城镇居民可支配收入范文

城镇居民可支配收入范文第1篇

关键词:可支配收入;消费;影响

作为GDP主要组成部分的居民消费在经济可持续发展中发挥着重要的作用。改革开放以来随着中国经济的快速发展,人民生活水平不断提高,居民的消费水平也不断增长。但是由于中国各地区经济发展速度不同,居民消费水平也有明显差异。

一、实证分析

(一)模型设定

本文选择同一时期各地区城市居民的消费支出来建立模型,影响各地区城市居民人均消费支出的因素有多种,从理论和经验分析,最主要的影响因素是居民可支配收入,其他因素虽然对居民消费也有影响,但有的不易取得数据。因此这些其他因素可以不列入模型,即便它们对居民消费有某些影响也可归入随机扰动项中。本文选择在统计年鉴中可以获得的“城镇居民每人每年可支配收入”作为解释变量DPI,各地区城镇居民家庭平均每人全年消费性支出为被解释变量PC。从2009年《中国统计年鉴》中得到表1的数据。

运用统计软件EVIEWS6.0作城镇居民家庭平均每人每年消费支出(PC)和城镇居民人均年可支配收入(DPI)的散点图(见图1):

从散点图可以看出城镇居民家庭平均每人每年消费支出(PC)和城镇居民人均年可支配收入(DPI)大体呈现线性关系,所以可以建立如下线性模型:

PCi=β1+β2DPI+μi

(二)估计参数

运用统计软件EViews6.0对表1的数据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为:

Y^i=725.3459+0.664746Xi

(456.4659) (0.029549)

t=(1.589047)(22.49622)

R2=0.945802;R2=0.943934;F=506.0798;df=29

(三)模型检验

所估计的参数β2=0.664746,说明城市居民人均年可支配收入每增加1元,可导致居民消费支出增加0.664746元。这与经济学中边际消费倾向的意义相符。可决系数R2为0.945802,修正的可决系数为R2=0.943934,说明所建模型整体上对样本数据拟合较好,即解释变量“城市居民人均年可支配收入”对被解释变量“城市居民人均年消费支出”的绝大部分差异做出了解释。

对回归系数的t检验:H0:β1=0和H0:β2=0;估计的回归系数β^1的标准误差和t值分别为:SE(β^1)=456.4659,t(β^1)=1.589047;β^2的标准误差和t值分别为:SE(β^2)=0.029549,t(β^2)=22.49622。取α=0.05,查t分布表得自由度为n-2=31-2=29的临界值t=t0.025(29)=2.045。

t(β^1)=1.589047t0.025(29)=2.045,应拒绝H0:β2=0。这表明,城镇人均年可支配收入对人均年消费支出有显著影响。

二、结论与政策建议

城镇居民人均年可支配收入对消费支出有着显著的影响,正是由于各地区城镇居民个人可支配收入的差距,导致了各地区城镇居民人均消费支出的异。为了拉动内需,促进可持续经济增长,我们必须提升消费水平,而影响消费水平的主要因素是个人可支配收入,所以我们可以通过减税、增加转移支付等措施来提高个人可支配收入,进而增加消费,实现经济的可持续发展。

参考文献:

1、李月.中国城乡经济增长与消费的差异性分析[J].经济科学,2010(2).

2、陈赞晓.论消费创新意义、特点和途径[J].特区经济,2010(4).

3、黄宇.我国城镇居民跨期消费行为实证分析[J].财经科学,2010(3).

城镇居民可支配收入范文第2篇

关键词：可支配收入；消费；贵州；城镇

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）.

[2] 战昱宁.我国居民消费需求不足及其影响因素研究[D].天津：南开大学，2009：8-15.

[3] 臧旭恒.中国消费函数分析[M].上海：上海三联出版社、上海人民出版社，1994：152，173.

城镇居民可支配收入范文第3篇

关键词：城镇居民；消费性支出；可支配收入；回归分析

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

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

一、一元线性回归模型

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

（四）模型检验

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

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

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

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

三、结论

通过上述分析，我们可以得出以下三个结论。

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

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

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

参考文献：

[1] 孙彩虹.中国城镇居民消费结构变动的因子分析[J].重庆工商大学学报：西部经济论坛，2007，（2）.

[2] 张燕.城镇居民消费性支出与可支配收入的回归分析——基于广州市的实证分析[J].现代商业，2010，（2）.

城镇居民可支配收入范文第4篇

居民收入不断提高

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。

加大政府支付转移力度，逐渐增加转移性收入

一是加大行政事业单位离退休人员的退休金的增长和补发力度；二是提高企业退休人员基本养老金标准；三是加大低收入群众和下岗失业等特困群众的救济救助力度。

城镇居民可支配收入范文第5篇

关键词：消费性支出；可支配收入；相关分析；回归分析

江苏省是中国的经济大省，伴随中国市场经济体制的确立和完善，其城镇居民的消费性财富和可支配财富的层次和质量更是得到了显著提升。探索二者的变动特征，从而得出它们的函数关系的基础性模型，有利于国家宏观调控、提升社会生产效率。我们依据江苏省城镇人口人均可支配收入与消费性支出的权威数字，应用相关回归分析法和一元线性回归分析法开展探究活动，为提高地区生产力发展水平、实施相关措施奠定理论基础。

一元线性回归分析方法：一元线性回归分析手段即将一对存在一次函数关系的自变量，构建线性回归函数模型，依据自变量的变化来预计因变量平均发展变动趋向的手段。

假设x是自变量，y是因变量，y和x满足特定线性关系，即一元线性回归函数基本模型为：

yi=a+bxi+εi （i=1，2，n）??????? （1）

式中：x即影响元素，这一影响元素是能够调控的，所以称它为自变量；ε指各类随机元素对各种作用、影响之和，依据中心极限原理，能够把它看做满足正态分布规律，即ε～N（0，σ2）；因变量就是预计结果，因为受各类随机元素的制约和作用，它自身是以回归直线上的相应值为核心的正态随机变量，即

y～N（a+bx，σ2）。设 i=a+bxi??????????（2）

为由一组观察值（xi，yi）（i=1，2，n）得到的回归方程。式2 中， 为yi 的预计值，关于单个自变量xi，都能够求的特定预计值；a与b是回归参数，a是函数=a+bxi在y轴上的截距，它是Xi=0时的预计值；b是函数=a+bxi的倾斜程度，表明自变量变化一个单位，因变量对应损益变化。

估测函数模型的回归参数有很多研究手段，运用最普遍的是最小二乘法。这一研究手段的核心理论基础是以函数模型，辅助一个比较合理的趋向线。最后取得回归系数的预测值为

（3）

（4）

实证分析：这里引用的是1996年到2008年江苏省城镇居民人均消费性支出与人均可支配收入为探究客体。（数字引用于中国统计网，详见表一）。假设人均可支配收入为自变量x，人均消费性支出为因变量y。

（一）相关分析：使用SPSS系统对消费性支出与可支配收入两变量开展有关研究，求的数据如下表。

在上图中不难发现，收入、支出二者的相关系数趋近于1.存在特别显著的相关性及统计意义。

（二）绘制散点图：散点图一般适用于展现二者变量之间的相关变化特点，在相关与回归探究中，这类图是特别关键的工具。使用SPSS 软件设计支出与收入有关变量的散点图（如图1）。

在上表中不难发现，上表图像大致上表现一类线性的统计数据，适用于一元函数回归方程来模拟重合。

三．建立回归模型

基于相关分析和散点图，运用一元线性回归方程来将支出和收入两变量开展模拟重合。同样是运用SPSS系统开展数据探究，能够得出表3。

我们可以从表3的数据建立回归模型 =1176.902+0.598x

四．模型检验：在核准完回归参数后，仍需对回归模型开展检测以保证其可信性和有效性。一般运用的检测手段有显著性检测、及R2等等。

（一）显著性检验：从表3我们可以看出有关参数R=0.999，预定显著性水平a=0.05，显然消费性支出与可支配收入线性休戚相关，呈正相关，这充分显示财富收入是影响城镇居民消费层次和质量的核心元素。2.R2检验。R2是由自变量的线性回归等式解释因变量的观测值在总变动中的比重。其数值位于0 到1之间，一般而言，它愈大，那么回归模型模拟重合愈益完善。通过表3，我们可以看到R平方值为0.998，数值很大，几乎等于1，所以我们可以认为回归模型具有相对较高的合理性。

五．结论

城镇居民可支配收入范文第6篇

关键词：人均消费；可支配收入；回归分析；政策建议

居民合理的消费模式和居民适度的消费规模有利于经济持续健康的增长，而且也是人民生活水平的具体体现。因此分析影响居民消费支出的主要因素，并分析影响因素与消费水平的数量关系，并与美国居民消费与可支配收入之间关系进行比较，可以为确定经济政策提供一定的指导意义。

一、实证分析

（一）相关数据

中国1990年-2008年城镇居民人均收入支出表数据来源：国家统计局，美国1990年-2008年居民人均收入支出表数据来源：National Economic Accounts（www.bea.gov/）

（二）计量模型建立

做两国居民家庭人均可支配收入和居民家庭平均每人全年消费性支出的散点图可以看出居民家庭人均可支配收入（X）和居民家庭平均每人全年消费性支出（Y）大体呈现为线性关系，所以建立计量经济模型如下：

Yt=a0+a1xt+μt（式1）

其中a0为自发消费；a1为当期人均可支配收入的边际消费倾向；μt为残差项。

二、中国居民家庭收入与支出结果与分析

（一）单位根检验

由于所用数据为时间序列数据，需要检验其平稳性，并考察他们之间是否存在协整关系。

首先对X、Y进行单位根检验，ADF检验结果均大于临界值，二者都不是平稳序列。

为了分析居民家庭人均可支配收入（X）和居民家庭平均每人全年消费性支出（Y）之间是否存在协整关系，先做回归，然后验证回归残差平稳性。

估计的回归模型为：Yt=424.9329+0.704658Xt+μt （式2）

对残差进行单位根检验，在5%的显著性水平下，t检验统计量值为-6.675833，小于相应临界值，从而拒绝H0，表明残差序列不存在单位根，是平稳序列。

（二）模型修正

单位根的检验说明居民家庭人均可支配收入（X）和居民家庭平均每人全年消费性支出（Y）之间存在协整，表明两者之间有长期均衡关系。但是各自不平稳，从短期来看能会出现失衡，把协整回归（式2）中的误差项 看做均衡误差，建立误差修正模型如下：

Yt=a0+a1Xt+a2μt-1+εt（式3）

以Yt和μt-1作为解释变量，估计回归模型（式3），得到误差修正模型的估计结果

Y=75.3319+0.6046Xt-0.5688μt-1 （式4）

t=(2.2534)(17.5458)(-2.05)

R2=0.9595DW=1.43767

从回归结果看，可决系数R2=0.9595，模型拟合度很高；t值显著；DW=1.43767，不存在自相关。

（三）异方差检验

做异方差的white检验，可以看出nR2=4.387249，由white检验知，在a=0.05下，得临界值11.0705，因为4.387249＜11.0705，所以不存在异方差。

（四）经济解释

通过以上实证分析,我们对1990年~2008年居民人均可支配收入和人均消费性支出数量关系的基本规律有了初步了解。居民家庭平均每人全年消费性支出的变化不仅取决于居民家庭人均可支配收入的变化，而且还取决于上一年平均每人全年消费性支出对均衡水平的偏离。居民收入每增加100元,消费支出将相应增加大约60.46元，误差项μt-1估计的系数-0.5688体现了对偏离的修正，上一年偏离越远，本期修正的量就越大，即系统存在误差修正机制。使得居民可支配收入与居民消费关系不会过多地偏离长期的均衡状态。

三、美国居民家庭收入与支出结果与分析

（一）单位根检验

由于所用数据为时间序列数据，需要检验其平稳性，并考察他们之间是否存在协整关系。

首先对X、Y进行单位根检验，对X检验，从检验结果看，在1%、5%、10%三个显著水平下，单位根检验的MacKinnon临界值为-2.717511、-1.964418、-1.605603，t检验统计量值为-3.001297，小于相应临界值，表明居民家庭人均可支配收入（X）的二阶差分序列不存在单位根，即X序列是二阶单整的。对Y检验，从检验结果看，t检验统计量值为-7.062556，小于相应临界值，表明居民家庭平均每人全年消费性支出（Y）的一阶差分序列不存在单位根，即X序列是一阶单整的。为了分析居民家庭人均可支配收入（X）和居民家庭平均每人全年消费性支出（Y）之间是否存在协整关系，先做回归，然后验证回归残差平稳性。

估计的回归模型为：

Yt=1320.866+1.024244Xt （式5）

t=(5.7593)(106.9983)

R2=0.998517DW=1.5258

对残差进行单位根检验，可以看出，美国居民家庭人均可支配收入（X）和居民家庭平均每人全年消费性支出（Y）之间存在协整关系。说明收入与支出之间存在长期均衡关系。

（二）异方差检验

做异方差的white检验可以看出，nR2=6.508017＞X20.05（2）=5.9915，表明模型存在异方差，需要修正。

（三）模型修正

因为存在异方差，所以选用权数W=，进行加权最小二乘法，估计结果如下：

Yt=1503.76+1.0158Xt (式6)

t=(9.062288)(117.6275)

R2=0.999273DW=1.769479

t检验值显著，表明收入对消费的影响是显著的；可决系数为0.999273，表明模型整体吻合度高；DW=1.769479＞du=1.401，不存在自相关。

（四）经济解释

通过以上实证分析,我们对1990年-2008年美国居民人均可支配收入和人均消费性支出数量关系的基本规律有了初步了解。美国居民收入每增加100美元,消费支出将相应增加大约101.58美元。与经济学中边际消费倾向的意义不符，但是联系美国借贷消费的盛行，可以推测是由于美国居民提前消费所引起的。

参考文献：

［1］冉光和,王学松.重庆市人均消费与人均可支配收入的实证研究[J].中国集体经济,2009,(3).

城镇居民可支配收入范文第7篇

关键词:人均可支配收入,转移支付收入,实证,资本,劳动

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)

[3] 董碧松. 经济增长中的收入分配问题研究[D],2007.06

[4] 冯虹. 经济加速转型期我国城镇居民收入分配差距研究[D],2006.10

城镇居民可支配收入范文第8篇

一、两者统计范围“各有不同”

城镇居民人均可支配收入，住户作为基本单位

以北京市为例，调查范围是居住在城镇区域范围内（按国家统计局《统计上划分城乡的规定》确定的城区和镇区）的常住户，其中包括户口在本地区的常住住户和户口在外地、居住在本地区半年以上的住户（包括单身户和一些具有固定住宅的流动人口）两类。在这个范围内，将人员分类、并进行收入分级排序，采取随机等距的抽样方式，抽取部分常住户作为调查样本，其中每户居民家庭可用来自由支配的收入（包括:最终消费支出、其它非义务性支出及储蓄）等将被纳入计算范围，分为家庭全部成员劳动收入与非劳动收入（如赠予等）。

二、职工人均工资，以单位为基本统计口径

职工人均工资的统计范围为国家机关、企事业单位（除私营和个体户的从员人员）职工的工资性收入，不包括其他社会成员的收入。

三、调查方法“形式各异”

城镇居民人均可支配收入，从账本中“诞生”的统计数据

采取随机等距抽样的调查方式。居民可支配收入是通过大量居民家庭实际记账统计出来的。面对全国31个省、自治区、直辖市（包括现役军人）的近13.4亿人口，4亿多户家庭。我们不可能像“人口普查”那样进行“地毯式”的逐户调查，借助统计方法的抽样调查。我们只调查其中的一部分，这一部分要有代表性，不能随意选择，那么就需要用抽样方法来选择常年记账户。现在全国约6.6万城镇记账户，7.4万农村记账户，他们每天将家庭的日常开支和收入进行逐笔记账。可能有人要问？这些“记账户”是如何产生的呢？既然是抽样调查，就要保证样本的代表性。每年正式记账开始前，都要以先进行一次“大样本”调查，大约占10%的比例。举例来说，目前北京市有5000个记账户，为了确定5000个记账户，首先要进行一次大样本调查，按1∶10的比例，也就是起码要对5万户进行调查，在5万户调查结束后，把居民的收入水平、收入结构、户型结构、各个行业的结构都搞清楚，然后在这5万户中再抽取1/10作为记账户。为了减轻记账户的负担，我们每年要轮换掉1/3。我们每3年进行一次大样本调查，大样本调查的人比较多，调查户比较多，出来的资料更可靠。

四、职工人均工资，从104报表中“加加减减”统计数据

职工人均工资的调查方法是采用全面统计报表方法，即全市所有城镇单位（不含私营、个体单位）每季度、年度报送《从业人员及工资总额》报表汇总、计算而成。

五、指标含义引出构成不同

从指标含义上看，城镇居民人均可支配收入是指调查户人均用于最终消费支出和其他非义务性支出及储蓄的总额，即居民家庭人均可以用来自由支配的收入。它是反映一定时期内居民家庭收入高低程度的主要指标。它包含调查户所有家庭成员在调查期得到的工资及补贴收入、其它劳动收入、经营净收入、财产性收入（如银行存款、有价证券、利息收入等）、转移性收入（养老金或离退休金、社会救济收入、最低生活保障、其他转移性收入等）的家庭总收入，再扣除了缴纳给国家的各项税费，如个人所得税、医疗保险、养老保险、失业保险（不包括商业性保险）等，再扣掉记账户补贴后的剩余部分。

职工平均工资是指各单位的职工在一定时期内每人所得的货币工资额，它是反映一定时期内职工工资收入的高低程度的主要指标。它包括基本工资、职务工资、级别工资、工龄工资、计件工资、奖金、各种津贴和补贴、交通补贴、洗理费、书报费、旅游费、过节费、伙食补助、住房补贴、住房提租补贴、，由单位从个人工资中直接为其代扣或代缴的个人所得税、房水电费以及住房公积金和社会保险基金个人缴纳部分等，不论是以货币形式还是以实物形式支付，只要符合劳动报酬性质，都应统计在工资总额中。但不包括防暑降温费、冬季取暖补贴、生活困难补助费、独生子女费、稿费、讲课费、股息分红及债券利息等。

六、“算式”中看到的口径差异

从计算方法上看：

七、两者“地基”不同

城镇居民人均可支配收入调查资料是通过城市居民家庭成员基本情况、家庭就业情况、家庭现金收支、消费支出、非现金（实物及服务）收入等内容采用日记帐方法搜集汇总而成；劳动工资统计的职工人均工资是依靠全面统计报表制度，由各企业、机关、事业单位填表，经计算机超级汇总取得的。

八、“五个差异”让你看出两者到底差在哪儿

1.可支配收入不仅包括就业收入，还包括财产性收入和转移性收入、从事第二职业的收入、家庭财产的增值收入、亲友间的瞻养和赠送收入以及出售家庭财物的收入等等。职工工资只包括单位直接支付给本单位职工的劳动报酬总额。

2.可支配收入要包含在个体及私营企业获得的收入，职工工资中则不包含这部分人员的收入。

3.可支配收入要扣除个人缴纳的各种税费，而职工工资则要包含单位从个人工资中直接为其代扣或代缴的个人所得税、房水电费以及住房公积金和社会保险基金个人缴纳部分等。

4.职工平均工资是对所有职工的平均，而人均可支配收入是对全体社会成员的平均，它是以一个地区所有人的工资性收 入、经营净收入、财产性收入和转移性收入总和除以这个地区的总人数得出，其分母既包括有工作和收入的社会成员，也包括没有工作的离退休人员，还包括没有收入的失业人员、未成年人等，这些没有工作或收入的人员同样分摊到数值相同的人均可支配收入，这也与人们通常对收入概念的认知有所差异。

九、探寻普通家庭收支背后的“玄机”

有人可能会觉得从理论上讲解两个统计指标的异同太过晦涩。现在就让我们站在一户普通家庭的视角，为你探究可支配收入与职工工资间的“那点儿事”。

注：此实例中引用的数据都经过调整，不涉及泄露居民单项统计资料的情况。

根据表中资料计算得出:

1.该户居民家庭可支配收入=23050-2265=20785元

人均可支配收入=20785÷5=4157元

2.计算该户就业人员的职工工资总额＝妻子的收入＋丈夫的收入＝（2000＋1500＋1000）＋（1700＋2000＋1200）＝9400元

职工平均工资＝9400÷2＝4700元

在国民经济发展中扮演的角色不同

城镇居民人均可支配收入指标是用于衡量居民家庭生活水平高低的指标，也是GDP在国家、企业、个人之间分配的最终结果之一。它不仅是反映人民生活水平的重要民生指标，而且与经济增长之间存在着良性互动关系。因此，正确认识、运用城镇居民人均可支配收入指标，既可以了解掌握城镇居民的消费能力，又可作为制定劳动工资、个人所得税、最低工资标准、居民基本生活保障标准的参考依据，为研究贫困问题、收入分配问题提供基础资料，为判断住房、教育、医疗等主要消费服务价格的合理性提供依据。

城镇居民可支配收入范文第9篇

【关键词】 城镇居民 可支配收入 医疗支出 相关性

引言

近年来，人们对于身体健康与保健的关注度越来越大，那是因为人们的生活水平随着经济的发展而不断提高，由此造成了人们对生活的追求已经不仅仅停留在衣、食、住、行等物质内容上，也就是说人们的消费支出结构已经有较大的改变。在精神生活及身体健康方面，人们的看法已经有了较大的改变，相较于以往填饱肚子的想法，人们更加注重生活上的保健工作，同时医疗保健方面的消费支出在大幅度的攀升。医疗保健支出的上涨，与我国的社会保障体系的完善有着密切的关系，这不仅仅是人们医疗保健意识加强的结果。江西省自1998年12月，国务院正式颁布了《关于建立城镇职工基本医疗保险制度的决定》开始，实行将近50年的公费医疗、劳保医疗制度开始淡出历史舞台。随之建立了我国城镇居民医疗保险体系和农村新型合作医疗体制。这种崭新医疗体制，其关键是医疗保险的具体数额的设定、居民可支配收入水平。我们试图通过对江西省居民人均可支配收入，医疗支出的变动及相关性分析，揭示经济增长、居民生活水平提高、医疗支出增长的内在规律，为江西医疗机构、医疗保险、卫生行政管理等部门，特别是城镇居民医疗保险和新型农村合作医疗为主的社会保障体系建设提供理论指导。

1. 基本情况

1.1城镇居民可支配收入分析

在衡量居民收入水平的众多指标中，选择最能反映居民收入水平且数据又比较容易搜集的居民人均可支配收入。搜集、调研、整理江西省2001～2011年城镇居民人均可支配收入资料，如表一。

城镇居民可支配收入范文第10篇

居民收入中位数是全部调查家庭按户人均可支配收入排序后，位于全部调查人口数一半位置的那个家庭的人均可支配收入，高于中位数收入和低于中位数收入的人口各为50％。中位数不受极值的影响，能较好反映总体的一般水平。2005年我省城镇居民家庭人均可支配收入的中位数为14308元，与上年收入中位数12220元相比，增长17．1％。收入中位数增幅比平均数高5．1个百分点，与平均数的差距由2004年的2326元缩小到1986元。中位数增长加快，与平均数差距缩小，表明2005年低收入家庭收入增长加快，中间收入层增加，居民收入差距缩小。

(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％。

全省人口中，具有大学(指大专及以上)程度的人口为250万人，高中程度的人口为558万人，初中程度的人口为1604万人，小学程度的人口为1648万人。与第五次全国人口普查相比，大学程度的人口增加100．84万人，高中程度的人口增加54．85万人，初中程度的人口增加44．88万人，小学程度的人口减少64．79万人。

全省共有家庭户1710万户，家庭户人口为4679万人，平均每个家庭户的人口为2．74人，集体户人口为215万人。与第五次全国人口普查相比，平均每个家庭户的人口减少了0．25人。城镇平均每个家庭户的人口为2．73人，农村为2．74人。