城镇居民可支配收入汇总十篇

时间:2022-06-30 14:48:03

城镇居民可支配收入

城镇居民可支配收入篇(1)

从居民收入构成上看,四大类收入全线飘红。

工薪仍是城镇居民的主要收入

今年南充城镇居民人均工资性收入为11238元,占家庭总收入的62.3%,同比增长14.9%,仍是南充居民家庭收入的主要来源。工资性收入增长主要来源于:一是机关、事业单位调高了津贴补贴和奖金标准和最低工资标准;二是随着社会经济持续快速稳定增长,企业生产经营稳定,经济效益提高,推动劳动力成本上升;三是经济发展活跃度上升,城镇居民从事第二职业、兼职和零星劳动增多,其他劳动收入增加。

经营净收入呈稳健增长态势

2012年,南充城镇居民家庭人均经营净收入达到2570元,增长12.9%,其稳健的增长速度成为家庭收入中的第三大主要来源。受南充出台的一系列稳定和促进就业优惠政策的刺激,以批发零售、餐饮、运输、旅店为主的私营和个体经营活跃,城镇私营业主和个体经营者人数持续增多、经营规模不断扩大,这些都为城镇居民就业和增收创造了条件。

财产性收入快速增长

2012年,南充市城镇家庭人均财产性收入253元,同比增长24.7%,增速位居四大收入首位。其中,受银行利率调整和股市低迷的影响,人均利息收入与股息红利收入同比分别是增长66.8%和下降29.8%;此外近年南充棚户区改造力度不断加大,导致出租房屋价格上涨,城镇居民出租房屋收入也大幅增加,出租房屋收入149元,同比增长18.8%,居民房屋租赁收入也成为财产性收入的第一大来源。

转移性收入稳定增长

2012年,南充城镇居民人均转移性性收入3975元,同比增长21.2%,增速仅次于财产性收入的增长,是居民家庭收入稳定的来源。影响转移性收入增长的因素是国家再次提高企业离退休人员工资标准,使养老金和离退休金收入均有较大增长;同时,政府加大对低收入居民家庭的社会救助力度,及时发放价格补贴和慰问金,保障弱势群体收入水平提高,使城镇居民家庭非工资性收入得到有效增长,也使得转移性收入成为居民增收的重要支撑。

居民消费不断提升

南充城镇居民消费层次不断提升,居民消费支出也稳步上升,生活质量进一步改善。2012年,南充市人均消费性支出11805元,增幅11.9%,消费支出同比全面提升。

食品消费质量不断提高

近年来,南充城镇居民以各类粮食为主的主食消费比重下降。以肉禽、蛋类、豆、奶制品、水产品为主的副食品支出比重上升。2012年居民人均食品支出5450元,占人均消费支出的半壁江山,支出最多,继续领先其他七大类商品支出。

衣着消费支出增长较快

尽管物价因素导致衣着价格上涨,但是人们追求美和追求时尚的心理并没有改变,服装消费成重头戏,衣着支出增长较快。本年居民人均衣着支出1569元,比上年增长18.4%。

家庭耐用消费品加快升级换代

如今搬新家添置新的家庭设备及室内装饰品已成为趋势,国家实施的家电下乡、家电以旧换新等措施也刺激了城镇居民购买家庭设备用品的消费欲求,加速了家用电器的更新换代,拉动了家庭设备用品及服务类支出大幅增长,带动家庭设备用品及服务类消费支出1018元,同比增长26.1%,增幅位居消费支出首位。

娱乐文教支出成为新的消费热点

旅游、度假成为新的消费热。同时,人们更加注意对提高知识水平和专业技能的投资,从整个社会到单个居民家庭都非常重视教育投入,特别是对子女的教育更为重视。全年人均教育文化娱乐支出861元,同比增长了16.4%。

医疗保健支出平稳增长

各类医疗保健器材及医疗服务开始进入居民家庭,用于医药、保健的支出额不断增加。2012年人均医疗保健支出643元,同比增加9.9%。

交通和通讯支出有所提高

今年燃油价格不断上涨、旅游出行人数增多、在外就读学生增加等因素使得人均交通和通讯支出950元,同比上涨8.3%。

居住支出有所增长

2012年城镇人均居住支出888元,同比增长1.4%。随着物价、房价的不断攀升,居民购房持观望态势,导致居民居住消费只是有所增长。

其它商品和服务支出迅速攀升

随着收入的增加,生活的改善,居民对于金银珠宝饰品、化妆品等的需求逐渐增加;服务类方面美容美发消费支出加大,使得2012年人均其它商品和服务支出426元,同比上涨6.7%。

三因素制约收支增长

城镇居民自主创收比重较低

如上所述,城镇居民家庭可支配收入主要以工资性和转移性收入为主,分别占62.3%和22%,而经营性收入和财产性等自主创收的比例较低,约占14.3%和1.4%。由于居民收入增长主要取决于国家增资政策和企业经济效益,居民收入过于依赖就业者的工资收入,而经营净收入和财产性收入易受经济大环境的影响,且对收入整体的贡献率偏低。

财产性收入增长存在瓶颈

财产性收入是家庭收入中不可分割的一部分,但居民财产性收入中存在的瓶颈问题值得关注。一是获得财产性收入的人还比较少,结构性矛盾比较突出,只有少部分高收入群体获得的财产性收入较多。二是获得的财产性收入比例还比较低。三是获得财产性收入的途径还比较狭窄,主要是通过储蓄利息、股息与红利收入以及出租房屋收入所得。

收入差距限制消费需求

南充城镇居民收入处于持续增长阶段,但各个阶层较大的收入差距又限制了消费需求。调查显示,南充市20%低收入家庭人均可支配收入是8566元,用于消费的平均支出就达7086元,;而20%高收入家庭人均可支配收入29926元,用于消费平均支出为18485元。低收入组的恩格尔系数(食品占消费支出比重)为53.8%,尚未达到小康生活标准,低收入家庭收入主要用消费支出中的吃、穿、用,没有多余资金用于储蓄和资产积累,抵御风险和灾害能力弱,生活质量与高收入家庭相比,差距明显。

四点并重提高居民收入

按照”十二五”发展规划中实现收入翻番的奋斗目标,在未来3年南充市城镇居民人均可支配收入年均增速需达到13.8%以上,才能够如期实现目标。因此,提高居民收入是当前乃至今后时期解决民生工程的重中之重。

加大就业工作力度,增加工资性收入

一是促进就业优惠扶持政策落实,多渠道开发和创造就业岗位。积极创造条件,提供更多的就业岗位,让进城农村居民、城镇零就业家庭和高校毕业生等各类就业困难人员实现就业和再就业;二是在国家政策允许范围内努力提高干部职工津补贴、企业职工工资和最低工资标准;三是加大对低收入者的救助和社会福利保障,缩小行业、职业收入差距。

鼓励创业,增加经营收入

推进城市建设步伐,让曾经人口稀少的郊区也逐渐变成商业、居住区,让三产业的发展空间进一步拓展。进一步加大政府扶持力度,优化个体私营经济的发展环境,全力推动南充市非公有制经济大力发展,使人们转变就业观念,加入到自主创业的行列,让经营收入成为拉动居民家庭收入的新增力量。

增强居民理财意识,提高财产性收入

鼓励居民加大储蓄、基金、保险、不动产等投资力度,获取股息红利、房屋租赁等收入,楼市、黄金、白银、理财产品等都是市民不错的投资选择,鼓励居民参与财产性投资,提高财产性收入在家庭总收入中的比重。从发展趋势看,由于人们投资意识增强,财产性收入增长还有望加速,将对提高城镇居民收入水平和生活质量起到较大的促进作用。

城镇居民可支配收入篇(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

城镇居民可支配收入篇(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篇(4)

关键词:居民可支配收入 幸福指数 实证研究 对策建议

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篇(5)

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。

城镇居民可支配收入篇(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篇(7)

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.

城镇居民可支配收入篇(8)

一、城乡居民收入差距

城乡居民之间收入差距一直是个引人关注的话题,但这个差距并没有因此缩小,而是不断扩大。总体来说,城镇居民人均可支配收入和农村居民人均纯收入都呈现出增长的趋势,但二者的绝对差却不断扩大;城镇居民人均可支配收入的增速大于农村居民人均纯收入的增速,城乡居民收入差距呈现进一步拉大的趋势。

1978年城镇居民人均可支配收入为343.4元,2009年已经达到17174.65元.2009年城镇人均可支配收入是1978年的50.01倍;1978年农村居民人均纯收入为133.6元,2009年达到5153.17元,2009年农村人均纯收入是1978年的38.57倍;城乡居民收入之比从2000年的2.79开始不断扩大,到2009年城镇人均可支配收入是农村人均纯收入的3.33倍。

2010年我国农村居民人均纯收入5919元,比上年增长14.86%;城镇居民全年人均可支配收入19109元,增长11.26%。城乡居民收入比从上年的3.33:1缩小为3.23:1。但是,2010年城镇居民人均可支配收入与农村居民人均纯收入的差距仍在以9.7%的速度增长,达到了13190元,而2009年的数字为12021.48元。2009年-2010年,农民的人均纯收入增加766元,城镇居民人均可支配收入增加1934元。虽然城镇居民收入的增幅小于农民,可他们的基数远远不在同一个档次。从绝对额来看,城乡收入的差距仍然是扩大的。

二、城乡居民消费差距

消费的来源是收入,收入差距必然带来消费差距。城乡居民消费差距的走势与收入大体相近,有逐年扩大的趋势,这放慢了我国扩大内需的步伐,也阻碍经济的快速增长。

1.城乡居民消费水平

从宏观的角度考察,消费水平指居民在一定时期平均享用的生活消费的产品的数量与质量。按农村人口平均计算的农村居民消费额,称为“农村居民消费水平”;按城镇人口平均计算的城镇居民消费额,称为“城镇居民消费水平”。

2009年城乡居民消费水平绝对差扩大到11004元,是1978年267元的41.21倍,是2000年4990元的2.21倍,由图1可以看出这个差距在迅速变大。1978-1985年,城乡居民消费水平比不断缩小,1986-1995年又不断扩大,达到历史最大值3.8:1,2000年以后一直在3.7左右波动。

2.城乡居民消费支出

城乡居民人均消费支出均呈现增长态势,但城镇居民人均消费支出明显大于农村居民,而且城乡绝对差逐年增大。数据显示,2009年城镇居民人均消费支出12264.55元是1985年的18.22倍,农村居民人均消费支出3993.45元是1985年的12.58倍,可见消费支出都有很大提高。但是1985年城乡人均消费绝对差为355.78元,2009年已经增加到8271.10元,是1985年的23.25倍。城乡居民家庭人均消费支出比由1985年的2.12:1扩大到2009年的3.07:1,所以扩大内需首先要打开农村市场。增加农村居民的消费。

3.城乡居民家庭恩格尔系数

我国城乡居民的恩格尔系数总体上都有所下降,但两者的差距还很明显。城镇居民恩格尔系数下降较快,2000年已经降至40%以下,从小康型过渡到富裕型;而农村居民恩格尔系数直到2000年才降至50%以下,刚刚解决温饱问题,逐渐向小康型过渡。1978年我国农村居民恩格尔系数比城镇高出10个百分点,到了2009年,我国城镇居民恩格尔系数为36.52%(仍为富裕型),而农村为40.97%(仍为小康型),农村比城市要高出4.5个百分点。

三、缩小城乡居民收支差距的建议

在城乡二元经济结构、城乡产业特性、工农业产品价格、城乡分割的社会保障制度等各种因素作用下,城乡居民的收支差距不可能被消除,但我们可以采取有效措施使其缩小,达到最大程度的公平。

1.改革现有城乡分割的户籍管理制度

二元户籍制,是城乡二元经济结构体制下有代表性的典型制度,它使得城乡居民机会资源不等,直接导致城乡居民收入分配不平等。如果能够改革现有的户籍管理制度,农村居民和城市居民没有地位差别,享受同样的国民待遇,将有助于缩小城乡居民的差距。

2.政府应该通过优惠政策加大对农村和农业的投入

在市场经济体制下,资源的逐利性导致农业投入的严重不足。优惠政策主要就是国家经济政策的偏向性。政府要在农村基础设施建设、财政税收、教育、科学研究及技术推广、医疗社保和其他福利待遇等方面支持农村发展,保障农民利益。改革开放后我国优先发展城市和工业,现在一部分人已经先富起来,最重要的任务是让另一部分人也富起来。

参考文献:

[1]杨红梅.浅谈我国城乡差距的现状和原因[J].商场现代化,2010(4):188

城镇居民可支配收入篇(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篇(10)

一、天津市城镇家庭住房支付能力测量

1.住房支付能力定义及测量指标

住房支付能力反映居民家庭从市场购买或租赁住房的交易能力。目前国内外经常使用的测量居民住房支付能力的指标主要有住房支付能力指数(HAI,housing affordability index)和房价收入比(PIR ,Housing Price to Income Ratio)。

HAI主要用于考察住宅市场中位数收入水平的家庭对中位数价格住宅的承受能力,若该指数大于等于100%,则目前的房价没有超过居民的支付能力,反之则存在支付能力问题;房价收入比,根据联合国人类与住区中心《城市指标指南》的定义其是指市场居住单元的中间价格与中间价格的年收入之比,它是衡量商品房销售价格偏离其真实价值程度的指标,也是预测商品房价格未来走势的重要依据。房价收入比指标很重要,因为在其它条件相同时,房价收入比可以反映有购房能力的人占总体人口的比例及其政府的住房政策是否存在失误等,计算公式为:

房价收入比=(住宅面积*住宅的平均价格)/家庭年可支配收入

目前,国内判断居民的住房可支付能力大小经常使用房价收入比指标。世界银行对96个国家〈地区〉的统计资料显示,各地房价收入之比最高的为30,最低的为0.8,平均值为8.4,中位数为6.4,世界银行专家认为房价收入比为4――6属于合理范围。依据世界银行的统计数据,当前国际上通常将房价收入比指标值6定为警戒线,超过6倍则认为房价超出了居民的承受能力。从国外房地产市场发展的统计规律来看,在正常的房地产形势下,一些比较重要的数量关系是:普通居民的住房开支占家庭收入的20%-30%左右,在此情况下,房价收入比在3-6之间。一般说来,当房价收入比高于10时,居民收入水平不足以负担高水平的房价。当房价收入比在5左右时,存在着大量的有支付能力的住房需求。当房价收入比小于3时,说明已进入高收入社会,住房问题已基本得到解决。

2.天津市城镇家庭房价收入比影响因素及其指标计算

本文依据国内惯例采用房价收入比指标作为判断天津市城镇居民家庭住房支付能力指标。计算房价收入比主要考虑三个因素:居民住房面积、居民住宅平均价格和家庭年可支配收入。

(1)天津2003――2006年城镇家庭人均可支配收入状况

城镇家庭人均可支配收入是影响居民住房支付能力高低重要因素。2003年――2006年天津市城镇家庭人均可支配收入见表3―1。

表3―1 天津市2003-2006年城镇居民人均可支配收入

单位:元

资料来源:天津统计年鉴(2004-2007)

表3――1中的数据反映的是天津市2003年到2006年城镇居民平均家庭人均可支配收入,其数值的高低代表的是天津市近年城镇居民可支配收入的平均水平。然而在现实生活中由于行业、职业等因素的差异,不同家庭的人均可支配收入和家庭总体可支配收入存在较大差异。所以,仅仅采用平均的人均可支配收入不能全面具体地反映天津市城镇居民实际的收入水平的。本文根据天津市城镇居民收入具体情况将天津市城镇家庭分为最低收入户、低收入户、中等偏下收入户、中等收入户、中等偏上收入户、高收入户和最高收入户等七组,分别收集不同收入户的人均可支配收入数据,作为计算天津市城镇居民不同住房支付能力的依据。据《天津统计年鉴(2004――2007)》显示,不同年份不同水平收入户家庭可支配收入如表3―2:

表3―2 2003――2006年天津市城镇不同收入户人均年可支配收入

单位:元

资料来源:天津市统计年鉴(2004――2007)

从以上数据可以发现天津市城镇居民人均可支配收入存在较大差距,从2003年到2006年,最高收入户的人均可支配收入一直是最低收入户人均可支配收入的7倍以上且呈现逐渐增大趋势,2003年为7.2倍,2004年为7.6倍,2005年为 7.9倍,2006年为6.72倍。

(2)天津市2003――2006年商品房销售价格状况

商品房销售价格是决定居民住房支付能力高低的决定性因素。据《中国房地产市场年鉴》,天津市2003年到2006年商品房销售平均价格分别为2795元/平方米、3480元/平方米、4250元/平方米和4791元/平方米。近4年天津市商品房销售价格逐年提高,相邻年份上涨幅度为:24.51%、22.12%、17.95%。2004年商品房价格上涨幅度最高,2005年和2006年上品房价格虽有上涨但上涨相对2004年有所降低。

(3)天津市城镇居民2003――2006年人均住宅面积状况

国家统计局天津调查总队调查资料显示,2003年天津市城镇家庭人均住宅建筑面积23.1平方米;2004年天津市城镇家庭人均住宅建筑面积24.2平方米;2005年天津市城镇家庭人均住宅建筑面积23.4;2006年天津市城占家庭人均住房建筑面积25.8平方米。

(4)天津市城镇居民2003――2006年房价收入比计算

依据天津市2003年――2006年城镇家庭住房建筑面积、商品房销售均价及家庭可支配收入数据,计算得出2003年――2006年天津市城镇居民家庭住房收入比如表3-3:

表3-3 天津市2003―2006年城镇家庭房价收入比

依据表3――2数据、2003年――2006年天津市城镇居民平均住房面积以及房屋销售价格计算天津市7类不同收入户的房价收入比值,具体计算见表3――4。

表3―4 天津市2003―2006年城镇家庭不同收入户房价收入比

二、天津市城镇居民住房支付能力特征分析

1.城镇居民住房支付能力处于全国平均水平

2003年全国房价收入比为8.42,2004年全国房价收入比为6.67,2005年我国房价收入比为6.77。而根据世界银行的统计数据,1998年全球中等收入家庭的房价收入比平均水平在5.4―9之间。天津市城镇家庭住房收入比2003年到2006年分别为6.26、7.34、7.86和9.05。通过与国内平均房价收入比水平和国际经验数据相比,天津市城镇居民基本具备住房支付能力。数字分析天津市城镇居民住房支付能力与我国居民住房支付能力与国际同等水平相当。

2.城镇居民房价收入比呈上升趋势

表3――3中的数字反映天津市2003――2006年城镇居民房价收入比的平均水平,从2003年的6.26、2004年的7.34、2005年的7.86到2006年的9.05,近4年天津市城镇居民家庭的房价收入比一直处于上升趋势,以2003年为1,每年的上涨比率分别为14.71%、7.08%、15.14%。

表3――4中的数字反映天津市2003――2006年城镇七组不同收入户的房价收入变化情况。从数字中可以看出,天津市城镇居民在2003年到2006年四年中,除最低收入户房价收入比2005年比2006年低之外,其余各户房价收入比均处于上涨状态。以2003年数字为1,最低收入户房价收入比每年上涨比率分别为16.84%、10.35%和-0.25%;低收入户房价收入比每年上涨比率分别为16.61%、12.14%和2.84%;中等偏下收入户房价收入户比每年上涨比率分别为7.70%、10.45%和5.22%;中等收入户房价收入比每年上涨比率分别为8.83%、9.60%和6.90%;中等偏上收入户房价收入比每年上涨比率分别为8.60%、6.72%和9.60%;高收入户房价收入比每年上涨比率分别为18.34%、5.60%和9.04%;最高收入户房价收入比每年上涨比率分别为11.33%、5.61%和17.61%。

3.天津市城镇居民不同收入群体住房支付能力存在较大差异

天津市城镇家庭不同收入群体的房价收入比差距很大,由于本课题数据来源的限制,以下分析以2005年的统计数据为例,天津市城镇家庭居民房价收入比差距具有以下几个特征:

(1)最低收入家庭的房价收入比较高。2005年天津市最低收入户的房价收入比达到了23.89,而2005年全国最低收入户的房价收入比为22.69,高于全国平均水平5.29%。

(2)最高收入家庭的房价收入比低。2005年天津市最高收入户的房价收入比为2.56,而全国最高收入户的房价收入比为2.45,天津市最高收入户房价收入比高于全国平均水平4.49%。

(3)最高收入户和最低收入户的房价收入比差距大。2005年天津市最低收入户房价收入比23.89,最高收入户的房价收入比为3.01,最低收入户房价收入比与最高收入房价收入比差距为20.89,而2005年全国最低收入户与最高收入户房价收入比差距为20,24,天津市的差距数字高于全国平均水平。

(4)中等收入以下家庭的房价收入比上涨趋势呈现不断降低的趋势,而高收入以上家庭的房价收入比上涨趋势呈现不断上升的趋势。这一变化趋势符合中国房价收入比的总体走势。

受海河开发工程的进一步深入、路建工程扩大、外地来津人员的增多、天津市城市化建设、建筑材料价格的提升等相关因素的影响,2008年天津市城镇商品房价格仍然存在进一步上涨的可能。在住房价格不断上涨的趋势下,在当前城镇居民收入差距不断扩大的客观背景下,天津市不同收入的城镇居民对住房的需求呈现分化趋势:中等收入户以下的居民具有解决最基本的住房需求,中等及中等以上收入户具有改善性的住房需求,高收入户和最高收入户具有住房投资和投机的需求。

总之,结合天津市城镇家庭不同的收入水平,对于天津市的城镇居民住房问题应有一个清醒认识,针对天津市城镇家庭住房的需求会出现的分层分类特点,采用不同的对策解决居民的住房问题。最高和高收入居民可以完全依靠自身实力购买大面积、高档次住房,或将购买商品房作为一种投资渠道,房地产开发商可以根据高收入和最高收入户住房需求开发能满足高收入阶层个性化需求的住房;中等偏上和中等收入居民则可以利用多种融资方式购买适宜的中小户型、中低价位适中的普通商品住房,加大普通商品房建设则是解决这类居民住房需求的关键;而中等收入以下的居民从其住房支付能力来看是不具备购买商品房的能力的,这部分居民的住房问题必须依靠政府完善的住房保障体系来解决。

参考文献:

[1]《中国城市居民住房支付能力研究》,城市发展研究[J] ,2007年2月

[2]《天津市统计年鉴(2004――2007)》

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