城鎮居民可支配收入精品(七篇)

序論：寫作是一種深度的自我表達。它要求我們深入探索自己的思想和情感，挖掘那些隱藏在內心深處的真相，好投稿為您帶來了七篇城鎮居民可支配收入范文，愿它們成為您寫作過程中的靈感催化劑，助力您的創作。

篇(1)

關鍵詞：城鎮居民；消費性支出；可支配收入；回歸分析

中圖分類號：F22 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2013）24-0229-04

珠海市位于廣東省珠江口的西岸，是中國南方港口城市，經濟特區。珠海1953年建縣，1979年建市，1980年成立經濟特區，2008年國務院頒布實施珠江三角洲地區改革發展規劃綱要（2008—2020年），并明確珠海為珠江口西岸的核心城市。珠海建市以來，經濟持續快速增長，從一個默默無聞的邊陲小鎮發展成為初具規模的現代化花園式海濱城市。隨著珠海經濟的快速發展，珠海城鎮居民的消費性支出與可支配收入水平也持續穩步提高。研究珠海城鎮居民消費性支出與可支配收入的變化趨勢及相關關系，發現二者之間在數量關系上的基本規律，對增加居民收入，提高人民生活水平具有重要的現實意義。本文根據1993—2011年珠海城鎮居民家庭消費性支出與可支配收入的統計數據，采用一元線性回歸模型進行回歸分析，為珠海市政府研究制定相關政策措施提供可靠的依據。

一、一元線性回歸模型

對于變量間的相關關系，我們可以根據大量的統計資料，找出它們在數量變化方面的規律（即“平均”的規律），這種統計規律所揭示的關系就是回歸關系，所表示的數學方程就是回歸方程或回歸模型。在研究變量間的相關關系時，一般將引起某一現象變化的因素（或原因）稱為自變量，將被引起變化的現象（即結果）稱為因變量。在直角坐標系中將大量數據繪制成散點圖，這些點不在一條直線上，但可以從中找到一條合適的直線，使各散點到這條直線的縱向距離之和最小，這條直線就是回歸直線，這條直線的方程叫做線性回歸模型。

（四）模型檢驗

1.顯著性檢驗。表3中，相關系數是R=0.979，預定顯著性水平a=0.05，在自由度n-2=17下查相關系數表知Ra=0.45553。因為|R|Ra，所以消費性支出與可支配收入呈正相關關系，說明可支配收入是決定消費性支出的關鍵因素，因此，該一元線性回歸模型通過顯著性檢驗。

2.R2檢驗。R2是樣本決定系數（R-square），它測度了在y的總變異中，由回歸模型解釋的那個部分所占的比例，所以R-square反映回歸方程的擬合優度，取值范圍在0～1之間，越接近1，則擬合越好，擬合優度高；越接近0，則擬合越差，擬合優度低。表3中我們可以看到，R-square為0.958，數值較大，并且接近于1，因此我們認為該一元線性回歸模型擬合好，擬合優度高，因此，該一元線性回歸模型通過R2檢驗。

3.正態性檢驗。假設在一元線性回歸模型中，ε服從正態分布，即ε～N（0，σ2）。我們可以繪出回歸殘差值的直方圖來檢驗這一假設能否成立，如果繪出回歸殘差值的直方圖是鐘狀圖形，假設成立。我們用SPSS軟件繪制回歸模型的殘差值直方圖（如圖2所示）。從圖2來看，該直方圖接近于鐘狀圖形，即正態分布，因此，該一元線性回歸模型通過正態性檢驗。

4.異方差性檢驗。繪制自變量可支配收入的回歸殘差值散點圖，可以檢驗自變量可支配收入的回歸殘差值的異方差性。我們使用SPSS軟件繪制可支配性收入的回歸殘差值散點圖（如圖3所示）。圖3中，回歸模型中自變量可支配收入的殘差值的分布是亂七八糟的，沒有規律，因此，該一元線性回歸模型通過異方差性檢驗。

三、結論

通過上述分析，我們可以得出以下三個結論。

1.珠海城鎮居民消費性支出與可支配收入存在較優的回歸關系，且呈正相關關系。經過對回歸模型的各項檢驗，可以確定珠海城鎮居民年人均消費性支出與可支配收入之間的一元線性回歸模型為： i=913.718+ 1.227xi。

2.可支配收入是決定消費性支出的關鍵因素。政府應合理調整收入分配格局，努力增加居民收入，實現居民收入增長和經濟發展同步，提高低收入群體的收入水平，縮小貧富差距，才能真正刺激內需，促進消費，從而推動經濟持續健康發展。

3.可支配收入不是影響消費性支出的唯一因素，非收入因素對消費的影響也十分重要。政府應高度重視這些非收入因素，盡可能完善促進消費的政策措施，鞏固擴大傳統消費，積極培育熱點消費，推動消費結構的優化升級，改善消費環境，加快商貿流通環境等基礎設施建設，擴大消費信貸，整頓和規范市場價格秩序，為廣大消費者提供更加便利、安全、放心的消費環境。

參考文獻：

[1] 孫彩虹.中國城鎮居民消費結構變動的因子分析[J].重慶工商大學學報：西部經濟論壇，2007，（2）.

篇(2)

依據西方經濟學理論，人均消費和人均可支配收入成正相關關系。這一關系是否在中國也成立呢，為此，我們收集相關數據，假設在中國人均可支配收入與人均消費支出存在正相關關系，并進行相關的實證分析。這可以幫助我們了解中國居民的消費傾向，并且對指導相關政策有一定的意義。

二、樣本及研究方法

為了深入分析研究中國的城鎮居民的生活費支出與可支配收入的具體數量關系，收集了中國城鎮居民月人均可支配收入（SR）和生活費支出（SC）2007～2009年各月度數據序列（數據來源：中經網統計數據庫）

因時間序列數據的特殊性，其平穩性需要進行檢驗，此時可以使用EG兩步法確認是否存在協整，并且對模型進行一定的誤差修正。

三、實證與分析

根據EG兩步法的理論，首先考察生活費支出和人均可支配收入的單整階數.通過軟件Eviews中的具體操作過程如下：

首先檢驗序列（SR）的平穩性，選帶截距項，在滯后差分項下選2階，通過估計結果來說，單位根檢驗的臨界值分別為-3.577723，-2.925169，-2.600658，分別對應著在1%，5%，10%三個顯著性水平檢驗，t檢驗的值為-3.438827大于1%臨界值，因此無法拒絕H0，這說明人均可支配收入（SR）為非平穩序列，因存在單位根.

在單位根檢驗中，為了確定人均可支配收入（SR）序列的單整階數，選擇確定對一階差分序列進行單位根檢驗并且帶有截距項，選擇2階滯后差分項，通過估計的結果來說，單位根檢驗的臨界值分別為-3.581152，-2.926622，-2.601424，分別對應在1%，5%，10%三個顯著性水平檢驗，t檢驗的值為-9.361364小于臨界值，因此拒絕H0，可判斷人均可支配收入（SR）的差分序列是平穩的，因不存在單位根，也就是說，（SR）序列是一階單整的，SR～I（1）。

通過以上的理論方法同樣可以可檢驗生活費支出（SC）序列也是一階單整的，即SC～I（1）。

為了分析可支配收入（SR）和生活費用（SC）序列數據之間是否協整，理論上應先對兩個變量進行回歸檢驗，然后通過對回歸殘差的平穩性的檢驗來判斷。

將以上的生活費支出（SC）變量作為被解釋變量，而人均可支配收入（SR）為解釋變量，估計的回歸模型為

為了得出回歸殘差是否平穩的特性，設et=Resid，從而可以將et進行單位根檢驗。另外可以看到，因殘差的均值是零，因此做截距項為零的DF檢驗，檢驗的估計結論為：，在5%的顯著新水平下，t檢驗的值為-4.141953，小于臨界值，因此可以拒絕原假設，這說明殘差序列是平穩序列不存在單位根，（SR）與（SC）之間存在協整關系。

生活費支出（sc）與可支配收入（SR）之間存在協整關系，說明它們之間保持有長期的均衡關系?？墒窃诙唐趦瘸霈F失衡的狀況是可能的.，為了提高回歸模型的判斷精度，把誤差項et在回歸模型中作為均衡誤差看待，因此下一步可以通過建立誤差修正模型將SC與SR的之間的短期行為與長期變化聯系起來。

誤差修正模型的結構如下：

將作為被解釋變量，以和作為解釋變量，估計回歸模型，最終得到誤差修正模型的估計結果為：

t=（0.064） （12.193） （-3.994）

R2=0.7769 DW=1.8979

四、結論

通過以上的分析可以看到，城鎮居民月人均生活費用支出的變化食欲可支配收入的變化緊密聯系的它不僅僅根據可支配收入的變化而變化，更重要的是它還因上一期生活支出對均衡水平的不同而有所偏離，即消費支出是有慣性特征的，誤差項et（-1）估計的系數-0.541695說明了模型對偏離的修正，這進一步說明如果上一期對均衡水平的偏離如果越遠，那么本期對模型的修正的量就會越大，也就是說，此模型系統是存在誤差修正機制的。

參考文獻：

[1]龐皓.《計量經濟學》.北京，科學出版社，2006.

[2]易丹輝.《數據分析與Eviews應用》.中國人民大學出版社，2009.

[3]William H.Green，Econometric Analysis，，Prentice-Hall International Inc.，1997.

篇(3)

關鍵詞：消費性支出；可支配收入；計量經濟檢驗

中圖分類號：F127 文獻標識碼：A

原標題：江西省城鎮居民消費與收入之間關系的計量分析

收錄日期：2012年10月29日

引言

消費與收入一直以來都是人們研究的重點內容，我國政府也相當重視消費與收入的關系問題。本文采用spss軟件分析江西省城鎮居民消費與收入之間的關系，分析二者之間數量關系的基本規律，有助于了解江西的經濟發展狀況，了解人民的生活問題，希望可以為江西省政府等相關部門制定地方政策或分析預測時提供參考意見。

一、數據收集與初步分析

本論文提取1997年至2010年中國統計年鑒中江西省城鎮居民人均消費性支出與城鎮居民人均可支配收入的數據為研究對象，分析二者之間的關系，相關數據如表1。（表1）

表1中平均消費傾向由人均消費性支出與人均可支配收入之比所得。從表中可以看出，從1997年到2009年江西省城鎮居民人均消費性支出和人均可支配收入有明顯的提高，2010年與1997年相比，分別提高了7，419.08元和11，409.8元，但人均消費性支出的增幅明顯落后于人均可支配收入的增幅。此外，從表中我們還可以得知平均消費傾向大體上呈遞減趨勢，從1997年到2008年下降了0.108，但2008年到2010年平均消費傾向稍微有所回升，上升了0.017。

二、江西省消費函數模型

分析城鎮居民人均可支配收入與消費性支出的影響關系，選取變量x為城鎮居民家庭人均可支配收入，被解釋變量y為城鎮居民人均消費性支出，依據對樣本數據的研究，可采用線性函數的形式將其關系表示成：y=a+bx，用線性回歸方法估算其相關系數。

（一）參數估計。采用spss統計分析可以得到以下相關數據：

F=6263.643 R2=0.998

■■=0.998 DW=1.246

由最小二乘估計法估計的結果可得簡單線性消費函數方程為：

y=400.305+0.655x

下面首先進行擬合優度的檢驗。擬和優度是指模型對樣本數據的近似程度，主要用判定系數來進行判斷。從上可知擬合優度為0.998，相當接近1，表明模型對樣本數據的擬和優度很高，說明在城鎮居民的消費性支出變動中，由該模型中的解釋變量可支配收入變動所引起的變動百分比為99.8%。

再進行顯著性檢驗。由于解釋變量只有一個，所以本文采用F檢驗：查F分布表可得F0.05（k，n-k-1）=4.84，而F=6263.643>F0.05（k，n-k-1）=4.84，所以模型中的人均可支配收入與消費性支出的線形關系很顯著。上式為江西省城鎮居民個人的簡單凱恩斯消費函數，由上式可得常數400.305大于0，邊際消費傾向為0.655，而0

（二）計量經濟檢驗。下面進行模型的計量經濟檢驗：

首先進行自相關性檢驗。當n=13，k=1時，查得DW檢驗表得dl=1.010，du=1.340，而dl=1.010

運用excel回歸分析得出殘差圖，從圖中可以知道圖形分布的離散程度有明顯擴大趨勢，這說明存在異方差性。（圖1）

（三）消費函數模型。從分析結果可以看出，用凱恩斯消費函數模型無法全面地解釋消費性支出與可支配收入之間的關系，所以必須添加必要的解釋變量，試估計出其跨時期動態消費模型。凱恩斯消費函數模型只考慮了當期收入對消費的影響，通過對二者進行相關分析可知，其前兩期的收入對當期消費有著重要的影響。假設消費函數模型可以線性的表示為yt=a0+b0xt+b1xt-1+b2xt-2，其中yt是第t期城鎮居民的人均消費性支出，xt是城鎮居民第t期人均可支配收入，xt-1和xt-2是城鎮居民上一期和再上一期的人均可支配收入。

下面利用阿爾蒙估計法求解參數。求得：

F=2113.764 R2=0.997

■■=0.998 DW=1.56

從而得到消費函數的計量經濟模型為：

yt=435.2673+0.5892xt+0.3547xt-1-0.2823xt-2

下面對模型進行擬合優度檢驗、顯著性檢驗和計量經濟檢驗。從上可知：R2=0.997，接近于1，表明擬合優度很高，也即在城鎮居民的人均消費性支出變動中，由當期和前兩期人均可支配收入變動所引起的變動百分比為99.7%，擬合優度檢驗通過。

顯著性檢驗采用F檢驗，查F分布表可知F0.05（k，n-k-1）=3.86，而F=2113.764>F0.05（k，n-k-1）=3.86，因此人均可支配收入當期和前兩期對人均消費性支出的影響是顯著的。

計量經濟檢驗分自相關性檢驗和異方差性檢驗。自相關性檢驗在這里不適合用DW檢驗，因為含有前兩期的解釋變量，在此處采用h統計量檢驗：

h=1-■■=0.8232

當？琢=0.05時，h=0.8232

通過以上分析可知，江西省城鎮居民消費函數模型為：

yt=435.2673+0.5892xt+0.3547xt-1-0.2823xt-2

從中可以看出，在當期沒有任何可支配收入的情況下基本人均消費性支出為435.27元，當人均可支配收入增加1元時引起的消費性支出為0.5892元，當期可支配收入的35.47%將用在下一期的消費性支出上，換句話說就是上一期人均可支配收入增加1元可以引起當期消費性支出0.3547元。總的來說，江西省城鎮居民的平均消費量是不斷提高的，但人均消費性支出的增長要慢于人均可支配收入的增長；同時，當期人均消費性支出要受到當期和以前人均可支配收入的影響。

三、政策性建議

首先，調整工資收入分配。政府相關部門可以制定新的工資分配制度，增加中低收入階層的收入，刺激消費，讓消費和收入到達一個新的、更高的平衡點。

其次，加大社會保障力度。如今，城鎮居民仍然面臨著教育難、看病難、住房難的問題，政府相關部門應該根據江西省的實際情況，采取辦法保障那些需要保障的群體。比如，加大保障房的建設力度，解決中低收入階層住房難的問題；加大醫療保障制度，解決低收入群體看病難的問題；提高教育的質量，對少部分成績優異而又有家庭困難的學生采取經濟性資助方式，這樣可以降低學生家庭的負擔，減少用于教育資金的投入，將消費性支出用于改善生活水平等其他方面。

最后，積極引導、促進消費。我國是人口大國，政府部門可以加大消費宣傳力度，鼓勵居民消費，擴大內需，讓百姓放心消費。

主要參考文獻：

[1]李寶仁.我國居民消費和投資的計量分析[J].北京工商大學學報（社會科學版），2006.5.

[2]辛永容，肖俊哲.安徽城鎮居民消費與收入之間關系的計量分析[J].云南財貿學院學報（社會科學版），2006.21.5.

篇(4)

關鍵詞:住房支付能力;房價收入比;商品房價格

中圖分類號:X3

文獻標識碼:A

文章編號:1672-3198(2010)07-0026-02

1 西安市城鎮家庭住房支付能力測量

1.1 測量住房可支付能力的基本指標

測量住房可支付能力,最為熟知和最為廣泛實用的指標是住房支付能力指數(HAI,housing affordability index)和房價收入比(PIR,Housing Price to Income Ratio)。

計算公式為:

房價收入比=(住宅面積*住宅的平均價格)/家庭年可支配收入

1.2 西安市城鎮家庭房價收入比影響因素及其指標計算

依據國內慣例,本文采用房價收入比指標作為判斷西安市城鎮居民家庭住房支付能力指標。計算房價收入比主要考慮三個因素:家庭年可支配收入、居民住宅平均價格和居民住房面積。

(1)西安2004-2008年城鎮家庭人均可支配收入狀況。

城鎮家庭人均可支配收入是影響居民住房支付能力高低重要因素。2004年-2008年西安市城鎮家庭人均可支配收入見表1。

表1 (單位:元)

2004年2005年2006年2007年2008年

西安市城鎮居民人均支配收入8544.039627.8910905.3912662.0315206.89

表1中的數據反映的是西安市2004年到2008年城鎮居民平均家庭人均可支配收入,其數值的高低代表的是西安市近年城鎮居民可支配收入的平均水平。然而在現實生活中由于行業、職業等因素的差異,不同家庭的人均可支配收入和家庭總體可支配收入存在較大差異。所以,僅僅采用平均的人均可支配收入不能全面具體地反映西安市城鎮居民實際的收入水平的。本文根據西安市城鎮居民收入具體情況將西安市城鎮家庭分為最低收入戶、低收入戶、中等偏下收入戶、中等收入戶、中等偏上收入戶、高收入戶和最高收入戶等七組,分別收集不同收入戶的人均可支配收入數據,作為計算西安市城鎮居民不同住房支付能力的依據。據《西安市統計年鑒(2004-2008)》顯示,不同年份不同水平收入戶家庭可支配收入如表2:

表2 (單位:元)

2004年2005年2006年2007年2008年

最低收入戶3112.243414.063913.304676.065772.38

低收入戶4723.045183.765995.807128.968770.91

中偏下收入戶6185.536639.887704.749097.5411115.31

中等收入戶7949.118586.99963.9811722.3814269.78

中偏上收入戶9825.9911211.8112578.5314620.5417578.82

高收入戶12714.7314828.1216318.1418749.7822272.53

最高收入戶19885.2223182.2324923.9427415.4831024.98

從以上數據可以發現西安市城鎮居民人均可支配收入存在較大差距,最高收入戶的人均可支配收入一直是最低收入戶人均可支配收入的5倍以上,但從2005年開始逐漸呈下降趨勢,2005年為6.8倍,2006年為6.4倍,2007年為5.8倍,2008年為5.3倍。

(2)西安市2004-2008年商品房銷售平均價格狀況。

商品房銷售價格是決定居民住房支付能力高低的決定性因素。根據西安市房地產信息網,2004年―2008年西安市商品房銷售價格見表3。

表3 (單位:元/平方米)

2004年2005年2006年2007年2008年

西安市商品房銷售平均價格23942686307339784268

從表3中可以看出,近5年西安市商品房銷售價格逐年提高,相鄰年份上漲幅度為:12.20%、14.41%、29.45%、7.29%。2007年商品房價格上漲幅度最高,2008年商品房價格上漲幅度最低。

(3)西安市城鎮居民2004―2008年人均住宅面積狀況。

國家統計局西安調查總隊調查資料顯示,2004年西安市城鎮家庭人均住宅建筑面積12.9平方米;2005年西安市城鎮家庭人均住宅建筑面積13.9平方米;2006年西安市城鎮家庭人均住宅建筑面積23.2平方米;2007年西安市城鎮家庭人均住房建筑面積23.6平方米;2008年西安市城鎮家庭人均住房建筑面積28.5平方米。

(4)西安市城鎮居民2004―2008年房價收入比計算。如表4:

表4

2004年2005年2006年2007年2008年

房價收入比3.613.866.527.418

依據表2數據、2004年-2008年西安市城鎮居民平均住房面積以及房屋銷售價格計算西安市7類不同收入戶的房價收入比值,具體計算見表5。

表5

2004年2005年2006年2007年2008年

最低收入戶9.9210.918.820.0821.08

低收入戶6.547.1811.8613.1713.87

中偏下收入戶4.995.69.2310.3210.95

中等收入戶3.894.337.148.018.53

中偏上收入戶3.143.325.666.426.92

高收入戶2.432.514.45.015.46

最高收入戶1.551.62.853.423.92

2 西安市城鎮居民住房支付能力特征分析

2.1 城鎮居民房價收入比呈上升趨勢

表4中的數字反映出西安市從2004年到2008年城鎮居民房價收入比的平均水平一直處于上升趨勢,以2004年為1,每年的上漲比率分別為6.93%、68.91%、13.65%、7.96%。

表5中的數字反映西安市2004―2008年城鎮七組不同收入戶的房價收入變化情況。以2004年數字為1,最低收入戶房價收入比每年上漲比率分別為9.88%、72.48%、6.81%和4.98%;低收入戶房價收入比每年上漲比率分別為9.79%、65.18%、11.05%和5.32%;中等偏下收入戶房價收入戶比每年上漲比率分別為12.22%、64.82%、11.81%和6.1%;中等收入戶房價收入比每年上漲比率分別為11.31%、64.9%、12.18%和6.49%;中等偏上收入戶房價收入比每年上漲比率分別為5.73%、70.48%、13.43%和7.79%;高收入戶房價收入比每年上漲比率分別為3.29%、75.3%、13.86%和8.98%;最高收入戶房價收入比每年上漲比率分別為3.23%、78.13%、20%和14.62%。

2.2 西安市城鎮居民不同收入群體住房支付能力存在較大差異

(1)最低收入家庭的房價收入比較低。2008年西安市最低收入戶的房價收入比為21.08,而2008年全國最低收入戶的房價收入比為23.08,西安市低于全國平均水平9.49%。

(2)最高收入家庭的房價收入比高。2008年西安市最高收入戶的房價收入比為3.92,而全國最高收入戶的房價收入比為2.52,西安市最高收入戶房價收入比高于全國平均水平55.56%。

(3)最高收入戶和最低收入戶的房價收入比差距相對較小。2008年西安市最低收入戶房價收入比21.08,最高收入戶的房價收入比為3.92,最低收入戶房價收入比與最高收入房價收入比差距為17.76,而2008年全國最低收入戶與最高收入戶房價收入比差距為20.56,西安市的差距數字低于全國平均水平。

(4)中等收入以下家庭的房價收入比上漲趨勢呈現不斷降低的趨勢,而高收入以上家庭的房價收入比上漲趨勢呈現不斷上升的趨勢。這一變化趨勢符合中國房價收入比的總體走勢。

參考文獻

篇(5)

關鍵詞：擴展線性支出系統（ELES） 消費結構 城鎮居民

一、數據的初步處理

本文對2012年深圳鹽田區城鎮居民家庭每戶各月的可支配收入和8大類的消費（食品、衣著、家庭設備用品及服務、醫療保健、交通和通信、教育文化娛樂服務、居住、其他商品和服務）進行抽樣調查，得到52戶居民的數據。在經過數據匯總處理后發現，其中4戶居民家庭的僅含有部分月份的數據，并不能很好地體現全年的情況，為了確保數據的完整性與分析的準確度，本文將其4戶數據剔除，保留48戶城鎮居民家庭每戶全年的可支配收入數據和消費的8個小類數據進行分析。

二、計量經濟模型的估計與檢驗

（一）模型中參數的估計

首先，對食品消費支出C1、衣著支出C2、家庭設備用品及服務支出C3、醫療保健支出C4、交通和通信支出C5、教育文化娛樂服務支出、居住支出、其他商品和服務支出和可支配收入分別進行回歸分析（最小二乘估計），得到以下回歸方程（SPSS輸出）：

食品：

衣著：

家庭設備用品及服務：

醫療保?。?/p>

交通和通信：

教育文化娛樂服務：

居?。?/p>

其他商品和服務：

可以看到，以上回歸的擬合優度檢驗均不是很理想，均小于0.5，醫療保健C4和居住C7對可支配收入I的回歸通不過方程的顯著性檢驗，各回歸的常數項也通不過t檢驗。觀察各支出與可支配收入的散點圖可猜測存在異常值的現象，異常值的存在會把回歸方程拉向自身，使回歸方程產生偏移。因此下面對各回歸進行異常值的檢驗，這里異常值的檢驗標準為：

即各回歸方程的標準化殘差的絕對值大于3，可認為是異常值。其檢驗結果為：除教育文化娛樂服務支出與可支配收入的回歸沒有異常值外，其他七個方程均存在異常值，具體如下所示：

（三）剔除異常值再做回歸

下面在做這7項消費支出與可支配收入的回歸分析時，先剔除相應的異常值，得到以下回歸方程：

食品：

衣著：

家庭設備用品及服務：

醫療保?。?/p>

交通和通信：

居住：

其他商品和服務：

由以上方程的統計量檢驗可以看到，除食品支出對可支配收入的回歸外，其他7項支出對可支配收入的回歸均通不過常數項的t檢驗（其中，居住對可支配收入的回歸通不過方程的顯著性檢驗），即表示接受常數項為0的假設，因此下面對這7項支出（除食品支出外）和可支配收入進行不含常數項的回歸分析，得到以下方程：

衣著：

家庭設備用品及服務：

醫療保?。?/p>

交通和通信：

教育文化娛樂服務：

居?。?/p>

其他商品和服務：

可以看到，以上回歸方程這時均通過的方程的顯著性檢驗，也通過可回歸系數的顯著性檢驗。

（四）模型的計量經濟學檢驗-異方差檢驗

由樣本數據中可以看到，深圳鹽田區的貧富差距還是挺大，可支配收入各不相同，因此，對各種商品和勞務的消費支出會存在差異，這種差異使得模型很容易產生異方差性，從而影響模型的估計和應用。為此，必須對模型是否存在異方差進行檢驗。這里用等級相關系數法（即計算與的等級相關系數）進行異方差的顯著性檢驗，結果如下所示：

由此可見，這8項消費支出和可支配收入的等級相關系數的P值均小于0.05，即認為殘差絕對值與自變量顯著相關，即這8個回歸方程均存在異方差。

三、模型的修正與經濟意義檢驗

針對存在異方差的模型，本文采用加權最小二乘法（WLS）做出修正，選用權數，經過修正后的模型如下：

食品：

衣著：

家庭設備用品及服務：

醫療保健：

交通和通信：

教育文化娛樂服務：

居?。?/p>

其他商品和服務：

可以看到，以上回歸方程均通過的方程的顯著性檢驗，也通過可回歸系數的顯著性檢驗，由此確定了這8個回歸方程為最終的模型。

由上面最終確定的模型可以看到，可支配收入前的系數均為正值，表明隨著可支配收入的增加，居民的各項消費支出都有所增加，符合經濟現實，各回歸模型R2的均大于0.4，考慮到所采用的是截面數據，認為模型這樣的擬合度是可以接受的。在給定的顯著性水平下，F檢驗結果表明模型均是顯著的，各模型的系數也是顯著的，所以認為可支配收入對居民的各項消費支出影響是顯著的。

四、ELES模型估計結果及分析

根據以上計量模型的估計值，由式（9）可以計算出ELES模型估計值如表4-1所示：

表4-1

（一）基本消費需求分析

應用ELSE模型可以測算居民的基本消費需求支出，而居民基本消費需求支出水平可以作為貧困標準的參考。由表4-1可知，深圳鹽田區城鎮居民每戶全年生活消費品的基本需求支出為14920.218元，這是根據模型測算的城鎮居民每戶最低貧困線（基本生活線），城鎮居民年每戶生活消費支出低于該基本線可考慮納入最低生活保障對象。

（二）邊際消費傾向分析

邊際消費傾向衡量的是在增加的收入中用于增加消費的數量。由表4-1可知，將8項消費支出的邊際消費傾向累加得，邊際投資儲蓄傾向為，即2012年深圳鹽田區城鎮居民在滿足基本需求后的剩余收入中，用于各項生活消費支出的比例為49.5%，用于投資儲蓄的比例為50.5%，消費需求偏低，還不夠旺盛。

而從表4-1中數據可以看出：2012年深圳鹽田區城鎮居民的食品邊際消費傾向最高，為0.154，人們將增加收入的15.4%用于食品支出，高于其他商品，說明城鎮居民在滿足基本生活需求之后，更多的還是用來提高飲食方面的生活水平，可見民以食為天。其次，人們對居住、交通和通信的邊際消費傾向也較高，分別為0.098和0.082，反映了隨著收入的增加，人們對居住條件、交通工具和通訊工具也越來越重視，從而體現在消費上。

（三）消費需求的收入彈性分析

需求收入彈性是指1%的收入變化所引起的商品需求量變化的百分比。隨著收入的增長，深圳鹽田區城鎮居民的各項消費支出都會有不同程度的提高，其中，居住的收入的彈性均大于1，這說明，隨著收入增加，居民對居住的需求量增長率會高于收入的增長率。而其他7項支出的收入彈性均小于1，但均大于0.7，說明這些類別的消費對居民而言屬于必需品，需求呈現一定的剛性，即城鎮居民對這些類別的消費支出將基本維持在隨收入提高而緩慢增長的水平上。

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關鍵詞：城鎮居民；收入分配；金融中介發展

中圖分類號：F832

文獻標識碼：A

文章編號：1003－7217(2006)06－0012－07

一、引言和相關研究

改革開放以來，我國經濟取得了高速的發展，城鎮居民收入有了很大的提高。城鎮居民收入在快速增加的同時，城鎮居民收入的差距和我國經濟發展的其他指標一樣，也處于不斷擴大的態勢。此種差距擴大的趨勢表現在階層間、行業間和地區間。形成城鎮居民收入分配差距的因素很多，有很多學者從多方面對此進行了研究。本文考察了金融中介發展對城鎮居民收入差距的影響。

近年來，金融與增長文獻開始關注金融與收入　分配間的關系。這些文獻大體上可以劃分為三種不同的理論假說：一種假說認為金融發展和收入分配間存在著倒U字型關系。另一種觀點認為金融發展有利于改善收入分配不平等程度，認為在金融發展過程中，窮人和富人之間的收入與財富水平差距將不斷收斂。第三種觀點懷疑金融發展會降低收入不平等程度，認為隨著金融市場的深化，最有可能從金融深化和金融市場發展中獲利的是那些已經在位的和高收入階層，而非窮人和低收入階層。

在實證研究方面，Clark，Xu&Zou(2003)用全球數據對金融發展和收入分配之間的關系進行了分析，得到的結論是金融發展會顯著降低一國收入分配差距。最近，Beck，Demirguc－Kunt和Levine(2004)的研究表明，私人可利用的信貸比例的上升會促進窮人的收入更快的增長。金融發展增加了國民收入，同時降低了收入的不平等。他們把此種效應稱之為“惠及窮人的增長”。

關于我國的金融發展和收入分配的關系的研究，文獻不多，對金融發展和城鎮居民收入分配間的關系的研究就更少。Dayal Gulati和Husain(2000)、李萍、張道宏(2004)、尹希果、陳剛、潘楊和付翔(2005)等研究了我國金融發展和經濟發展地區差異的關系，章奇、劉明興、陶然(2003)、姚耀軍(2005)研究了我國金融發展和城鄉居民收入差距間的關系。張立軍和湛泳(2005)從實證的角度論證了金融發展可能擴大城鎮居民收入差距，不過他們只討論了城鎮居民收入差距的基尼系數，而沒有討論城鎮居民收入在地區方面的差距，也沒有詳細討論城鎮居民收入的階層差距，因此討論是有局限的。本文在一定程度上彌補了他們論文的缺陷。

二、改革開放以來中國城鎮居民收入差距的演變和特點

中國自1978年實施改革開放政策以來，取得的主要成果之一，就是在經濟持續增長的基礎上，居民收入水平總體攀升。其中，城鎮居民的可支配收入從1978年的343．4元，增加到2005年的10493元，按可比價格計算，1978～2005年城鎮居民人均可支配收入年均增長率達到6．9l％，同期人均GDP年均增長率為8．37％。但不可否認的是，伴隨著收入水平的提高，居民之間的收入差距也在不斷擴大，這種差距的擴大在階層、地區和行業間均有表現。

(一)城鎮居民收入的階層差距

現從兩個方面對我國城鎮居民收入的階層差距進行考察：一是城鎮居民收入的基尼系數，二是按收入等級劃分的最高收入組收入與最低收入組收入比例。

關于中國城鎮居民收入的基尼系數，有許多學者進行了計算，結果不完全相同?？傮w來看，近幾年測定的中國城鎮居民基尼系數有一個共同的特點，那就是呈長期上升趨勢。在20世紀80年代中前期，中國城鎮居民基尼系數一般在0．15左右，而到1998年已達到0．3。本文下面的分析采用的是羅日鎂(2005)的計算結果。從圖1(A)可以看出，我國城鎮居民收入的基尼系數自20世紀80年代中期以來，總體上是在不斷擴大，特別是在20世紀90年代，城鎮居民收入的基尼系數呈加速擴大的態勢，進入21世紀后的這幾年，城鎮居民收入的基尼系數呈現出穩中有升的趨勢?；嵯禂档倪@種變化趨勢說明，我國城鎮居民收入分配的不平等程度自改革開放以來，總體上處于擴大的態勢。

圖1(B)是根據《中國統計年鑒》各年的相關數據計算繪制的。它反映的城鎮居民人均可支配收入最高的10％的家庭戶的人均收入與最低的10％的家庭戶的人均收入的比例(用HL表示)，1985年這一比例為2．92，到了2004年這一比例已上升到8．8以上，20年間最高收入與最低收入的比例上升了3倍以上。若考慮困難戶的人均收入和最高收入組的人均收入，此種差距就更大。圖1(B)也反映出最高收入與最低收入的比是從20世紀90年代開始上升的，特別是1996年后加速上升。

(二)城鎮居民收入的地區差距

首先分析城鎮居民收入在省級行政區間的差異。圖2(A)給出了我國1978～2004年城鎮居民人均可支配收入的地區變異系數。可以看出，改革開放以來，我國城鎮居民人均可支配收入在省級行政區間的差異總體上是在不斷擴大的。例如，1978年城鎮居民人均可支配收入的地區變異系數是0．183．到2004年這一指標增加到0．281，從收入最高與最低地區的比例看，1978年最高的上海市是560元，最低的貴州省為261．26元，最高是最低的2．14倍；到2004年城鎮居民人均可支配收入最高的上海市已達16682．82元，而最低的寧夏則只有7217．87元，最高是最低的2．3倍以上。

具體地又可以劃分為三個階段：(1)1978～1982年，這段時期我國城鎮居民人均可支配收入的省際差異略有縮小，1978年變異系數為0．183，1982年為0．124；(2)1983～1994年，這一階段地區差異持續擴大，特別是1987～1994年，變異系數是迅速拉大，變異系數從1984年0．135擴大到1994年的0．278；(3)1995～2004年，我國城鎮居民人均可支配收入省際差異處于相對穩定，并有些微的擴大。

按照各省城鎮居民人均可支配收入與全國平均水平的比例，將省份劃分為四個類型區：(1)高收入區，城鎮居民人均可支配收入在全國平均水平的125％以上；(2)中高收入地區，城鎮居民人均可支配收入是全國平均水平的100％～125％；(3)中低收入地區，城鎮居民人均可支配收入是全國平均水平的75％～100％；(4)低收入地區，城鎮居民人均可

支配收入在全國平均水平的75％以下。表1給出了幾個年份的分類結果。從比較靜態的角度看，隨著經濟體制改革的推進，市場化程度的提高，高收入和中高收入地區逐漸轉向了沿海地區，而中低收入和低收入地區則集中到中西部和東北地區。

再從傳統的東部地區、中部地區和西部地區的劃分看，如圖2B所示，從絕對數額看，我國城鎮居民人均可支配收入東中西部之間差異的擴大主要是因為東部地區與中西部地區的差距快速擴大，而中部和西部之間的差異則相對較小。大體上，東部地區與中西部地區的差距從20世紀90年代初期就開始持續拉大，到了90年代中期，此種差距加速擴大；而中部地區和西部地區間城鎮居民人均可支配收入一直相差不大。

三、金融發展與城鎮居民收入差距：分析框架

我國城鎮居民收入差距的形成是和各地區經濟發展的初始水平和城鎮居民收入增加的速度相關的?？紤]兩個地區，分別為w地區和E地區，E地區經濟發展水平高，城鎮居民收入高，w地區經濟發展水平低，城鎮居民收入也低，令YWo和YWt為w地區在所考察的兩個時期的城鎮居民人均收入水平，gW為它的增長速度，YWo和YEt為E地區在所考察的兩個時期的城鎮居民人均收入水平，gE為其增長速度，則E地區與W地區在t年的收入比為：

上式左邊為兩個地區城鎮居民人均純收入的對數差距，右邊說明這樣的差距由兩部分構成，右邊第一項是初始收入的對數差，右邊第二項是兩個地區收入增長速度的差距。也就是說，兩個地區城鎮居民收入的發展差距受到初始發展水平和收入增長速度的制約。

金融發展對城鎮居民收入差距的影響就表現為對這兩個方面差距的影響上，其影響是通過對經濟增長的影響而實現的，即：金融發展――經濟增長――城鎮居民收入差距。這可以用下面的生產函數來加以說明：

Y=f(K，L，F，t)　(3)

其中Y代表產出或者就是城鎮居民收入，K是物質資本的投入，L是勞動力投入，F代表金融發展水平，t是時間變量。對該生產函數進行簡單處理就可得

Y＆=αK＆+βL＆+γF＆　(4)

其中，Y＆是產出或者城鎮居民收入的增長率，K＆是資本投入的增長率，L＆是勞動力投入的增長率，α、β和γ分別表示它們的貢獻系數。所以，金融發展水平既要影響城鎮居民收入的初始水平，也要影響城鎮居民收入的增長速度。

四、中國金融發展與城鎮居民收入差距的實證分析

(一)指標選擇和模型的設定

本文用下面幾個指數來衡量金融中介的發展水平：

1．經濟貨幣化指數(EM)。該指標定義為：

經濟貨幣化指數(EM)=M2/GDP　(5)

其中，M2是貨幣和準貨幣。EM測度的是中國經濟發展的金融深度。

2．金融，中介發展指數(FIR)。本文簡單地利用金融機構的存款和貸款的和與GDP的比率，定義為金融相關比率(FIR)，即

3．私人貸款(PRIVATE CREDIT)占GDP的比重(FD)。它等于金融機構貸給私人部門(包括私營企業及個體貸款和三資企業貸款)的貸款除以GDP。這一指標排除了中央銀行和開發銀行發放的貸款。還排除了給公共部門的貸款和中介間彼此的交叉貸款。

這樣，本文所定義的金融中介發展水平F就可寫成：

(二)金融中介發展與城鎮居民收入的增長

對1978～2004年城鎮居民人均可支配收入、EM、FIR進行相關分析表明，EM、FIR和城鎮居民收入的增長強正相關(相關系數分別為0．989和0．977)，執行格蘭杰因果檢驗，在滯后階數取3和4時，發現城鎮居民人均可支配收入的增長是FIR和EM的Granger原因，這部分反映了改革開放以來，我國貨幣供給和金融中介發展中的倒逼機制，即，城鎮居民人均可支配收入的增長，引起貨幣需求的增長，促進了經濟的貨幣化和金融中介的發展。

從年增長率來看，相關分析表明，EM的增長率和城鎮居民人均可支配收入增長率間正相關(相關系數為0．396)，而FIR增長率和城鎮居民人均可支配收入增長率間呈現出不具統計意義的微弱負相關(相關系數僅－0．019)。

沿著Thorsten Beck，Asll Demirgüc－Kunt和Ross Levine(2004)的思路，本文分析了私人貸款／GDP與城鎮最低10％人口收入的增長間的關系，發現這兩者間在我國的關系非常弱，幾乎沒有關系(相關系數僅0．012)，這和Thorsten Beck，Asl1DemirRüc－Kunt和Ross Levine(2004)的分析不同。一個解釋是我國金融機構主要是政府壟斷，偏好于向公營部門貸款，對私人貸款的門檻高，因此私人貸款占銀行貸款的比例非常低，到2003年才3％多點，而且還包括對三資企業的貸款，這對城鎮居民收入的提高作用很有限。進一步分析FD和城鎮居民收入的增長間的關系，也非常弱(相關系數為0．22)。

(三)金融中介發展與城鎮居民收入差距

表2給出了相關變量的描述性統。表3是這些變量的相關系數矩陣?？梢钥闯?，反映金融發展的各項指標和反映城鎮居民收入差距的各項指標間，除了FD和HL間呈現顯著正相關外，其余都具

執行格蘭杰因果檢驗，具有格蘭杰因果關系的變量見表4。主要結論是：

(1)經濟貨幣化程度與城鎮居民收入差距之間的因果關系：在滯后階數為1和3的情況下，經濟貨幣化是基尼系數的Granger原因；在滯后階數為1的情況下，經濟貨幣化是城鎮居民中最高收入與最低收入比例擴大的Granger原因；無論滯后期長短，經濟貨幣化和城鎮居民收入地區差異間既不存在雙向的Granger因果關系，也不存在單向的Granger因果關系。

(2)金融中介發展與城鎮居民收入差距問的因果關系：在滯后階數為1的情況下，金融中介的發展是基尼系數的Granger原因；無論滯后期長短，金融中介發展和城鎮居民最高收入與最低收入間的差距間既不存在雙向的Granger因果關系，也不存在單向的Granger因果關系；在滯后階數為2的情況下，金融中介發展是城鎮居民收入地區差異的Granger原因。

(3)私人貸款／GDP和城鎮居民收入差距間的因果關系：無論滯后期長短，FD和基尼系數之間既不存在雙向的Granger因果關系，也不存在單向的Granger因果關系；在滯后階數為4的情況下，城鎮

居民最高收入與最低收入比(HL)是FD的格蘭杰原因，但相反的因果關系不成立；在滯后階數為1、3和4的情況下，城鎮居民收入的地區差異是FD的格蘭杰原因，但相反的關系不成立。

五、結論和評論

改革開放以來，我國經濟的高速增長，帶來了城鎮居民收入的快速增長，但此種快速增長在階層、地區和行業間的分布是不均衡的，結果城鎮居民收入差距呈現出持續擴大的態勢。本文的分析表明，我國經濟貨幣化和金融中介發展水平的提高促進了我國經濟的高速增長，但惠及增長的金融發展與城鎮居民收入分配的影響在我國的表現與ThorstenBeck，Asll Demirgüc－Kunt和Ross Levine(2004)的分析不同。

從金融發展與城鎮居民收入增長的趨勢關系看，雖然金融發展和城鎮居民收入的增長有相當的同步性，且呈現出強相關關系，但在因果關系方面，城鎮居民人均可支配收入的增長是FIR和EM的Granger原因，這部分反映了改革開放以來，我國貨幣供給和金融中介發展中的倒逼機制，即，城鎮居民人均可支配收入的增長，引起貨幣需求的增長，促進了經濟的貨幣化和金融中介的發展。

從金融發展和城鎮居民收入分配關系看，衡量金融發展的各項指標和衡量收入分配的各項指標間存在顯著和強的正相關關系。因果檢驗表明，經濟貨幣化程度和金融中介的發展擴大了城鎮居民收入的基尼系數，也拉大了城鎮最高收入階層和最低收入階層的差距，金融中介的發展在一定程度上拉大了城鎮居民收入的地區差距。

在我國金融發展和城鎮居民收入分配間之所以存在上面的關系，這與我國金融體系的特點密切相關。Greenwood和Jovanovic(1990)的分析認為，由于在金融市場不發達的情況下，享受金融服務需要一定的成本，不同收入階層因收入的不同享受到不同的金融服務，高收入階層能夠比低收入階層享受更多的金融服務，即在金融發展水平較低的情況下，高收入階層在獲得金融資源上有優勢，從而總體上提高高收入階層的收入，收入分配差距因而擴大。

改革開放以來，我國的金融中介體系有了很大的發展，但離社會主義市場經濟的要求還有相當的距離，金融機構的集中度高，有“廉價投票權”的政府控制的金融中介機構居于壟斷地位，金融中介機構的治理效率有待提高，直接融資體系尚不發達，低收入階層和中小企業由于進入門檻高，難以利用金融體系。

篇(7)

【關鍵詞】德陽市 城鎮居民 消費水平 消費結構

一、前言

消費是宏觀經濟主要變量，是推動經濟增長重要因素。正確把握居民消費水平和消費結構變化趨勢，對全面建成小康社會有重要意義。消費水平有狹義和廣義之分，通常所說的消費水平是狹義消費水平，它是指按人口平均的消費品（包括服務）的數量，反映人們物質文化需要實際滿足的程度。廣義的消費水平，不僅包括消費品的數量，而且包括消費品的質量。消費結構是指在消費過程中，對不同消費資料（包括勞務）的消費所形成的組合和比例關系。合理的消費結構是一定的需求結構和供給結構相互作用的產物。同時，一定的消費結構又轉過來給需求結構和供給結構以積極的影響，或促進供給的改善與需求的滿足，或延緩著供給的改善與需求的滿足。建立一個合理的消費結構模式是國民經濟持續健康發展、實現國家經濟發展戰略的需要。

二、德陽市城鎮居民消費水平分析

（一）數據說明

本文所采用2001年至2013年年度可支配收入、消費支出數據均來自《德陽統計年鑒》。消費比例、可支配收入年增長比例及消費支出年增長比例均由此得出并進行整理。由于2001年是基期，故2001年可支配收入年增長比例和消費支出年增長比例數據空白。

表1 德陽市城鎮居民人均可支配收入與消費支出情況統計表（單位：元）

（二）德陽市城鎮居民年均可支配收入與消費水平情況說明

根據《德陽統計年鑒》，整理得到2001-2013年德陽市城鎮居民年均可支配收入與消費支出統計表。從表1可以看出，隨著時間推移，德陽市城鎮居民人均消費絕對額隨著可支配收入的增加。從2001年到2013年，人均可支配收入從2001年7224元增加到2013年24701元，2013年消費絕對額比2001年增加2.41倍，除去2002年和2003年，年均增長率基本達到10%，最高年份增長率達到16.92%。消費支出從2001年5950元增加到2013年17506元，消費支出2013年比2001年實際增加1.94倍，消費支出年均增長率在統計年份中大部分低于10%，最高年份增長率為13.51%。從數據顯示得出，除2001年和2002年，消費支出年增長比例均低于可支配收入年增長比例，消費比例在可支配收入中呈現逐年遞減趨勢。

（三）收入-消費模型建立與檢驗

關于收入和消費的關系，不同學者從不同方面提供了很多理論。其中以凱恩斯提出的“絕對收入假定”有最廣泛影響。其基本思想是：消費隨收入的變化而絕對地變化。隨著收入的增加，消費也隨之增加，但消費的增加幅度小于收入的增加幅度，即邊際消費傾向遞減。根據這一理論假設，可建立如下消費函數模型：

consp=α0+α1*income+ε

其中，consp表示消費支出，α0為回歸系數。因變量為消費支出，自變量為可支配收入。income分別表示可支配收入， ε為殘差項。α0為一位于0和1之間的常數，反應了收入水平變化后，消費需求的增長幅度。根據表1數據和EVIEWS7.2軟件進行回歸分析：

通過以上的回歸分析可以發現，在置信水平為0.05下，自變量的系數通過統計學檢驗。上表顯示，模型的決定系數為0. 998059，修正的決定系數為0.997883， F值為5657.311，其顯著性概率值小于0.05，即拒絕總體回歸系數均為0的原假設，認為最終的回歸方程擬合效果較好。

INCOME的回歸系數為0.650905，T值為75.21510，對應的P值小于0.05，具有統計學意義，說明解釋變量INCOME會對被解釋變量CONSP有顯著影響，確切地說：可支配收入對消費支出產生正向影響作用。即可支配收入越高，消費支出也隨之越高。

最終建立的回歸方程為：

consp=1595.201+0.650905*income+ε （1）

t=（12.80316）（75.21510） （括號中的數據為該參數的檢驗值）

R2=0. 998059， F=5657.311， DW=0. 645001

從檢驗的結果來看，模型擬合效果較好，但是DW值為0. 645001，與2相差較大，說明方程可能存在序列自相關問題，以下進行修正。

通過以上的回歸分析可以發現，在置信水平為0.05下，自變量的系數通過統計學檢驗。上表顯示，模型的決定系數為0. 999376，修正的決定系數為0.999237， F值為7205. 369，其顯著性概率值小于0.05，即拒絕總體回歸系數均為0的原假設，認為最終的回歸方程擬合效果較好。

INCOME的回歸系數為0.629014，T值為39.04378，對應的P值小于0.05，具有統計學意義，說明INCOME會對CONSP產生正向影響作用，INCOME每增加1元，CONSP增加0. 629014元。即可支配收入越高，消費支出也隨之越高。

最終建立的回歸方程為：

consp=1996.448+0.629014*income+0.603598*AR+ε （2）

t=（6.339135） （39.04378） （2.889877）

上述的結果中，DW為1.409617，通過查表，在置信水平為0.05下，臨界值Dl=1.00973，Du=1.34040，而DW大于Du，說明不存在自相關問題。

利用 Glejser 檢驗法檢驗上述是否存在異方差進行檢驗，運用最小二乘法得到如下的回歸方程：

e=122.8478+0.000381*income+ε （3）

t=（1.604971） （0. 071644）

其中，調整后的R2=000466，F等于0.005133，DW=1.256737。從回歸方程可以看出變量的顯著性較低，總體顯著性和擬合度低，因此認為上述方程不存在明顯的線性關系，從而表明模型（2）不存在異性方差。

收入-消費模型（2）成立，說明德陽市城鎮居民可支配收入與消費支出存在顯著正相關，可支配收入每增加1元，消費支出增加0.629014元。即可支配收入越高，消費支出也隨之越高。

三、德陽市城鎮居民消費結構分析

（一）數據說明

我國城鎮居民消費性支出分為食品、衣著、設備用品、醫療保健、交通通訊、教育文化娛樂、居住、雜項商品及服務八個項目。根據《德陽統計年鑒》，對德陽市2001年至2013年消費支出項目進行整理得下表：

表2 德陽市城鎮居民人均消費支出項目統計表

從表2可以看出，德陽市城鎮居民在2001-2013年期間支出最大的項目是食品，其次是教育文化娛樂與交通通信。從整體恩格爾系數情況來看，德陽市城鎮居民生活已達到富裕水平。各項支出都隨著可支配收入的提高而提高。消費結構從傳統的衣、食、住、行向食、教育、交通通信、衣方面轉變。這種變化反映出由于產業結構變化對消費機構的影響，說明德陽市城鎮居民消費結構已經在總體上完成了從生存型向發展型的過渡，進入大眾消費階段。

（二）目前消費結構存在的問題

食品類支出較高。德陽市經濟發展水平2000年以來有了較大進步，但和四川成都、甚至中國東部很多城市相比有較大差距，食品支出在整個城鎮居民可支配收入中占較大比例。直接導致其他消費項目消費不足。

醫療支出偏低。受傳統消費觀念影響，德陽市很多城鎮居民仍然在醫療支出上采取“能省就省”，“平時不保養，小病就忍著，不行再大修”的觀點。觀念落后，加上現在醫療費用高居不下，各種因素形成醫療支出邊際消費傾向偏低的情況。

雜項商品及服務支出偏低。這和第三產業在國民經濟中的產值、就業比重有緊密關系。隨著第三產業的發展，服務性消費支出所占比重將大幅上升。也就是說，當收入水平達到一定程度后，消費水平的提高將表現在服務性消費水平的提高以及服務性消費支出所占比重的上升。

四、提高消費水平和完善消費結構的建議

（1）大力提高城鎮居民收入，特別是加強城鎮低收入居民的消費能力。在目前整體經濟環境不景氣情況下，只有切實依靠消費需求拉動，才能實現經濟平穩順利發展。建立并執行好正常工資增長機制與最低工資標準制度，居民實際收入增加，消費水平才能得以提高。

（2）調整收入分配政策。我國的收入分配政策經過10年改革，較之過去已有長足進步。如何增加居民收入在國民收入再分配中的比重，建立公共資源出讓收益的全民共享機制，建立完善的高收入者稅收調節機制切實讓居民從收入分配改革中獲得改革紅利，增強實際購買力。

（3）進一步完善社會保障體系，大力發展商業保險。目前，我國的社保體系處于廣覆蓋，低保障水平，適當增加商業保險，切實推進醫療、教育等各項民生工程改革，有利于居民消費結構趨于合理。社會保障體系是國家增進社會公平正義的重要制度體系，也是廣大人民群眾敢于消費的信心保障。進一步健全和完善我國社會保障體系， 減少居民預期風險和預期支出，增加居民即期消費，這是我國全面發展小康社會的必然要求。

（4）加強信貸消費。傳統的消費觀念制約著居民消費的傾向，也間接導致了消費結構不合理?？偟膩碚f，用一生的收入滿足一生的消費是消費的基本原則。信貸消費可以縮短消費者即期消費與預期消費的距離，有利于消費升級和消費結構合理化。

（5）培養新的消費熱點。培育消費熱點，有利于消費的可持續發展和消費結構升級。消費結構升級，是實現經濟持續健康快速發展的必然要求?？梢钥紤]進一步普及和豐富信息消費，擴大教育消費，拓展旅游消費，扶持家政養老消費。

參考文獻：

[1]尹世杰.消費經濟學[M].高等教育出版社，2012.