型，对四川省城镇居民的收入消费情况进行分析。模型选取的变量是：城镇居民人均消费支出（YC），城镇居民人均可支配收入（XC）；具体数据来源于《2010年四川省统计年鉴》。

运用统计软件 EViews5.0 对表1的数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。

1.城镇居民收入消费的OLS估计结果为：

通过上述结果可知城镇居民收入消费的模型为：

YC = 989.89 + 0.67XC

2.用White检验（该检验通常适用于截面数据的情形）该模型的异方差性

辅助函数为： σt2 =α0 + α1Xt + α2Xt2 +νt （检验结果见表二）

3.计量结果分析：

（1）异方差检验，由表三可知：nR2 = 0.781769，由White检验知，在α=0.05的显著水平下，查χ2分布表，得临

（2）自相关性检验，由表二可知：DW统计量为DW = 2.379971，在α=0.05的显著水平下，查德宾-沃森d统计表得：dL = 1.221，dU = 1.420，因为dU = 1.420< DW = 2.379971 < （4 - dU ）= 2.580，表明模型中无自相关。

（3）回归系数显著性检验，由表二知：t（β1）= 0.901752，t（β2）= 8.072968，在α=0.05的显著水平下，t0.025（19）= 2.093，比较计算的t统计量值与临界值，因为t（β1）= 0.901752 < t0.025（19）= 2.093，t（β2）= 8.072968 > t0.025（19）= 2.093，所以，应该接受原假设 H0：β1 = 0；应该拒绝原假设H0：β2 = 0 。表明常数项不显著，但是城镇居民人均可支配收入（XC）对城镇居民人均消费支出（YC）有显著影响。

通过上述实证分析，可知YC = 989.89 + 0.67XC，城镇居民人均可支配收入对城镇居民人均消费支出具有显著影响，即城镇居民人均可支配收入没增加一元，城镇居民人均消费支出将增加0.67元。可绝系数R2 = 0.774274，修正的可绝系数为 = 0.762394，说明所建模型整体上对样本数据拟合较好，即解释变量城镇居民人均可支配收入对被解释变量城镇居民人均消费支出的绝大部分差异做出了解释。通过对2009年四川省各地区的城镇居民镇居民人均消费支出和人均可支配收入的实证分析，要提高居民的消费水平，关键是提高居民的可支配收入水平。（作者单位：西南财经大学会计学院，成都，611130）

参考文献：

[1]张卫东.中级计量经济学[M].西南财经大学出版社，2010.

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一、影响城镇居民保险需求的相关因素假设

（一）城镇居民家庭人均可支配收入

我国保险购买者以城镇居民为主，而城镇居民家庭人均可支配收入是影响保险需求的重要因素。城镇居民家庭人均可支配收入的绝对量，从1982年的535.3元增加到2009年的18858.09元。

经济理论和保险业实践已达成共识：个人收入与保险需求呈正相关关系，人均可支配收入越高，保险需求也就越高。当人均可支配收入较高时，居民在满足日常基本消费开支后还有结余，保险产品就成为较高收入人群的消费选择。

（二）人口总抚养比

人口总抚养比是指总体人口中非劳动年龄人口数与劳动年龄人口数之比，即0~14岁和65岁及以上人口占15~65岁人口的比重。通常用百分比表示，即每100名劳动年龄人口大致要负担多少名非劳动年龄人口。

据经验表明：人口总抚养比与居民对保险的需求呈负相关关系。人口总抚养比越高，表明劳动年龄人口需要负担越多的非劳动年龄人口，劳动者的负担越重，用于消费保险产品的支出越少。

二、城镇居民保险需求计量模型的构建

（一）数据的收集

本文收集了从1982~2009年间的年度经济数据作为研究数据。保费收入、城镇居民家庭人均可支配收入、人口总抚养比等数据均来自中经专网和《中国统计年鉴2009》。

（二）时间序列数据的平稳性检验

时间序列数据的分析和回归检验是建立在序列的平稳性、正态性等假定前提下的。本文研究选取的是1982~2009年的时间序列数据，所以应当首先对选取的数据作单位根检验以及协整检验，以免出现伪回归问题。

1.单位根检验

使用ADF检验分别对各个变量进行单位根检验。判断原理是：若t统计量值小于ADF检验临界值，则拒绝原假设，说明序列不存在单位根，是平稳序列；若t统计量值大于或等于ADF检验临界值，则接受原假设，说明是非平稳序列。使用OLS估计得出结果如下：

（1）被解释变量y（保费收入）序列是三阶单整的，y~I(3)。

（2）解释变量x1（城镇居民家庭人均可支配收入）序列是三阶单整的，x1~I(3)。

（3）对解释变量x2（人口总抚养比）序列是三阶单整的，x2~I(3)。

2.协整检验

本文采用EG两步法检验保费收入与城镇居民家庭人均可支配收入、人口总抚养比的协整关系。判断原理是：首先对原模型做OLS回归，然后检验回归残差的平稳性，平稳则存在协整关系，不平稳则没有协整关系。从检验结果看，保费收入与城镇居民家庭人均可支配收入、人口总抚养比之间存在协整关系和长期均衡关系，可以设定合理的模型进行检验。

（三）模型的建立

本文运用多元线性回归方法建立模型，样本区间为1982~2009年，被解释变量为保险需求，用保费收入y代表。城镇居民家庭人均可支配收入x1、人口总抚养比x2。作OLS估计结果所示：

Y=-3402.924+0.370772x1+68.24330x2t=-1.8602303.051844 2.152668

R^2=0.983881 DW=0.976616 F=268.5654

（四）模型的相关检验

通过对模型的t值、F值及拟合优度检验、多重共线性检验、异方差的检验、序列相关性检验。对模型进行还原，本文模型估计的最终结果为：

LNY=―4.0554701+6.4815531LNX1―1.4796646LNX2

三、基于模型的结论分析

（一）城镇居民家庭人均可支配收入

当城镇居民家庭人均可支配收入每增加1元，总的保险保费收入平均增加6.48155%亿元。模型回归估计的结果与实际经济意义相吻合，城镇居民家庭人均可支配收入与保险需求呈正相关关系。

这是由于城镇居民家庭人均可支配收入的增长，不仅提高了城镇居民的购买能力，而且促进了人们消费观念和消费结构的变化，增强了人们的风险意识。当购买能力和购买欲望二者均具备时，自然而然提高了保险需求，保费收入增加。

（二）人口总抚养比

当人口总抚养比每增加1%时，总的保险保费收入平均减少1.4796646%亿元。模型回归估计的结果与实际经济意义相吻合，人口总抚养比与保险需求呈负相关关系。

这是由于人口总抚养比的增加，表明每100名劳动年龄人口要负担的非劳动年龄人口的数量增加，劳动者的负担加重，用于消费保险产品的支出减少，保险需求降低，保险保费收入减少。

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中图分类号：F014.4 文献标志码：A文章编号：1673-291X（2011）18-0001-03

引言

2008年，由美国次贷危机引起的世界性经济金融危机，已经对中国各方面产生了显著的消极影响，如企就业形势严峻，失业率上升，居民收入下降等。可以说，金融危机对社会各阶层收入与财富的积累产生了极大的负面效果（朱玲、金成武，2009）[1]。为了防止这种环境对中国经济产生的消极影响，政府采取的是由前期稳健的财政政策转变为积极的财政政策。通过各种的措施来提高居民的收入和消费能力，扩大内需。政府基础设施投资支出是政府投资性支出的一个组成部分，它一直被各国政府视为实现社会公平、弥合城乡居民收入差距，促进社会和谐的重要手段之一。所以，金融危机时中国出台了十项措施，到2010年底将陆续增加4万亿的财政支出，大部分用于基础设施建设。巨额的资金投入，目的之一就是改善人民群众的生活条件、扩大就业、增加居民收入。由于政府的财政支出的结构、范围和受益对象不同，对社会公平、社会福利状况和收入分配的作用也不同（Ravallion，2009）[2]。于是，认清政府基础设施投资支出与居民收入关系的研究才显得具有重要的现实意义。

目前学术界通过实证比较财政支出和居民收入关系的研究相对较少，而更多关注的是城乡收入差距与财政支出结构的相关研究以及积极的财政政策对社会产生的影响。Aaron 和 McGuire（1970）[3]基于个人效用函数的方法分析了美国20世纪60年代初期财政支出和收入关系的研究。他们得出本时期财政支出的分配是不合理的，因为经过研究，再分配政策把中等收入家庭的收入转移到了富裕家庭和穷人手中。朱柏铭和车琰（2010）[4]利用中国1978―2006年的数据研究居民收入对财政支出的影响。实证结果表明：长期内，基础设施需求和国防安全需求随着居民收入增长趋于稳定；短期内，文化教育支出需求随着居民收入的增长而增加。而本文将采用1980―2009年相关的时间序列数据进行实证研究，通过协整检验、Granger因果检验和误差修正模型的建立来分析政府基础设施投资支出与城镇居民收入的关系，为政府政策制定者提供合理、有效的建议。

一、变量选取、模型设定和数据来源

本文在变量的数据选取上，用城镇居民人均可支配收入代表城镇居民收入，用变量Y表示；政府基础设施投资支出用每年的支出总额来代表，并用变量X 表示。具体变量的含义范围如下：城镇居民人均可支配收入主要是城镇居民能够自由支配的收入，就是从居民总收入中扣除了缴纳给国家的各项税费和各项社会保险后余下的收入；政府基础设施投资支出主要指用于保障性住房、社会事业建设、灾后恢复重建和铁路、公路、机场和港口等设施方面的投资支出。

为了考察政府城镇居民人均可支配收入与政府基础设施投资支出的关系，我们选取X为解释变量，Y作为被解释变量。同时，为了消除时间序列数据的自相关性和数据的大幅度波动，模型设定过程中我们将采用对数的形式，这样也不影响原数据变量之间的协整关系。另外，在van de Walle（2004）[5]对越南公共安全网的实证研究所建立的复合函数基础上，我们提取了公共转移和消费两个变量，而收入的多少又决定着消费需求的大小。所以基于上述分析，我们建立的双对数模型如式（1）：

lnY = α+ βlnX + ε（1）

其中，α为常数项，β为lnХ的系数，ε为随机误差项。

本文中用于研究的1980―1989年的数据来自《中国统计年鉴（1990）》，1990―2008年的数据来自《中国统计年鉴（2009）》，2009年的数据来自2010年3月《政府工作报告》中公布的数据。

二、实证分析

（一）单位根检验

在进行协整检验之前，由于时间序列数据大都具有非平稳性，容易产生“伪回归”现象，所以要先进行单位根检验，也就是数据的平稳性检验。本文采用最常用的ADF（Augmented Dickey-Fuller）检验方法，通过Eviews3.1软件分析得出的结果（如表1所示）。

表1变量数据的平稳性检验

注：（1）D表示一阶差分，（2）** 表示显著水平为10%，* 表示显著水平为5%。

由变量数据的平稳性检验可知，lnY和lnX都是不平稳的，但两个序列的一阶差分数据是平稳的，所以它们是一阶单整序列，可能存在一定的协整关系，可以继续分析。

（二）协整关系检验

通过单位根检验的分析，两变量之间可能存在长期的协整关系，于是接下来对它们进行协整（Cointegration）检验。对协整关系的检验与估计，本文采用Engle和 Grangle（1987）提出的EG两步法[6]，即第一步建立变量间长期均衡的回归方程，第二步对方程模型中的残差序列做单位根检验。具体操作步骤如下：

首先，采用OLS（Ordinary Least Square）回归分析法对两变量进行回归，结果得到的协整方程如式（2）:

lnY=0.5118+1.0662lnX （2）

（0.9945）（14.6628）

R2=0.8848 DW=0.7672

括号里的数字代表的是对应系数的t统计值。

其次，对协整方程中的残差序列进行平稳性检验。结果（如表2所示）。

表2 残差序列的平稳性检验

注：Et表示残差序列，* 表示显著水平为5%。

可以看到，在显著水平为5%时，Et序列是平稳的。这表明方程式（2）不是伪回归，lnY与lnX之间存在协整关系，也就是说政府基础设施投资支出的不断增加和城镇居民人均可支配收入的不断增长，两者具有长期稳定的平衡关系。

（三）Granger因果关系检验

通过协整关系分析，我们知道政府基础设施投资支出和城镇居民人均可支配收入具有长期的平衡关系，但是这种关系是否具有另外一种关系――因果关系，也就是说是政府基础设施投资支出的增加促进了城镇居民人均可支配收入的增加，还是城镇居民人均可支配收入的增加促进了政府基础设施投资支出的增加，这时候就要通过因果关系检验来证明。本文选用Granger在1969年提出的通过时间序列具有的可观测性来分析的一种方法[7]，即若A变化能引起B变化，则A变化是发生在B变化之前的。所以此检验的关键在于滞后期的选择，因为滞后期不同得出的结论也会有所不同。根据赤池信息准则（AIC）最小化准则，我们选取的滞后期为6、7、8、9阶，结果（见表3）。

从表中分析得出，当我们选择的滞后期为8阶时，拒绝LNX does not Granger Cause LNY 的虚无假设，P值的大小通过了显著性水平为5%时的检验，此时说明政府基础设施投资支出变动是城镇居民人均可支配收入变动的Granger原因，即政府基础设施投资支出的增加会引起城镇居民人均可支配收入的增加。另外，当滞后期为6、7、8、9阶时，都接受LNY does not Granger Cause LNX的虚无假设，说明城镇居民人均可支配收入不是政府基础设施投资支出的Granger原因。

（四）建立误差修正模型

由于通过协整检验简单差分不一定能解决非平稳时间序列所遇到的全部问题，所以要进行误差修正。误差修正模型就是将误差修正项看做一个解释变量，连同其他反映短期波动的解释变量一起，建立短期模型（李子奈，2000）[8]。本文将残差序列Et作为误差修正项，与政府基础设施投资支出和城镇居民人均可支配收入两个变量的差分有机的结合在一起，建立误差修正模型，用于说明变量差分项表现出的短期波动。根据分析结果，可建立的修正模型如式（3）：

lnYt=0.0656lnXt + 0.9185lnYt-1 - 0.0365Et-1 （3）

（0.9800） （11.2459）（-1.4727）

Likelihood=46.5370 AIC=-3.1098 SC=-2.9670

括号里的数字代表的是对应系数的t统计值。可见，AIC、SC的值都比较小，变量的整体拟合优度也比较好。从模型中分析得知，lnXt的系数是0.0656。说明短期内政府基础设施投资支出每变化1%，本期内城镇居民人均可支配收入就会同方向变化0.0656%，也说明在短期内，支出的增加对收入增长的促进作用不是很明显。同理，在本期政府基础设施投资支出不变的情况下，上期城镇居民人均可支配收入变化1%，本期城镇居民人均可支配收入就会同方向变化0.9185%，也说明了收入在一定时期内是具有刚性的。另外，误差修正项系数为负数，符合反向修正机制，说明长期均衡关系对城镇居民人均可支配收入的变化具有修正作用，由于系数是0.0365，也说明修正作用并不是十分显著。

结论分析及政策建议

本文从政府基础设施投资支出和城镇居民人均可支配收入两个变量进行讨论，采用了1980―2009年政府相关时间序列数据，利用协整检验和Granger因果检验以及误差修正模型的方法进行实证研究，得出的结论及建议如下：（1）从协整检验模型结果分析表明，所选时间序列数据的一阶差分是平稳的，且政府基础设施投资支出每增加1%，城镇居民人均可支配收入就会同方向增加1.0662%，说明两者存在长期均衡关系的同时，政府基础设施投资支出的增加会对城镇居民人均可支配收入的增加起到显著的促进作用。从Granger因果关系检验结果中分析，当我们选择滞后期为8阶时，得出政府基础设施投资支出是城镇居民人均可支配收入的Granger原因（反向关系不成立），于是印证了基础设施支出对收入的显著促进作用。所以，政府应连续逐年增加政府基础设施投资支出数额，保证城镇居民人均可支配收入的可持续增长。但并不是说一年内增加的政府基础设施投资支出，城镇居民人均可支配收入就能在一年内立即增长，它是在相当长的时期内实现与政府基础设施投资支出均衡的状态。另外还要求政府优化政府基础设施投资支出结构，使其支出更多的转移到城镇居民生活水平上，变相提高其收入。（2）从误差修正模型的结果来看，短期内，本期的人均收入水平在本期的政府基础设施投资支出和上期的收入水平之间相比，更多的依赖于上期的收入水平（0.9185＞0.0656）。因此，短期内政府不可过多的增加政府基础设施投资支出，尽管长期均衡关系对城镇居民人均可支配收入的变化具有修正作用，但作用并不是十分显著，若实际城镇居民人均可支配收入的增长幅度小于通货膨胀的增长幅度，这时候短期政府基础设施投资支出的剧增很可能会引发通货膨胀。

参考文献：

[1]朱玲，金成武.中国居民收入分配格局与金融危机应对[J].管理世界，2009，(3):63-71.

[2]Ravallion，M. Are There Lessons for Africa from China’s Success Against Poverty[J].World Development，2009，(37):303-313.

[3]Aaron，A.and McGuire，M.C.Benefits and burdens of government expenditure[J].Econometrica，1970，(6):919.

[4]朱柏铭，车琰.居民收入增长对公共支出的需求变动分析――基于中国1978―2006年数据的实证研究[J].技术经济与管理研究，

2010，(4):28-32.

[5]Vn de Walle.Testing Vietnam’s public safety net[J]. Journal of Public Economics，2004，(32).

[6]Engle，R.F.and Granger，C.W.J.Cointegration and Error Correction:Representation，Estimation and Tesring[J].Econometrica，1987，(55).

[7]Granger C W J.Investigating causal relations by econometric models and cross-spectral methods[J].The Econometric Society，1969，(37).

[8]李子奈.计量经济学[M].北京:高等教育出版社，2000:7.

An Empirical Study of Governmental Investments in Infrastructure and Resident’s Incomes

WANG Zhi-tao，WANG Yan-jie

（Henan University of Technology Management College，Zhengzhou 450001，China）

篇9

引言

2008年，由美国次贷危机引起的世界性经济金融危机，已经对中国各方面产生了显着的消极影响，如企就业形势严峻，失业率上升，居民收入下降等。可以说，金融危机对社会各阶层收入与财富的积累产生了极大的负面效果（朱玲、金成武，2009）[1]。为了防止这种环境对中国经济产生的消极影响，政府采取的是由前期稳健的财政政策转变为积极的财政政策。通过各种的措施来提高居民的收入和消费能力，扩大内需。政府基础设施投资支出是政府投资性支出的一个组成部分，它一直被各国政府视为实现社会公平、弥合城乡居民收入差距，促进社会和谐的重要手段之一。所以，金融危机时中国出台了十项措施，到2010年底将陆续增加4万亿的财政支出，大部分用于基础设施建设。巨额的资金投入，目的之一就是改善人民群众的生活条件、扩大就业、增加居民收入。由于政府的财政支出的结构、范围和受益对象不同，对社会公平、社会福利状况和收入分配的作用也不同（Ravallion，2009）。于是，认清政府基础设施投资支出与居民收入关系的研究才显得具有重要的现实意义。

目前学术界通过实证比较财政支出和居民收入关系的研究相对较少，而更多关注的是城乡收入差距与财政支出结构的相关研究以及积极的财政政策对社会产生的影响。Aaron 和 McGuire（1970）基于个人效用函数的方法分析了美国20世纪60年代初期财政支出和收入关系的研究。他们得出本时期财政支出的分配是不合理的，因为经过研究，再分配政策把中等收入家庭的收入转移到了富裕家庭和穷人手中。朱柏铭和车琰（2010）利用中国1978—2006年的数据研究居民收入对财政支出的影响。实证结果表明：长期内，基础设施需求和国防安全需求随着居民收入增长趋于稳定；短期内，文化教育支出需求随着居民收入的增长而增加。而本文将采用1980—2009年相关的时间序列数据进行实证研究，通过协整检验、Granger因果检验和误差修正模型的建立来分析政府基础设施投资支出与城镇居民收入的关系，为政府政策制定者提供合理、有效的建议。

一、变量选取、模型设定和数据来源

本文在变量的数据选取上，用城镇居民人均可支配收入代表城镇居民收入，用变量Y表示；政府基础设施投资支出用每年的支出总额来代表，并用变量X 表示。具体变量的含义范围城镇居民人均可支配收入主要是城镇居民能够自由支配的收入，就是从居民总收入中扣除了缴纳给国家的各项税费和各项社会保险后余下的收入；政府基础设施投资支出主要指用于保障性住房、社会事业建设、灾后恢复重建和铁路、公路、机场和港口等设施方面的投资支出。

为了考察政府城镇居民人均可支配收入与政府基础设施投资支出的关系，我们选取X为解释变量，Y作为被解释变量。同时，为了消除时间序列数据的自相关性和数据的大幅度波动，模型设定过程中我们将采用对数的形式，这样也不影响原数据变量之间的协整关系。另外，在van de Walle（2004）对越南公共安全网的实证研究所建立的复合函数基础上，我们提取了公共转移和消费两个变量，而收入的多少又决定着消费需求的大小。所以基于上述分析，我们建立的双对数模型如式（1）：

lnY = α+ βlnX + ε（1）

其中，α为常数项，β为lnХ的系数，ε为随机误差项。 转贴于

本文中用于研究的1980—1989年的数据来自《中国统计年鉴（1990）》，1990—2008年的数据来自《中国统计年鉴（2009）》，2009年的数据来自2010年3月《政府工作报告》中公布的数据。

二、实证分析

（一）单位根检验

在进行协整检验之前，由于时间序列数据大都具有非平稳性，容易产生“伪回归”现象，所以要先进行单位根检验，也就是数据的平稳性检验。本文采用最常用的ADF（Augmented Dickey-Fuller）检验方法，通过Eviews3.1软件分析得出的结果（如表1所示）。

表1变量数据的平稳性检验

注：（1）D表示一阶差分，（2）** 表示显着水平为10%，* 表示显着水平为5%。

由变量数据的平稳性检验可知，lnY和lnX都是不平稳的，但两个序列的一阶差分数据是平稳的，所以它们是一阶单整序列，可能存在一定的协整关系，可以继续分析。

（二）协整关系检验

通过单位根检验的分析，两变量之间可能存在长期的协整关系，于是接下来对它们进行协整（Cointegration）检验。对协整关系的检验与估计，本文采用Engle和 Grangle（1987）提出的EG两步法，即第一步建立变量间长期均衡的回归方程，第二步对方程模型中的残差序列做单位根检验。具体操作步骤

首先，采用OLS（Ordinary Least Square）回归分析法对两变量进行回归，结果得到的协整方程如式（2）:

lnY=0.5118+1.0662lnX （2）

（0.9945）（14.6628）

R2=0.8848 DW=0.7672

括号里的数字代表的是对应系数的t统计值。

其次，对协整方程中的残差序列进行平稳性检验。结果（如表2所示）。

表2 残差序列的平稳性检验

注：Et表示残差序列，* 表示显着水平为5%。

可以看到，在显着水平为5%时，Et序列是平稳的。这表明方程式（2）不是伪回归，lnY与lnX之间存在协整关系，也就是说政府基础设施投资支出的不断增加和城镇居民人均可支配收入的不断增长，两者具有长期稳定的平衡关系。

（三）Granger因果关系检验

通过协整关系分析，我们知道政府基础设施投资支出和城镇居民人均可支配收入具有长期的平衡关系，但是这种关系是否具有另外一种关系——因果关系，也就是说是政府基础设施投资支出的增加促进了城镇居民人均可支配收入的增加，还是城镇居民人均可支配收入的增加促进了政府基础设施投资支出的增加，这时候就要通过因果关系检验来证明。本文选用Granger在1969年提出的通过时间序列具有的可观测性来分析的一种方法，即若A变化能引起B变化，则A变化是发生在B变化之前的。所以此检验的关键在于滞后期的选择，因为滞后期不同得出的结论也会有所不同。根据赤池信息准则（AIC）最小化准则，我们选取的滞后期为6、7、8、9阶，结果（见表3）。

从表中分析得出，当我们选择的滞后期为8阶时，拒绝LNX does not Granger Cause LNY 的虚无假设，P值的大小通过了显着性水平为5%时的检验，此时说明政府基础设施投资支出变动是城镇居民人均可支配收入变动的Granger原因，即政府基础设施投资支出的增加会引起城镇居民人均可支配收入的增加。另外，当滞后期为6、7、8、9阶时，都接受LNY does not Granger Cause LNX的虚无假设，说明城镇居民人均可支配收入不是政府基础设施投资支出的Granger原因。

（四）建立误差修正模型

由于通过协整检验简单差分不一定能解决非平稳时间序列所遇到的全部问题，所以要进行误差修正。误差修正模型就是将误差修正项看做一个解释变量，连同其他反映短期波动的解释变量一起，建立短期模型（李子奈，2000）。本文将残差序列Et作为误差修正项，与政府基础设施投资支出和城镇居民人均可支配收入两个变量的差分有机的结合在一起，建立误差修正模型，用于说明变量差分项表现出的短期波动。根据分析结果，可建立的修正模型如式（3）：

lnYt=0.0656lnXt + 0.9185lnYt-1 - 0.0365Et-1 （3）

（0.9800） （11.2459）（-1.4727）

Likelihood=46.5370 AIC=-3.1098 SC=-2.9670

括号里的数字代表的是对应系数的t统计值。可见，AIC、SC的值都比较小，变量的整体拟合优度也比较好。从模型中分析得知，lnXt的系数是0.0656。说明短期内政府基础设施投资支出每变化1%，本期内城镇居民人均可支配收入就会同方向变化0.0656%，也说明在短期内，支出的增加对收入增长的促进作用不是很明显。同理，在本期政府基础设施投资支出不变的情况下，上期城镇居民人均可支配收入变化1%，本期城镇居民人均可支配收入就会同方向变化0.9185%，也说明了收入在一定时期内是具有刚性的。另外，误差修正项系数为负数，符合反向修正机制，说明长期均衡关系对城镇居民人均可支配收入的变化具有修正作用，由于系数是0.0365，也说明修正作用并不是十分显着。

结论分析及政策建议

本文从政府基础设施投资支出和城镇居民人均可支配收入两个变量进行讨论，采用了1980—2009年政府相关时间序列数据，利用协整检验和Granger因果检验以及误差修正模型的方法进行实证研究，得出的结论及建议（1）从协整检验模型结果分析表明，所选时间序列数据的一阶差分是平稳的，且政府基础设施投资支出每增加1%，城镇居民人均可支配收入就会同方向增加1.0662%，说明两者存在长期均衡关系的同时，政府基础设施投资支出的增加会对城镇居民人均可支配收入的增加起到显着的促进作用。从Granger因果关系检验结果中分析，当我们选择滞后期为8阶时，得出政府基础设施投资支出是城镇居民人均可支配收入的Granger原因（反向关系不成立），于是印证了基础设施支出对收入的显着促进作用。所以，政府应连续逐年增加政府基础设施投资支出数额，保证城镇居民人均可支配收入的可持续增长。但并不是说一年内增加的政府基础设施投资支出，城镇居民人均可支配收入就能在一年内立即增长，它是在相当长的时期内实现与政府基础设施投资支出均衡的状态。另外还要求政府优化政府基础设施投资支出结构，使其支出更多的转移到城镇居民生活水平上，变相提高其收入。（2）从误差修正模型的结果来看，短期内，本期的人均收入水平在本期的政府基础设施投资支出和上期的收入水平之间相比，更多的依赖于上期的收入水平（0.9185＞0.0656）。因此，短期内政府不可过多的增加政府基础设施投资支出，尽管长期均衡关系对城镇居民人均可支配收入的变化具有修正作用，但作用并不是十分显着，若实际城镇居民人均可支配收入的增长幅度小于通货膨胀的增长幅度，这时候短期政府基础设施投资支出的剧增很可能会引发通货膨胀。

参考文献

[1]朱玲，金成武.中国居民收入分配格局与金融危机应对[J].管理世界，2009，(3):63-71.

Ravallion，M. Are There Lessons for Africa from China’s Success Against Poverty[J].World Development，2009，(37):303-313.

Aaron，A.and McGuire，M.C.Benefits and burdens of government expenditure[J].Econometrica，1970，(6):919.

朱柏铭，车琰.居民收入增长对公共支出的需求变动分析——基于中国1978—2006年数据的实证研究[J].技术经济与管理研究，

2010，(4):28-32.

Vn de Walle.Testing Vietnam’s public safety net[J]. Journal of Public Economics，2004，(32).

Engle，R.F.and Granger，C.W.J.Cointegration and Error Correction:Representation，Estimation and Tesring[J].Econometrica，1987，(55).

篇10

一、绪言

我国计算机应用已有40多年的历史，但电子商务仅有10多年[1]。从2007年至今，我国电子商务发展进入了纵身发展阶段[2]。2012年1月16日，中国互联网络信息中心（CNNIC）在 京了《第29次中国互联网络发展状况统计报告》。《报告》显示，截至2011年12月底，中国网民规模达到5.13亿，较2008年底的2.98亿增加了72.15%；网络普及率达38.3%，较2008年的22.6%提升16个百分点，超出世界互联网平均普及率30.2%八个百分点。从这些数据可以看出中国互联网正在飞速发展，互联网的规模价值正日益放大。

二、变量的确定和模型的建立

（一）变量的确定以及数据收集

1、城镇居民家庭人均可支配收入（Y）

在每年国家统计局的众多数据中，城镇居民家庭人均可支配收入是我们最关注的统计数字之一[3]。当然，很多因素都会引起人们可支配收入的增长，比如工资的提高、物价的下降、社会福利的增加等等。图1显示了1997年到2011年我国城镇居民家庭人均可支配收入。设我国城镇居民家庭人均可支配收入为Yi，其中i=1，2……15。 自1997年以来，我国城镇居民家庭人均可支配收入不断增长，截止到2011年底，我国城镇居民家庭人均可支配收入达到21810元，较1997年的5160元，增长了3余倍，说明我国人们的生活水平在不断改善和提高。

2、互联网用户数（P）

基础设施的不断完善，以及互联网的广泛普及都会影响到人们的可支配收入。而根据中国互联网信息中心每年一月和七月的《中国互联网发展发展状况统计报告》中数据显示，我国互联网用户数还是逐年上升的。设我国互联网用户数为Pi，其中i=1，2……15。

用EViews 软件工具对互联网人数与城镇居民家庭人均可支配收入进行相关性检验，图1 即为两者相关性的散点图。由图可见，互联网用户数与人均可支配收入基本呈线性关系，而且它们之间呈现正相关关系。

3、电子商务交易总额（T）

文章的目的是讨论电子商务对人们可支配收入的增加的影响，所以考虑把"电子商务交易额"作为另一个自变量。设我国电子商务交易总额为Ti，其中i=1，2……15。与前者一样，还是用EViews 软件工具对电子商务交易总额与城镇居民家庭人均可支配收入进行相关性检验。同理可得，它们之间也基本上呈现正线性相关关系。

（二）模型的建立

根据上文，选择的两个自变量已经确定。并且，上文中两个自变量和因变量间已确定正相关关系，因此，把城镇居民家庭人均可支配收入的回归函数设定为：Yi=C+aPi+bTi+e ，其中，C为常数，a、b分别为Pi和Ti的系数，e为随机变量。

三、回归模型的检验和确定

（一）半对数模型的检验

（三）广义差分法

利用广义差分法，模型确定为：

（四）回归模型的统计检验

1、模型的拟合优度检验

因此，R2=0.992799，修正的R2 =0.990639，说明模型整体拟合得很好。

2、模型的显著性检验-F检验

计算得F=459.5972，n=14，k=2。给定显著性水平Z=0.05，查F 分布表得到临界值F0.05 （2，11）=3.98，显然F >Fa，所以拒绝原假设，认为模型的线性关系在概率为95%的水平下显著成立。即可以认为互联网用户数、电子商务交易总额与城镇居民家庭人均可支配收入之间显著存在线性关系。

3、解释变量的显著性检验-t检验

由软件计算出所有的t 统计量值，分别为t0=95.28617，t1=4.659385，t2=4.930859，t3=2.374295 。在给定的显著性水平Z=0.05，查t分布表中自由度为11、Z=0.05 的临界值，得到t0.05=2.201，显然t0 t1 t2 t3>t0.05。所以，拒绝原假设，可以认为两个解释变量对于被解释变量的因果关系显著。

4、自相关检验-DW检验

经过一介差分后，DW=2.09099，当a=0.05，n=14，k=2时，查表可知，（dl，du）为（0.9051，1.551）。可知du

四、模型的经济意义

由上文分析可知，根据中国1997年到2011年互联网用户数、电子商务交易总额以及城镇居民家庭人均可支配收入的统计数据建立二元统计回归计量模型，在回归方程模型确定为：

上式意味着电子商务交易总额不变时，互联网用户数每增加1 百万，城镇居民家庭人均可支配收入增加0.001225%（即互联网用户数每增加1 人，城镇居民家庭人均可支配收入增加12.3 元）；而当互联网用户数不变时，电子商务交易总额每增加1%，城镇居民家庭人均可支配收入增加0.121017% ，即体现的是弹性关系。综上所述，电子商务的飞速发展增加了居民人均可支配收入，提高了人们的生活水平。