城镇居民可支配收入范文1
一、对城镇居民可支配收入现状的分析
（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
一是养老保险方面，完善企业职工养老保险制度，构建多层次的养老保障。二是医疗保险方面，企业凡是有参保意愿、有缴费能力的都应允许立即参保。对收入水平较低的劳动者缴费标准可以低一些。对生活困难、无能力参加医疗保险的劳动者及城市贫困群体，通过多渠道筹集资金尽快建立社会医疗救助制度解决。三是完善失业保险制度。四是加强对低收入和困难家庭的补助力度。
城镇居民可支配收入范文2
关键词：可支配收入 余期望系数 基尼系数 塞尔指标
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。
4.刘慧：区域差异测度方法与评价[J]。《地理研究》，2006年7期。
城镇居民可支配收入范文3
[关键词]城乡差距 收入 消费
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
[2]闫真．浅析城乡居民收入差距[J]．合作经济与科技，2010(3)：18-19
城镇居民可支配收入范文4
【关键词】城乡居民；收入差距；分析
无论古今中外，收入分配历来都是社会各层面密切关注的焦点，是影响一个国家或地区经济发展与政局稳定的关键。当代世界各国发展中的一个普遍结论是：如果对社会各群体的利益平衡缺少足够关注，就无法在政策方略中恰到好处地兼顾各方面利益需求并获得广泛的支持和信赖，更无法形成足以推动社会前进的聚合力。相反，还可能加剧人们之间的情感摩擦和心理对立，甚至会激发社会矛盾和冲突。尤其是在欠发达地区，人们的生存压力更大，收入分配问题也更为敏感，更易于引发社会心理倾斜和社会不稳定。甘肃省同样也存在收入分配问题。下面主要就甘肃省城乡居民收入做一定量的比较，从中发现问题，进而探讨解决的思路和办法。
一、甘肃省城镇居民与农村居民收入差距的比较
（一）甘肃省城镇居民与农村居民收入的比较
1.甘肃省城镇居民与农村居民工资性收入的比较
2005年-2009年甘肃省城镇居民平均工资性收入为8171.50元，农村居民的平均工资性收入为804.20元，城镇居民收入为农村居民的10.37倍。
2.甘肃省城镇居民与农村居民经营性收入的比较
2005年-2009年甘肃省城镇居民平均经营性收入为559.66元，农村居民的平均经营性收入为1225.16元，农村居民比城镇居民仅多出695.5元。
3.甘肃省城镇居民与农村居民财产性收入的比较
2005年-2009年甘肃省城镇居民平均财产性收入为69.12元，农村居民的平均财产性收入为16.56元，两者52.56。
4.甘肃省城镇居民与农村居民转移性收入的比较
2005年-2009年甘肃省城镇居民平均转移性收入为2291.63元，农村居民平均转移性收入为225.65元，城镇居民收入为农村居民的10.16倍。
从表1可以得出，2005年甘肃省城镇居民人均可支配收入为9132.3元，农民人均纯收入为1605.15元，城镇居民收入为农村居民收入的5.68倍，在随后五年内，城镇居民收入几乎呈指数形式上升，农民收入却徘徊不前。2009年城镇居民人均可支配收入达到12918.04元，比2004年增加41.45%，农民人均纯收入为2980元，比2004年增加85.65%，城镇居民收入是农村居民收入的4.34倍。二者虽然在增加量上农村居民收入多于城镇居民收入，但收入差距还是过大。其中，2005年-2009年城镇居民人均可支配收入为10222.37元，在城镇居民收入构成中，工资性收入占73.01%，家庭经营收入仅占很小的一部分，而在农民收入构成中占据主要地位的是家庭经营收入，2005年—2009年农村居民人均纯收入为2292.35元，其中家庭经营收入为1255.16元，占总收入的54.75%。
（二）甘肃城镇居民与农村居民支出情况及与收入的比较
在收入差距如此大的前提下，消费水平的差距也拉的很大。如表2，2005年—2009年甘肃省城镇居民人均消费性支出为7602.90元，其中食品支出2789.76元，占总消费的36.70%；教育文化娱乐服务支出为990.02元，占总消费的13.02%；衣着支出为912.80元，占总消费的12%。2005年—2009年甘肃省农村居民人均生活消费支出为2141.94元，其中食品支出为973.8元，占总消费的45.46%；居住支出为358.85元，占总消费的16.75%；交通和通讯支出为217.94元，占总消费的10.17%。在甘肃省城乡居民支出构成中，城镇在食品、教育文化娱乐服务和衣着占较大比重，约为总支出的1.72%，农村在食品、居住和文化教育娱乐用品和服务占较大比重，约为总支出的72.38%。虽然二者都是食品、衣着、居住等占较大比重，但二者所支出数额相差较大。
从表2可以得出，2009年城镇居民人均消费8890.81元，比2005年增加2930.97元，农村居民2009年人均消费2766元，比2005年多消费1150.99元，城镇居民消费水平接近农村居民消费水平的3倍。2005年—2009年甘肃省城镇居民人均可支配收入为10340.68元，支出7602.90元，剩余2737.78元，农村居民人均现金收入为2541.69元，支出为2259.91元，仅剩余281.78元。
二、甘肃省城乡居民收入差距的分析
导致收入差距过大，社会分配问题丛生的因素十分复杂。就甘肃省而言，导致收入差距拉大既有自然条件差等客观因素，也有体制和机制方面的原因。以下主要从制度方面分析甘肃省城乡居民收入差距形成的原因。
城镇居民可支配收入范文5
改革开放以来,青海省的经济有了非常大的发展,随着经济的发展,城镇居民的消费水平逐步提高,消费结构有了很大的变化。因此,分析居民消费结构和各类消费的变动规律,对于采取合适的消费政策和措施,最终达到优化消费结构、提高消费需求以及刺激经济增长的目的具有重要意义。
一、收入和支出总体水平的变化描述
根据消费理论,收入(特别是可支配收入)是决定居民消费最主要的因素。因此要描述青海省城镇居民消费结构的变化,首先得考察青海省城镇居民人均可支配收入与人均消费性支出的变化。人均可支配收入是指居民家庭可以用来自由支配的收入,是指居民家庭实际收入扣除应交纳的个人所得税和个人交纳的各种社会保障支出以后的收入。人均消费性支出是指城镇居民家庭用于日常生活的全部支出。
自2000年以来青海省城镇居民人均可支配收入大幅度提高, 尤其2007年城镇居民的人均可支配收入达到10276.1元,首次突破万元大关,比上年增长14.2%,是近十年来增长最快的一年;2008年青海城镇居民人均可支配收入实现11648.30元,比上年增长13.35%,比2000年的5170.0元增加了6478.3元,年均增长13.9%。2008年城镇居民人均消费性支出8203.2元,比上年增长9.2%,比2000年的4185.7元增加了4582.3元,年均增长12.2%。收入年均增长速度明显快于消费支出增长的速度。
收入是消费的基础,随着收入的增加,消费支出必然增加。青海省城镇居民的收入与支出水平均呈逐年上升的趋势,只不过增长的幅度不同。随着时间的推移,青海省城镇居民的人均可支配收入与人均消费支出都在迅速增加,但是两者在数量上的差距却在逐年拉大,2000年人均可支配收入与人均消费支出的差额为984.3元,但是到了2008年二者间的差额已经达到了3445.1元,也就是说随着居民人均可支配收入水平的提高,居民消费支出同步增长,但消费支出增长速度明显小于收入增长速度同时从支出与收入的比值(消费率)的变动也可以看到人均可支配收入与人均消费性支出的变化情况。消费率是指人均消费支出占人均可支配收入的比率。青海省城镇居民的消费率在9年间表现为持续下降的趋势,即人均消费性支出在人均可支配收入中所占的比重越来越小,这进一步说明消费支出增长速度小于收入增长速度,改革开放以来虽然青海省的经济有了较大的发展,城镇居民的收入水平不断提高,城镇居民的消费能力和消费水平也都有了比较大的提高,但总体而言其发展速度还是比较缓慢的。
二、消费结构的变化描述
消费结构指居民在生活消费过程中,不同类型消费的比例及其相互之间的配合、替代、制约的关系。就其数量关系来看,消费结构是指消费中不同商品或劳务消费支出占总消费支出的比重。
青海省的城镇居民总体消费结构体现为:除了食品外,衣着、娱乐文教、居住和交通通讯、医疗保健所占的比重相差不大,都在10%左右;设备用品及服务及杂项所占的比重则较小;而且各项消费支出呈现出以下变动趋势:恩格尔系数(食品支出的比例)由2000年的40.9%下降为2008年的40.4%,但是恩格尔系数下降的幅度不大。根据联合国粮农组织提出的标准,恩格尔系数在60%以上为贫困,50―59%为温饱, 40―49%为小康,20―39%为富裕,低于20%为最富裕。2000年以来青海省城镇居民恩格尔系数总体呈下降趋势,而恩格尔系数下降是居民消费结构改善的主要标志,但是中间(如2003年、2005年、2007及2008年)都出现了恩格尔系数“背向”发展的情况,恩格尔系数出现的一些超常规的变动,这是一国的国情国策对恩格尔系数的潜在影响的表现,一般来说在收入水平不断提高的趋势下,居民的食品消费开始更加关注饮食的营养性、科学性和合理性,简单粗放型的食品消费已经开始向休闲食品、营养保健品倾斜,从而导致短期内恩格尔系数的上升;同时同样的家庭总支出,偏好出外就餐的消费者其恩格尔系数往往也较高。
居住的比例从6.6%上升到9.8%,增加了3.2个百分点,是所有消费支出中上升最多的;其次是交通通讯支出的比例也由2000年的7.1% 上升到2008年的9.6%,增加了2.5个百分点;医疗保健和娱乐教育文化比例多年来稳中略有上升;衣着、设备用品比例则呈缓慢下降趋势,基本上处于饱和状态。
通过以上对青海省城镇居民收入和支出总体水平的变化,城镇居民消费水平的变化以及城镇居民恩格尔系数的测算与评价的描述,我们能够得出青海省城镇居民消费结构的特点:消费结构不断完善,但步履不大。首先,随着居民收入水平的进一步提高,居民消费支出中食品消费支出的比重不断下降,亦即恩格尔系数不断下降,非食品消费支出的比重不断上升,青海省城镇居民恩格尔系数的变化可以体现出小康生活消费方式的特征,但从历年消费支出比重分析来看,城镇居民生活的小康特征并不十分显著,按照一般经验分析,衣着消费比例会随着收入的增加而不断下降,但是从城镇居民数据来看这样的下降趋势不明显;其次青海省消费热点已基本由食品、家庭设备向交通通讯、住房、医疗保健、娱乐教育文化过渡。城镇居民消费结构虽然有了较大改善,但仍存在基本消费比重过大,享受消费比重过小的问题,如食品、衣着消费仍占消费支出的1/2左右。食品、衣着消费比重仍有较大下降空间。
城镇居民可支配收入范文6
关键词：基础设施投资；人均可支配收入；协整检验；Granger因果检验
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：
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[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).
