導(dǎo)語：如何才能寫好一篇城鎮(zhèn)居民收入，這就需要搜集整理更多的資料和文獻，歡迎閱讀由公務(wù)員之家整理的十篇范文，供你借鑒。

篇1

一、我國西北地區(qū)城鎮(zhèn)居民的收入差距總體分析

我們不僅要關(guān)注西北地區(qū)城鎮(zhèn)居民的收入差距是否擴大，還應(yīng)關(guān)注城鎮(zhèn)居民收入差距起點、發(fā)展以及變動趨勢[11]。在我國不同地區(qū)、不同的發(fā)展階段上，觀察動態(tài)趨勢可以發(fā)現(xiàn)規(guī)律，為下一步的宏觀調(diào)控提供決策依據(jù)。由表1可知，2010年我國西北城鎮(zhèn)居民收入的主要來源仍然是工薪收入和轉(zhuǎn)移性收入。而工薪收入約占城鎮(zhèn)居民可支配收入的75%，轉(zhuǎn)移性收入約占城鎮(zhèn)居民可支配收入的24%。由地區(qū)收入構(gòu)成來看，可以得出：內(nèi)蒙古的工薪性收入占城鎮(zhèn)居民可支配收入的比重在西北各省區(qū)最高；對于新疆來說，工薪收入在城鎮(zhèn)居民可支配收入中也占了絕對大的比重，是城鎮(zhèn)居民的主要收入來源。經(jīng)營凈收入和財產(chǎn)性收入在我國整個西北地區(qū)之間的所占比重較小。從西北六省城鎮(zhèn)居民的實際收入分析，自2000年西部大開發(fā)政策實施以來，我國西北城鎮(zhèn)居民的整體收入都呈現(xiàn)大幅度的提高的趨勢。

陜西省城鎮(zhèn)居民的實際收入從1996年人均每年可支配收入3453.89元增加到2010年的15113.35元，增長了4.38倍，內(nèi)蒙古城鎮(zhèn)居民的實際收入從1996年每人每年的3192.38元增加到2010年的17212.75元，增長了6.06倍。但是，西北六省之間的收入差距并沒有縮小，反而還有擴大的趨勢。1996年陜西省城鎮(zhèn)居民的人均收入比內(nèi)蒙古的高出11%，但到2010年內(nèi)蒙古城鎮(zhèn)居民的人均收入反而比陜西高出12%。由此可以說明收入差距的產(chǎn)生并不能夠隨著時間的推移而自動縮小，而需要國家實行合理的財政與貨幣政策。從表2和圖1可以看出，15年來，西北六省區(qū)城鎮(zhèn)居民的實際收入都是逐漸上升的，且上升幅度較大。從總體來看，收入最高和最低的省份分別是內(nèi)蒙古和甘肅省。由收入差距的情況來看，1996年收入最高的省份新疆與收入最低的省份甘肅，他們的收入差距為1171.09元，到2010年，收入最高的省份內(nèi)蒙古與收入最低的省份甘肅，他們的收入差距為4309.37元。但從實際收入比值的變化趨勢來看，內(nèi)蒙古從1997—2001年呈下降趨勢，2001—2004年之間有較大的上升，然后變化趨勢較平穩(wěn)，2010年出現(xiàn)大幅度下降趨勢。而陜西省2001—2003年之間先有較大的上升，而后又有較大的下降，2010年也出現(xiàn)大幅度下降，其余年份變化不大。

我們從圖1可以清晰的看出，12年來城鎮(zhèn)居民之間的收入差距有較大的波動范圍。為了計算西北六省城鎮(zhèn)居民的基尼系數(shù)，由于國家統(tǒng)計局的資料有限，我們采用不分組計算方法。進行計算時，不考慮各自的人口特征，我們主要從入來源方面進行結(jié)構(gòu)分析。總體上看，1996—2010年間，西北六省區(qū)城鎮(zhèn)居民的基尼系數(shù)呈小幅下降趨勢，1998—2001年有明顯的上升趨勢。但從基尼系數(shù)最高與最低的比值來看，1996年，基尼系數(shù)最高的青海與最低的寧夏的比值為1.05；2010年，基尼系數(shù)最高的陜西與基尼系數(shù)最低的寧夏的比值為1.21。從基尼系數(shù)最高的省份與最低的省份比值看，說明城鎮(zhèn)居民之間的收入差距是擴大了。從圖2可以清楚的看出，西北六省城鎮(zhèn)居民內(nèi)部的收入差距有小幅下降的趨勢。從1996—2001年，西北六省城鎮(zhèn)居民基尼系數(shù)趨勢呈平穩(wěn)狀態(tài)，而2001—2002年他們的基尼系數(shù)呈下降趨勢，2002—2010年基尼系數(shù)又沒有太大的變化。同時，從圖3也可以得出2001—2003年之間的基尼系數(shù)變化范圍較大，2003年之后變化趨向平穩(wěn)，這說明隨著經(jīng)濟的增長，西北六省城鎮(zhèn)居民內(nèi)部的收入差距有所縮小。

二、我國西北地區(qū)城鎮(zhèn)居民泰爾熵指數(shù)分解

由上述分析結(jié)果可知，我國西北地區(qū)居民的收入差距總體呈現(xiàn)出較平穩(wěn)的趨勢，然而穩(wěn)中有降。為了進行全面的分析和提高準確度，就需要我們找出造成西北地區(qū)鎮(zhèn)居民之間收入差距的真正原因來自于何處？是來自本省份內(nèi)部，還是省份之間？因此我們對泰爾熵指數(shù)進行分解，并計算出組內(nèi)、組間差距和它們各自對總體差距的貢獻度。從表中可知，以西北地區(qū)六省為選擇樣本，組內(nèi)差距對總體差距的貢獻為16.67%，組間差距對總體差距的貢獻為83.33%，然而陜西、寧夏以及內(nèi)蒙古這三省區(qū)的組內(nèi)差距為負數(shù)，表明它們有助于縮小總體差距。所以可以得出西北地區(qū)城鎮(zhèn)居民收入差距主要來自組間差距的結(jié)論。

三、結(jié)論

篇2

關(guān)鍵詞:收入;消費;城鎮(zhèn)居民人均可支配收入;城鎮(zhèn)居民人均消費

消費是經(jīng)濟活動中必不可少的部分,從馬克思注意政治經(jīng)濟學(xué)的角度看,消費是社會再生產(chǎn)四環(huán)節(jié)之一,沒有消費或消費不足都不能有效推動經(jīng)濟發(fā)展;從西方經(jīng)濟學(xué)的角度看,消費與投資、凈出口共同組成了拉動經(jīng)濟的三駕馬車。從我國多年的經(jīng)濟增長方式來看,過分地依賴于投資和凈出口的增長而忽視國內(nèi)消費需求對經(jīng)濟的拉動作用已經(jīng)是眾所周知的弊病。文章通過計量經(jīng)濟學(xué)方法對我國城鎮(zhèn)居民1998-2008年間的收入-消費關(guān)系進行實證分析,無論是長期還是短期,消費都受到收入的影響。

1、 國內(nèi)的收入-消費實證研究綜述

西方的收入-消費理論為我國學(xué)者研究我國居民收入與消費間的關(guān)系提供了理論依據(jù)和分析思路。

莊秀琴、呂杰(2008) 運用凱恩斯絕對收入假說建立模型,對1995-2006年江蘇省農(nóng)村居民的收入與消費的關(guān)系進行實證分析,結(jié)果表明,農(nóng)村居民消費與收入之間存在顯著的線性關(guān)系;賴小瓊、劉秀英、付嘉玲(2006) 結(jié)合我國的具體國情,通過對我國居民的平均儲蓄傾向進行分析,對凱恩斯絕對收入假說進行拓展,從儲蓄傾向的角度論收入分配與消費的關(guān)系;姚志超(2008)運用我國居民1997-2007年的收入、消費及儲蓄的相關(guān)數(shù)據(jù),驗證了西方經(jīng)典消費理論中僅絕對收入理論能很好解釋我國當(dāng)前的消費模式。

李鍇、何紅霞、梁磊(2010)基于相對收入假說,以浙江省為例,估計了城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民的消費函數(shù);歐陽春燕(2007)在現(xiàn)代消費理論的基礎(chǔ)上,根據(jù)杜森貝利相對收入消費理論將前期消費水平引入模型并結(jié)合其他因素對廣東省人居消費影響因素進行實證分析;胡暉、王俏(2010) 以凱恩斯的絕對收入假說為理論基礎(chǔ),構(gòu)建城鎮(zhèn)、農(nóng)村、城鄉(xiāng)以及各省市間收入差距對總消費影響的計量模型,并在杜貝森的相對收入假說理論基礎(chǔ)之上,對計量模型進行了改進。

高玉成等(2007)認為四大消費理論中,生命周期假說更適合作為研究當(dāng)前我國城鎮(zhèn)居民消費支出的理論參考并以此理論為基礎(chǔ),加入心理和預(yù)期變量,對我國城鎮(zhèn)居民消費函數(shù)進行進一步實證比較;董振海(2000)運用生命周期理論對我國目前的消費與儲蓄進行了研究。

米強(2008) 基于持久收入假說對90年代以來我國農(nóng)村居民消費影響因素的進行實證研究,得出農(nóng)村居民的持久收入的邊際消費傾向遠小于暫時收入的邊際消費傾向,而消費的持久收入彈性大于暫時收入彈性的結(jié)論;龔曙明 、歐陽資生以持久收入假說為理論依據(jù),以實證分析表明,改進的持久收入假說消費函數(shù)和現(xiàn)代消費函數(shù)都能有效地解釋我國居民的收入對消費的決定,具有實際應(yīng)用價值。

四大經(jīng)典消費理論各有其優(yōu)缺點和適用范圍,我國學(xué)者通過對不同群體在不同時期的消費行為分析,能夠確定上述理論在我國具有較強的適用性。從國內(nèi)外消費理論和實證研究的結(jié)果來看,居民的消費行為極大地受其收入影響,因此,通過研究收入與消費的關(guān)系來說明增加收入對促進消費的必要性,刺激國內(nèi)消費關(guān)鍵還在于提高居民收入、公平收入分配。

2 、1980-2008年我國城鎮(zhèn)居民消費與收入關(guān)系的實證分析

本文基于經(jīng)典消費理論對1980年-2008年我國城鎮(zhèn)居民收入與消費支出的關(guān)系進行研究。首先對我國城鎮(zhèn)居民人均收入與人均消費的時間序列數(shù)據(jù)做平穩(wěn)性檢驗,然后在此基礎(chǔ)上進行協(xié)整分析并對誤差修正模型進行估計。

(1)數(shù)據(jù)與變量選擇

為了排除人口總量和人口結(jié)構(gòu)的影響,選取人均可支配收入和人均消費為變量。數(shù)據(jù)為1980-2008年我國城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和人均消費的時間序列數(shù)據(jù)。由于價格因素的影響,以1978年為基期對各時期收入與消費用價格指數(shù)進行平減。為了使參數(shù)容易估計并減少數(shù)據(jù)的波動性,將所有數(shù)據(jù)取對數(shù)得lac與lay。原始數(shù)據(jù)摘自《中國城市(鎮(zhèn))生活與價格年鑒2009》。

(2)計量分析

1)變量的平穩(wěn)性檢驗

為了保證被分析時間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性,采用eviews5.0對數(shù)據(jù)進行ADF檢驗。

首先,對lay和lac進行ADF檢驗,(注:檢驗類型均為有截距項、無時間趨勢項、滯后期數(shù)為0),主要計算機輸出結(jié)構(gòu)如下:

從輸出結(jié)果可以看出,在5%的顯著水平下,lay與lac的ADF檢驗值都大于臨界值,因此lay與lac均不平穩(wěn)。

在前面的分析基礎(chǔ)上,對lay和lac的一階差分進行ADF檢驗,(檢驗類型為有截距項、無時間趨勢項,滯后期為0),主要計算機輸出結(jié)果為:

從輸出結(jié)果可以看出,一階差分后的lay和lac均為平穩(wěn)序列。

2)協(xié)整檢驗

以上ADF檢驗得出城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和人均消費均為一階單整序列,二者可能存在協(xié)整關(guān)系,由此,采用E-G兩步法對序列進行協(xié)整估計。

首先,根據(jù)絕對收入假說的消費函數(shù),運用OLS法估計方程:lac=c+αlay+u,方程的估計結(jié)果為:lac=0.650288+0.876998lay

(12.27396) (114.1602)

R2=0.997933,F=13032.56,DW=1.447478

查dw檢驗表,n=29,k=1時,dl=1.34,du=1.48;ρ=1-d/2=0.275,由于此時0

lac=0.633129+0.565424lay+0.31737lay(-1)

(13.43364)(5.693665)(3.092815)

R2=0.998687F=9506.198 dw=1.448899

其次,對殘差項進行ADF檢驗,(有截距項、無時間趨勢項、滯后期為0),結(jié)果如下所示:

殘差序列為零階單整,是平穩(wěn)序列。說明lay與lac具有協(xié)整關(guān)系,也即是城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與人均消費之間存在長期穩(wěn)定關(guān)系。

3)誤差修正模型

上面的分析可以證明lac與lay之間存在協(xié)整關(guān)系,因而可以建立誤差修正模型。令ecm為resid,即將協(xié)整方程的殘差序列作為誤差修正項。原本當(dāng)期消費還要受前期消費的影響,但其影響不顯著,因此去掉lac(-1)項,建立下面的誤差修正模型:

lac=αlay+ βlay(-1)+γecm(-1)+ε,估計得:

Dlac=0.564213dlay+0.322685dl(ayt(-1))- 0.733305ecm(-1)

(7.604623)(4.270367) (-3.631491)

R2=0.779824,DW=2.011772

最終分析結(jié)論:

(1) 1980--2008年間,我國城鎮(zhèn)居民的人均消費支出和人均可支配收入之間存在著長期動態(tài)均衡關(guān)系。(2)通過協(xié)整方程可得出,從長期看,我國城鎮(zhèn)居民當(dāng)期人均可支配收入對人均消費支出的彈性系數(shù)為0.565424,即當(dāng)期ay每增加l%,平均來說ac將增長0.565424%。此外,居民前期人均可支配收入對人均消費支出的彈性系數(shù)為0.31737,即前期ay每增加l%,平均來說ac將增長0.31737%。這充分說明增加城鎮(zhèn)居民人均收入對拉動城市居民消費支出作用十分明顯。

(3)通過誤差修正模型得出

從短期來看,城鎮(zhèn)居民人均消費支出除受當(dāng)期收入水平的影響之外,還受到前期收入水平的影響。本期可支配收入變動每增加1%,本期人均消費變動增加0.564213%;上期可支配收入變動每增加1%,本期人均消費變動將增加0.322685%。

誤差修正項的系數(shù)為-0.733305,并且通過了T檢驗,充分表明城鎮(zhèn)居民人均消費的增加和解釋變量的短期變動偏離它們長期均衡關(guān)系的程度較大,城鎮(zhèn)居民人均消費和解釋變量的長期均衡關(guān)系對當(dāng)期非均衡誤差調(diào)整的自身修正能力較強。消費的短期波動偏離長期均衡時,將以73.3305%的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回均衡狀態(tài)。

從以上實證分析結(jié)果看,我國城鎮(zhèn)居民消費支出受其收入水平的較為顯著。無論是協(xié)整分析的結(jié)果還是誤差修正模型的結(jié)果都表明本期收入每變動一個百分點,本期消費同方向變動0.56個百分點左右;上期收入每變動一個百分點,本期消費也同方向變動0.32個百分點左右。由此分析還能看出,上期收入對本期消費仍有較大影響,因此,收入對消費的影響具有一定的滯后效應(yīng)。

參考文獻

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篇3

居民收入分配存在一定差距是合理，也是必要的，它可以充分發(fā)揮市場機制的杠桿調(diào)節(jié)作用，提高微觀組織的運行效率，促進社會進步。但是如果收入差距過大，超過一定范圍，就會阻礙居民社會福利水平的進一步提高，阻礙公平競爭的實現(xiàn)和資源有效配置，使社會產(chǎn)生兩極分化，不僅對社會的和諧與穩(wěn)定，而且對整個國民經(jīng)濟的持續(xù)發(fā)展，都將產(chǎn)生不利影響。所以本文力求分析城鎮(zhèn)居民收入差距產(chǎn)生的原因，研究財稅部門如何適時采取措施加以調(diào)節(jié)，使城鎮(zhèn)居民收入分配結(jié)構(gòu)趨向合理。

一、城鎮(zhèn)居民收入差距拉大的成因探析

城鎮(zhèn)居民收入進一步拉大，原因有很多方面:

1. 行業(yè)壟斷、競爭條件不平等是導(dǎo)致城鎮(zhèn)居民收入差距的重要因素。在初次分配領(lǐng)域，平等競爭、限制壟斷是保證收入分配秩序公平、合理的基本條件，但是，由于政府在限制壟斷、鼓勵平等競爭方面缺乏有效的政策，一些地區(qū)、行業(yè)及單位利用行業(yè)壟斷因素和不平等競爭條件來壟斷市場，獲取巨額利潤，造成了與其他地區(qū)、行業(yè)及單位收入差距的懸殊，加大了行業(yè)間城鎮(zhèn)居民收入的差距，如金融、電信、保險等。同時，我國實行傾斜發(fā)展政策、特區(qū)政策等，形成了地區(qū)間競爭條件不平等的局面，進而造成地區(qū)之間經(jīng)濟發(fā)展不平衡和城鎮(zhèn)居民收入分配差距的擴大。

2.分配領(lǐng)域的稅收政策不完備，政府宏觀調(diào)控力度不足。一個完備的以稅收政策為主要內(nèi)容的再分配政策，應(yīng)該能夠有效地發(fā)揮政府對社會成員收入的再調(diào)節(jié)功能，促進社會的公平、合理，保證社會生活的健康和穩(wěn)定?，F(xiàn)在我國再分配領(lǐng)域的稅收政策是不完備的，存在著許多政策缺位，制約著稅收調(diào)節(jié)分配功能的充分發(fā)揮。一是稅收對收入差距的調(diào)節(jié)力度不足。對調(diào)節(jié)收入差距起重要作用的個人所得稅改革才剛剛起步，任重而道遠，相應(yīng)的遺產(chǎn)稅、贈與稅等稅種還尚未開征，難以對居民生前收入、消費和財產(chǎn)進行全方位再分配，對高收入的調(diào)節(jié)作用更是有限。尤其是因為尚未開征社會保障稅，在一定程度上降低了稅收收入占gdp的比重，降低了政府調(diào)節(jié)收入差距的能力。二是政府各部門的分配關(guān)系沒有理順。政府非財政部門直接參與分配的問題比較嚴重，不僅削弱了政府對收入差距的宏觀調(diào)控能力，而且擾亂了收入分配秩序。三是財政轉(zhuǎn)移支付制度不完善，難以有效地調(diào)節(jié)地區(qū)縱向和橫向的財力差異。轉(zhuǎn)移支付是經(jīng)濟的自動穩(wěn)定器，通過政府對低收入者或貧困地區(qū)進行直接的財富轉(zhuǎn)移，實現(xiàn)收入的再分配，可以起到縮小貧富差距的作用。

3. 社會保障政策薄弱, 弱化了政府對城鎮(zhèn)低收入群體的保障能力，拉大了收入差距。我國實行的城鎮(zhèn)居民最低生活保障制度、失業(yè)保險制度、國有企業(yè)下崗職工基本生活保障制度三條保障線，在縮小收入差距方面發(fā)揮了重要作用，但是也存在制度設(shè)計不全面，保障覆蓋面窄、保障項目不完善、保障水平低以及保障資金籌集困難等問題，弱化了政府對城鎮(zhèn)低收入群體的保障能力，使低收入階層無法得到基本的社會保障，與高收入階層的貧富差距越來越大，加劇了收入分配的差距。

4.收入分配制度和政策不完善，是造成城鎮(zhèn)居民收入差距拉大的重要原因。目前我國收入分配領(lǐng)域的制度和政策建設(shè)是不完備的，如保證收入分配政策的制度尚不完備，打擊遏制違法非法收入的政策不健全。不僅尚未建立某些根本性的制度，而且一些局部性、技術(shù)性的制度，如收入申報制度、政府官員儲蓄實名制問題等也還沒有實質(zhì)性的進展。同時，由于缺乏有權(quán)威的程序規(guī)定和實質(zhì)性監(jiān)督制度監(jiān)督，有些已經(jīng)制定出來的政策也沒有更好地落實，致使政策效力受到極大的限制。

5.就業(yè)形勢與城鎮(zhèn)居民的教育文化程度影響城鎮(zhèn)居民收入分配差距。由于當(dāng)前下崗職工的增加和農(nóng)村剩余勞動力的轉(zhuǎn)移，加劇了就業(yè)矛盾，就業(yè)壓力增大，不僅使居民總體收入水平增長緩慢，而且在一定程度上使貧富差距拉大。

另外，居民的受教育程度、文化水平已經(jīng)成為影響居民收入水平的一個重要因素。 據(jù)調(diào)查，勞動力受教育程度的高低與其收入水平的高低具有高度的正相關(guān)性，教育程度高的收入水平也相應(yīng)高。另外，技術(shù)含量低的工作崗位基本上處于人員飽和狀態(tài)，激烈的市場競爭使低文化者的收入水平下降，再加上產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整，一些技術(shù)含量低的傳統(tǒng)行業(yè)逐漸被市場所淘汰，而那些代表未來發(fā)展的新興產(chǎn)業(yè)則迅速崛起，從而導(dǎo)致不同文化程度者的收入水平差距較大。

二、縮小我國城鎮(zhèn)居民收入分配差距的對策建議

針對當(dāng)前城鎮(zhèn)居民收入分配差距拉大的問題，要遵循“效率優(yōu)先，兼顧公平”的原則，對收入差距的程度進行科學(xué)合理的調(diào)控，調(diào)節(jié)高收入階層的收入，擴大中等收入者的比重，提高低收入群體的收入水平，逐步建立規(guī)范有序的收入分配機制，把收入分配差距控制在適當(dāng)范圍內(nèi)，以達到縮小收入差距，實現(xiàn)共同富裕的目的。

（一）按照科學(xué)發(fā)展觀的要求，調(diào)整財政支出結(jié)構(gòu)，逐步實現(xiàn)“以人為本”。積極調(diào)整財政支出結(jié)構(gòu)，縮小行政管理經(jīng)費支出，減輕財政支出壓力；適當(dāng)增加居民收入支出，增加社會保障支出，特別是加大地方財政對社會保障的投入力度，逐步把社會保障支出占財政支出的比例提高到15%—20%，使財政支出成為解決社會保障基金的主渠道；加強對低收入群體的扶持力度；增加社會就業(yè)投入，增加教育培訓(xùn)投入，提高居民素質(zhì)和就業(yè)能力；加大財政轉(zhuǎn)移支付力度，重點支持貧困群體。

（二）深化工資分配制度改革，調(diào)整收入分配制度，從體制上縮小行業(yè)、部門間不合理的收入差距。應(yīng)堅持以按勞分配為主體、多種分配方式并存的制度，把按勞分配同按生產(chǎn)要素分配結(jié)合起來，建立健全收入分配的激勵機制和約束機制，規(guī)范社會分配秩序，強化收入分配稅收調(diào)節(jié)功能。加強對企業(yè)、事業(yè)、機關(guān)單位工資分配的監(jiān)督檢查，加強對壟斷行業(yè)收入的監(jiān)督和管理，規(guī)范支付行為，整頓工資分配秩序，逐步解決由于體制所造成的行業(yè)間工資差距過大的矛盾。

實施“陽光收入工程”，規(guī)范津貼補貼制度，規(guī)范、清理、歸并各單位自行建立的津補貼，實行統(tǒng)一標準、統(tǒng)一管理，通過對機關(guān)事業(yè)工資外收入發(fā)放水平實行總量調(diào)控，逐步縮小機關(guān)事業(yè)單位之間的收入差距。建立正常的地方增資機制，完善工資福利制度，積極推進福利待遇貨幣化、工資化改革。建立地區(qū)津貼制度，把住房補貼、交通補貼和地方性補貼等納入工資收入，促進機關(guān)事業(yè)單位工資水平的合理增長。同時采取經(jīng)濟、法律和行政手段，有效調(diào)節(jié)地區(qū)之間機關(guān)事業(yè)單位職工收入差距。

（三）完善稅收制度，強化國家稅收對收入分配的調(diào)節(jié)職能。通過完善稅收政策，建立一個綜合協(xié)調(diào)配合，覆蓋居民收入運行全過程的稅收調(diào)控體系，以充分發(fā)揮稅收在個人收入分配調(diào)控中的職能作用。為強化稅收對個人收入分配的調(diào)控功能，應(yīng)逐步確立以個人所得稅為主體，以財產(chǎn)稅和社會保障稅為兩翼，以其他稅種為補充的個人收入稅收調(diào)控體系。

要完善個人所得稅制度，改變目前所得稅征收與家庭消費脫鉤的狀況，建立普遍的個人所得稅年度申報制度。要借鑒國際經(jīng)驗，開征財產(chǎn)稅、遺產(chǎn)稅、贈予稅等稅種來縮小財產(chǎn)分布上的差距，通過拓寬對奢侈消費品等項目的稅基、制定合理的稅率和建立有效的征管機制，提高個人所得稅和消費稅占全部稅收收入的比重。要完善具有財產(chǎn)稅性質(zhì)的車船使用稅、土地使用稅等，適時出臺社會保障稅，充分發(fā)揮稅收在“限制高收入”和“保障低收入”兩方面的調(diào)節(jié)作用。對存量資產(chǎn)開征房地產(chǎn)稅，對個人的投資收益開征證券交易稅等，使稅收對個人收入分配差距的有效調(diào)控覆蓋全過程，形成對收入分配的完整的調(diào)控體系，縮小規(guī)避稅收調(diào)節(jié)的空間，發(fā)揮稅種作用的互補，確保收入差距保持在一個合理的范圍。要加快建立鼓勵投資、創(chuàng)業(yè)的機制，把高收入者的財富引導(dǎo)到發(fā)展國民經(jīng)濟上來。

（四）增強政府轉(zhuǎn)移支付能力，逐步形成規(guī)范有序的管理體制和運行機制，縮小不同地區(qū)收入差距。政府不僅要加大轉(zhuǎn)移支付的力度，而且調(diào)整轉(zhuǎn)移支付的結(jié)構(gòu)與方向，建立中央政府與地方政府相互分工、各有側(cè)重、城鄉(xiāng)一體的轉(zhuǎn)移支付體系。從目前我國的實際情況看，政府的轉(zhuǎn)移支付重點除了加強對農(nóng)業(yè)的轉(zhuǎn)移支付，要加強對保護生態(tài)環(huán)境的轉(zhuǎn)移支付，即通過對生態(tài)環(huán)境保護區(qū)的補貼，彌補該地區(qū)城鎮(zhèn)居民因保護環(huán)境而損失的收益；對特殊群體的轉(zhuǎn)移支付，即通過建立相關(guān)社會基金，對失業(yè)者或收入不足以維持生計者給予救濟或補貼。

進一步加強對貧困的縣級城鎮(zhèn)扶持力度。建議重新統(tǒng)計核定貧困縣級城鎮(zhèn)的數(shù)額，特別是對欠發(fā)達地區(qū)及貧困地區(qū)的貧困縣級城鎮(zhèn)，根據(jù)它們的特點，制定相應(yīng)規(guī)劃和計劃，采取針對性的配套措施或重點扶持政策，如加大中央和地方政府對貧困縣級城鎮(zhèn)的轉(zhuǎn)移支付；加大對它們基礎(chǔ)設(shè)施，生態(tài)保護，基礎(chǔ)教育，衛(wèi)生醫(yī)療、生產(chǎn)項目等的財政扶持；出臺鼓勵發(fā)達地區(qū)對貧困縣鎮(zhèn)的結(jié)對幫扶政策等。 加快西部開發(fā)和中部崛起戰(zhàn)略步伐，縮小地區(qū)經(jīng)濟差距。國家應(yīng)加大對西部地區(qū)的轉(zhuǎn)移支付，加強中西部地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，鼓勵外地投資者到中西部投資，通過各種形式增強中西部地區(qū)的經(jīng)濟實力，以經(jīng)濟發(fā)展帶動中西部居民收入的增長，縮小與東部發(fā)達地區(qū)居民收入的差距。

（五）調(diào)整財政扶貧政策，完善城鎮(zhèn)社會保障制度，縮小不同階層收入差距。建立健全社會保障制度是解決居民收入分配差距的主要手段之一，通過補助低收入者來實現(xiàn)收入分配公平化。要加強對貧困群體的扶持力度，對城鎮(zhèn)貧困群體作為財政重點扶持范圍，增加用于提高貧困人口素質(zhì)和貧困人口的教育水平方面的財政投入。同時，允許企業(yè)和個人捐贈的扶貧資金在所得稅前扣除，廣泛吸納各類社會資金參與扶貧開發(fā)。 全面實施城鎮(zhèn)居民最低生活保障制度，有效解決貧困問題。切實保障低收入階層的基本生活，進一步健全和完善投資主體多元化的社會保障體系。對社會弱勢群體的基本生活、住房、醫(yī)療、養(yǎng)老等方面予以保障，完善和落實職工最低工資標準，加強城鎮(zhèn)居民最低生活保障力度，將符合條件的困難群眾全部納入保障范圍，做到應(yīng)保盡保。建立城鎮(zhèn)低保標準正常增長機制，使低保水平與當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟發(fā)展和人民生活水平同步提高。落實城鎮(zhèn)低保動態(tài)管理，根據(jù)家庭收入情況及時調(diào)整低保金和入保出保的家庭，使低收入群體真正享受到經(jīng)濟發(fā)展帶來的實惠。

(六)加強宏觀調(diào)控，規(guī)范市場秩序，抑制壟斷性經(jīng)營收入和非法收入。建立規(guī)范的市場競爭機制，增加市場開放度，加強對經(jīng)濟活動中壟斷成分的限制和管理。借鑒成熟的市場經(jīng)濟國家的經(jīng)驗，提高壟斷行業(yè)的市場準入程度，引入競爭機制，以法律和規(guī)則的形式，縮小國家壟斷性行業(yè)的范圍，減小壟斷行業(yè)與非壟斷行業(yè)之間的收入差距。要建立特許經(jīng)營制度，規(guī)范壟斷收益分配，對各種領(lǐng)域的國家特許經(jīng)營機構(gòu)征收特許經(jīng)營權(quán)收入稅，采取規(guī)范的辦法將留歸部門和企業(yè)的壟斷收益收歸國家財政，從而調(diào)節(jié)因壟斷造成的不合理的行業(yè)收入差距，建立公平競爭的社會環(huán)境。

強化對居民收入的宏觀調(diào)控，建立公平競爭的市場環(huán)境，把收入差距控制在合理的范圍之內(nèi)。要對不同性質(zhì)的收入采取不同的調(diào)節(jié)政策：保護合法收入，同時加強治理整頓不合理收入，規(guī)范價格行為和收費行為。對各種體制漏洞和不合理的收入分配政策，要通過改革進行全面清理和調(diào)整。還要堅決取締非法收入，對侵吞公有財產(chǎn)、偷稅逃稅、權(quán)錢交易等非法牟利行為，必須依法嚴懲。要通過立法規(guī)定公務(wù)員個人財產(chǎn)申報制度，增強公務(wù)人員辦事過程的公開性、透明性和程序性，完善權(quán)力的制約機制，完善稅法，加強征管，逐步消除非法收入形成的條件與環(huán)境。以《行政許可法》的實施為契機，加快政府改革，減少審批項目，減少政府對經(jīng)濟活動的干預(yù)，降低因“尋租”和“共謀”等濫用權(quán)力的行為獲得不當(dāng)利益而引發(fā)的貧富差距。

(七)積極促進充分就業(yè)，提高城鎮(zhèn)低收入居民的收入水平。解決低收入群體問題，關(guān)鍵是幫助他們增強自身“造血”的功能，解決就業(yè)問題。一是政府應(yīng)繼續(xù)提供和增加對就業(yè)技能要求低的公益性崗位，幫助下崗職工度過難關(guān)。二是加大培訓(xùn)投入力度，提高知識水平。各級政府要投入一定的資金，采取各種形式，加大對普通勞動者，尤其是下崗失業(yè)人員的培訓(xùn)力度，使他們盡快掌握就業(yè)的基本技能和必備知識，擴大就業(yè)機會和空間。三是鼓勵民間投資，扶持民營經(jīng)濟，加快發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，特別是發(fā)展勞動密集型產(chǎn)業(yè)，支持勞動密集型和能源低耗型的第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展，進一步拓展就業(yè)渠道，使城鎮(zhèn)居民的總體收入水平得到提高。四是建立有效的社會支持網(wǎng)絡(luò)，建立和完善職業(yè)介紹機構(gòu)、勞務(wù)市場、人才交流中心和招聘廣告等市場化網(wǎng)絡(luò)，增加勞動就業(yè)機會。五是要在稅收減免、小額貸款、再就業(yè)培訓(xùn)補貼、增值稅和營業(yè)稅起征點等方面給予優(yōu)惠政策，以增加下崗人員、失業(yè)人員的就業(yè)機會。

（八）建立對貧困群體的社會幫扶救助網(wǎng)絡(luò)體系。對社會貧困群體除了城鎮(zhèn)最低生活保障的救助外，加強教育、醫(yī)療、住房等專項救助，還要動員社會力量幫扶救助，形成一個強大的社會幫扶救助網(wǎng)絡(luò)體系。

加大科教投入，建立教育援助制度。加強對落后地區(qū)和貧困群體的科教投入,實行科教扶貧。財政在確保義務(wù)教育經(jīng)費供給的同時，加大職業(yè)教育的投入，增加城鎮(zhèn)居民受教育的機會，以提高勞動者的素質(zhì)，增強他們的就業(yè)和競爭能力。建立教育援助制度，建立貧困家庭子女教育基金、助學(xué)金和勤工助學(xué)制度，完善非義務(wù)教育階段困難家庭學(xué)生的資助政策,以幫助那些貧困學(xué)生完成學(xué)業(yè)。為落后地區(qū)培訓(xùn)必要的師資，增加對基礎(chǔ)教育的投資，通過提高勞動者的素質(zhì)，縮小收入差距。

全面落實城鎮(zhèn)困難居民醫(yī)療救助制度。在加強醫(yī)療制度改革的同時，完善和建立城鎮(zhèn)貧困家庭醫(yī)療救助制度，加大醫(yī)療救助資金的投入，擴大救助范圍，提高救助標準。嚴格審批程序，確保城鎮(zhèn)低保對象及特殊困難群眾到醫(yī)療服務(wù)機構(gòu)就醫(yī)時能夠按規(guī)定享受到醫(yī)療費用減免政策。

建立特困群眾住房救助制度。在加大經(jīng)濟適用房和低價廉租房建設(shè)的同時，政府對城鎮(zhèn)低收入家庭的住房困難戶以發(fā)放租賃住房補貼為主，實物配租、核減租金為輔的方式保障城鎮(zhèn)最低收入家庭基本居住需求。

篇4

關(guān)鍵詞：收入分配差距；倒U曲線；基尼系數(shù)

中圖分類號：F812.4　文獻標識碼：A　文章編號：1000―176X(2007)06―0065―07

一、引言

隨著我國社會主義經(jīng)濟體制改革的不斷深入，政府不再采用計劃經(jīng)濟時期平均主義的分配方式，取而代之的是由市場機制自發(fā)調(diào)節(jié)的收入分配方式。經(jīng)濟的發(fā)展以及收入分配方式的改變使得人們收入不斷增長的同時，居民間的收入分配差距也在逐漸擴大?？偫碓?006年政府工作報告中提出，今后將“更加注重城鄉(xiāng)、區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展，更加注重社會事業(yè)建設(shè)，更加注重社會公平和社會穩(wěn)定，讓全體人民共享改革發(fā)展成果?！币虼?，對于收入分配差距問題的研究，對我國社會經(jīng)濟的健康穩(wěn)定地發(fā)展有重要的理論和現(xiàn)實意義。

大多數(shù)研究和爭論對經(jīng)濟增長與收入分配不平等之間的因果關(guān)系采取了懷疑的態(tài)度，但是經(jīng)濟學(xué)家們都傾向于認為，對于任何一個國家的經(jīng)濟發(fā)展都不能忽視不平等和貧困化問題。到目前為止，反映經(jīng)濟增長和收入分配關(guān)系最著名的仍然是庫茲涅茨“倒U型”曲線，庫茲涅茨通過對英國、德國以及美國這些國家20世紀50年代的數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，這些國家的不平等經(jīng)歷了一個先升后降的過程，認為經(jīng)濟增長是生產(chǎn)要素從低生產(chǎn)率部門向高生產(chǎn)率部門流動的過程。但是20世紀80年代開始，一些經(jīng)濟學(xué)家通過對發(fā)展中國家有關(guān)資料的分析，展示了與公認的“倒U型”假說相反的關(guān)系，對“倒U型”曲線提出公開質(zhì)疑。后來的研究大多運用多個國家的截面數(shù)據(jù)或者單個國家的不同時期數(shù)據(jù)進行分析，絕大部分研究結(jié)果不支持“倒U型”假說，認為較快的經(jīng)濟增長具有減小收入不平等程度的作用。

國內(nèi)關(guān)于“倒U型”假說的研究觀點也不盡相同。陳宗勝提出并證明了公有制國家在經(jīng)濟發(fā)展過程中的收入分配差距倒U假說，認為我國及城鎮(zhèn)居民的收入差別在幾何圖形上呈明顯的“階梯型”變動軌跡，特別是1993年前后的階梯型最為明顯，這主要是體制改革的階段性推進打下的烙印，而且他認為由于中國城鎮(zhèn)內(nèi)部收入差別小于農(nóng)村內(nèi)部收入差別，按照庫茲涅茨的倒U假說的前提邏輯推理，城市化進程會使整體收入差距縮小。但是他的假說沒有得到李實和趙人偉相關(guān)研究的支持。黃泰巖認為庫茲涅茨的倒U假設(shè)是經(jīng)濟增長型倒U假說，而我國是制度變遷型，因此庫氏假說只能部分解釋我國個人收入差距的長期變動趨勢，而且他認為目前我國的制度變遷型假說在實證檢驗上只能檢驗倒U曲線的前半段，即隨著經(jīng)濟水平的不斷提高收入分配差距在持續(xù)擴大。王小魯，樊綱通過計量模型檢驗證明收入差距還有繼續(xù)上升的明顯趨勢，其下降階段不能確證。周文興從動態(tài)以及一般均衡的角度研究發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)居民收入分配不平等與經(jīng)濟增長之間有長期均衡關(guān)系，但是短期的調(diào)整也是必要的，有利于協(xié)調(diào)社會福利與穩(wěn)定的關(guān)系。

本文根據(jù)我國城鎮(zhèn)居民收入分配格局的現(xiàn)狀，在定性分析的基礎(chǔ)上，通過實證分析研究城鎮(zhèn)居民收入分配差距與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，認為隨著我國經(jīng)濟的快速增長，城鎮(zhèn)居民收入分配差距正處于不斷擴大的時期，但在近期有望得到抑制，短期內(nèi)不宜采用較為激進的收入分配改革制度。在關(guān)注區(qū)域、行業(yè)協(xié)調(diào)發(fā)展的同時對不同收入層次采取不同的收入分配政策，這樣才能緩解收入分配差距過大帶來的一系列社會問題。

二、我國城鎮(zhèn)居民收入分配格局的基本判斷

(一)我國城鎮(zhèn)居民收入分配差距的定量指標分析

本文主要考慮城鎮(zhèn)居民的收入分配差距，利用《中國統(tǒng)計年鑒》中城鎮(zhèn)居民家庭基本情況的調(diào)查數(shù)據(jù)。在《中國統(tǒng)計年鑒》中按收入情況將家庭分為七組，即最低、低、中低、中、中高、高和最高收入組，除最低、低，高和最高占的人口比例為10％外，其他各組的比例均為20％。用到的指標包括平均每人全部年收入，平均每人可支配收入。其中城鎮(zhèn)居民家庭收入指被調(diào)查城鎮(zhèn)居民的全部實際收入，包括經(jīng)?；蚬潭ǖ玫降氖杖牒鸵淮涡允杖?；可支配收入指被調(diào)查城鎮(zhèn)居民家庭在支付個人所得稅、獲得補貼后得到的實際收入。本文將可支配收入視為交納個人所得稅以后的收入，而不考慮補貼，即稅后收入。本文采用五分法進行分組，利用1985―2005年的分組數(shù)據(jù)計算各年的可支配收入差距的各類指數(shù)如表1。

表1中給出的測量指標有收入不良指數(shù)、庫茲涅茨指數(shù)(Kuznets Index)和阿魯瓦利亞指數(shù)(Ahluwalia Index)，它們測量的均是相對收入差距，其中收入不良指數(shù)在我國經(jīng)濟理論界較為常用。

可支配收入的不良指數(shù)從1985年的2.325上升到1990年的2.507，此后一年偶有回落后一路加速上升到2000年的3.618，2005年的5.733，21年間上升了146％，年均增長4.4％，說明占人口20％的高收入階層和同樣占人口20％的低收入階層的可支配收入差距在持續(xù)擴大。用其他各類指數(shù)測度的居民收入分配差距也可以得出同樣的結(jié)論，比如在1985―2005年間，庫茲涅茨指數(shù)從0.296上升到0.414，上升了40％，年均增長1.6％；阿魯瓦里亞指數(shù)從0.291下降到0.193，下降了33.7％，年均下降2％。因此從各類指數(shù)的變化趨勢來看，可以預(yù)見今后一段時間內(nèi)如不采取有效的政策措施，城鎮(zhèn)居民收入分配差距將不會縮小。

(二)我國城鎮(zhèn)居民收入分配格局的描述性分析

1．城鎮(zhèn)居民家庭間的收入差距明顯擴大

1994年我國城鎮(zhèn)居民中最低收入戶和最高收入戶人均可支配收入分別為1524.83元和6262.7元，最高收入戶為最低收入戶的4倍多；而2005年最低收入戶和最高收入戶人均可支配收入分別為3134.68元和28 773.11元，最高收入戶是最低收入戶的9倍多。城鎮(zhèn)居民家庭間收入差距擴大的原因雖然是由市場決定的，市場化的過程中由于各類勞動、服務(wù)的需求和供給彈性的不同而導(dǎo)致家庭就業(yè)者間收入上的差異，但是更重要的是非工資收入，從社會階層看，部分個體工商戶、私營企業(yè)主、國有企業(yè)的承包者和經(jīng)營者、外貿(mào)企業(yè)的中方高級雇員、歌星影星、新辦公司的負責(zé)人等收入過高。從收入種類看，財產(chǎn)收入增長最快，財產(chǎn)分配不公必然導(dǎo)致收入分配不公的結(jié)果。

2．地區(qū)之間居民收入差距進一步擴大

由于東，中，西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展不平衡導(dǎo)致地區(qū)間居民收入差距也在不斷拉大。東、中、西部三大地帶城鎮(zhèn)居民可支配收入比例：1985年為1.19:1:1.07(以中部地區(qū)為1)，2000年擴大為1.49:1:1.06，到2005年這一比例變?yōu)?.43:1:0.96。東部與中部、西部城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的絕對差

額由1985年的71元和44元分別擴大到2005年的3792元和4180元。2005年城鎮(zhèn)居民人均可支配收入最低的后五位是新疆、青海、甘肅、寧夏、海南，最高前五位的是上海、北京、浙江、廣東、天津，人均可支配收入最高的上海是收入最低的新疆的2.33倍。收入最高省份的地區(qū)集中在東部地區(qū)，而收入最低的省份集中在中西部地區(qū)，據(jù)國家統(tǒng)計局計算，1981―2000年，省際間的基尼系數(shù)由0.06上升為0.16。

3．不同行業(yè)居民之間的收入差距明顯擴大

根據(jù)2005年《中國統(tǒng)計年鑒》按行業(yè)職工平均工資顯示，1978―2002年按行業(yè)分最高工資與最低工資之比除了在1985―1990年略有減小外，其他年份都大于2，1995年以后持續(xù)擴大，從2.23一直擴大到2.99。同時不同行業(yè)薪酬的方差的對數(shù)也在急劇上升，說明行業(yè)之間報酬的平均主義正不斷打破，報酬差異逐漸拉大。從2000年開始，平均工資最高的始終是電力、煤氣及水的生產(chǎn)供應(yīng)業(yè)，科學(xué)研究和綜合技術(shù)服務(wù)業(yè)，金融保險業(yè)。同樣的，從1995年開始，農(nóng)、林、牧、漁業(yè)一直是行業(yè)報酬最低的，一方面說明傳統(tǒng)行業(yè)的勞動生產(chǎn)效率提高的速度不如有一定技術(shù)含量的行業(yè)的提高速度，另一方面，能源的稀缺與壟斷使得其報酬率越來越高。而近年來對于人力資本的重視和第三產(chǎn)業(yè)以及資本市場的迅速發(fā)展使得相關(guān)行業(yè)的平均報酬也是較高的。最后，有些國有壟斷行業(yè)收入分配過分向個人傾斜，也是行業(yè)之間的收入差距呈擴大趨勢的一個重要原因。

(三)我國城鎮(zhèn)居民基尼系數(shù)的估計和分析

1．洛倫茲曲線和基尼系數(shù)的估計方法

基尼系數(shù)是目前較為常用的用來衡量相對收入分配差距的指標，它是根據(jù)洛倫茲曲線計算出來的。一般來說基尼系數(shù)越大，說明收入分配越不平等。本文利用城鎮(zhèn)居民家庭收入的分組數(shù)據(jù)進行計算，由于數(shù)據(jù)的限制，不能獲得洛倫茲曲線精確的數(shù)學(xué)表達式，所以不能采用連續(xù)積分的方法，只能采用求面積比值的幾何方法來近似計算基尼系數(shù)。

在洛倫茲曲線圖(圖1)中，橫軸表示人口百分比的增加，縱軸表示收入百分比的增加，圖中對角線OCZ是收入分配絕對平均線，OXZ曲線為絕對不平均線，現(xiàn)實的收入分配狀況如ODZ線所示。 基尼系數(shù)是依據(jù)洛倫茲曲線計算的衡量收入分配不均等程度的一個指標值：

基尼系數(shù)=SA/SA+B　(1)

其中，SA為對角線OCZ與ODZ曲線圍成的面積，sA+B為三角形OXZ的面積。

分配差距有望縮小。根據(jù)方程(6)的系數(shù)，兩邊對In(uexp)求導(dǎo)，可以求出達到“倒U曲線”的轉(zhuǎn)折點(即峰值)時城鎮(zhèn)居民人均可支配收入為11542元，此時基尼系數(shù)最大為0.451，也就是說以基尼系數(shù)衡量的城鎮(zhèn)居民收入分配差距在人均可支配收入為11542元的時候達到最大值0.451，此后隨著經(jīng)濟水平的進一步發(fā)展，城鎮(zhèn)居民可支配收入的進一步增加，城鎮(zhèn)居民間的收入分配差距將會縮小。據(jù)統(tǒng)計資料顯示，2005年我國城鎮(zhèn)居民人均可支配收入為10493元，還沒有達到11542元的頂點，也就是說，近幾年城鎮(zhèn)居民的收入分配差距正在不斷擴大，正處于倒U曲線的前半段，這個差距將在今后或不遠的將來達到最大，此后隨著經(jīng)濟水平的進一步發(fā)展，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的不斷提高，收入分配差距有望縮小。這個結(jié)果暗含的一個前提條件是，方程(6)的所有省份的發(fā)展是遵循同一模式。結(jié)合其它省份的情況比較，發(fā)達省市在政策偏向、資金以及人才的獲得方面有著明顯的優(yōu)勢，也就是說發(fā)達和落后省際之間的經(jīng)濟發(fā)展環(huán)境差別很大。如果其它省份能夠獲得與發(fā)達省份同樣的外部發(fā)展環(huán)境，隨著經(jīng)濟的發(fā)展省內(nèi)、省際之間的收入分配差距將能夠得到有效的控制。

四、結(jié)論及政策建議

本文首先計算了幾種度量收入分配差距的指標，從不同角度的分析得到了我國城鎮(zhèn)居民收入分配差距不斷擴大的結(jié)論。其次估計了我國城鎮(zhèn)居民的基尼系數(shù)。通過計量經(jīng)濟模型，檢驗了低、中、高各階層可支配收入與收入分配差距之間的關(guān)系，得出結(jié)論：增加中、低收入階層的可支配收入，遏制高收入階層可支配收入，可以減小基尼系數(shù)，從而降低收入分配差距。進一步通過模型發(fā)現(xiàn)，我國發(fā)達地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展和收入分配差距呈現(xiàn)出倒U型規(guī)律，說明經(jīng)濟發(fā)展達到一定水平，收入分配差距有望縮小。本文建議可以從以下幾個方面著手，以減輕收入分配差距過大帶來的負面影響：

第一，確保國民經(jīng)濟的持續(xù)快速協(xié)調(diào)健康地發(fā)展。沒有經(jīng)濟基礎(chǔ)做保障，解決收入分配問題是不可能的。前面的實證分析也證實了經(jīng)濟水平發(fā)展到一定的階段能夠減輕收入不平等程度。因此，在經(jīng)濟發(fā)展過程中去解決收入分配問題是一條可行之路。借鑒東部發(fā)達省市經(jīng)濟發(fā)展經(jīng)驗，堅持推進西部大開發(fā)，振興東北地區(qū)等老工業(yè)基地，促進中部地區(qū)崛起，鼓勵東部地區(qū)加快發(fā)展，形成東中西互動、優(yōu)勢互補、相互促進、共同發(fā)展的新格局，促進區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展。

第二，完善市場經(jīng)濟體制，強化對非法收入的打擊力度，整頓不合理收入，積極營造公平的競爭環(huán)境。行業(yè)之間的收入差距與壟斷密切相關(guān)。2006年6月7日，國務(wù)院常務(wù)會議審議通過《反壟斷法(草案)》，為消除市場準入壁壘，引入競爭機制，創(chuàng)造公平競爭的市場經(jīng)營環(huán)境提供了政策基礎(chǔ)。同時，特別要鼓勵技術(shù)創(chuàng)新、管理等無形資本參與分配，形成良好的收入分配機制。

第三，完善勞動力市場，以全面的信息服務(wù)消除失業(yè)與職位空缺共存現(xiàn)象。發(fā)展教育，特別是注重發(fā)展職業(yè)教育、繼續(xù)教育，發(fā)展初中等教育，提供轉(zhuǎn)業(yè)或再就業(yè)培訓(xùn)。完善要素市場，推動行業(yè)、職業(yè)、專業(yè)間的收入均等化：我國各行業(yè)中收入水平所以差異較大，主要原因就是各種要素流動性差，特別是城市里的勞動力由于制度、技術(shù)、觀念上的影響，行業(yè)、職業(yè)間的流動性很差。要按照市場經(jīng)濟規(guī)律的要求，進行產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整和資源優(yōu)化配置，增加就業(yè)，在正常收入的范圍內(nèi)適當(dāng)縮小差距。

篇5

關(guān)鍵詞：商品住宅價格；居民收入；關(guān)聯(lián)性

中圖分類號：F127 文獻標識碼：A 文章編號：1001-828X（2014）06-0-01

六盤水，位于貴州省西部的烏蒙山區(qū)，因夏季月平均氣溫僅19.7℃，有“中國涼都”之稱。隨著消夏避暑文化、“三線建設(shè)”文化和民族民間文化宣傳力度的加大，本市房地產(chǎn)業(yè)迅速發(fā)展。近年來，高房價與低收入的話題逐漸成為人們關(guān)注的焦點。

一、商品住宅的相關(guān)概念

商品房特指經(jīng)政府有關(guān)部門批準，由房地產(chǎn)開發(fā)經(jīng)營公司開發(fā)的，建成后用于市場出售出租的房屋，包括住宅、辦公等商業(yè)用房及其配套建筑物 [1]。

商品住宅價格由土地使用權(quán)取得費、住宅開發(fā)成本、住宅開發(fā)期間費用、利潤、稅金和住宅差價構(gòu)成，其形成受地方政府、購買者、開發(fā)商、商業(yè)銀行和中央銀行等多因素影響。

2013年，六盤水市共有房開企業(yè)197家，共銷售商品住宅6626套，銷售面積76.82萬平方米，住宅均價3724.72元/m2，房地產(chǎn)開發(fā)投資81.72億元[2]。

二、居民收入的相關(guān)概念

從收入的來源來看，居民收入可以分為勞動性收入和非勞動性收入。勞動性收入是指勞動者以其自身的勞動為交換而獲得的收入，其中工資是最重要的形式。非勞動收入則指居民依靠其擁有的資本獲得的財產(chǎn)性收入，主要包括租金、利息、紅利等方面。

居民收入的衡量指標有城鎮(zhèn)居民家庭可支配收入、農(nóng)村居民家庭純收入等。由于商品住宅消費群體主要以本地城鎮(zhèn)居民為主，占購房總?cè)藬?shù)的78%，所以通常用城鎮(zhèn)居民的可支配收入來衡量居民收入水平。

2013年，六盤水市財政總收入178.31億元，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入19625元[3]。

三、商品住宅價格與居民收入的關(guān)聯(lián)性研究

從表1和表2可看出，六盤水市商品住宅銷售價格成穩(wěn)步上升趨勢，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入也逐年遞增，但與房價的增長由于基數(shù)不同，并無明顯關(guān)聯(lián)性，需用房價收入比來衡量房價是否超出了居民的實際購買能力。

表1 2007-2013年六盤水市商品住宅價格及相關(guān)影響因素數(shù)據(jù)

表2 2007-2013年六盤水市商品住宅價格及相關(guān)影響因素增長率

有關(guān)房價收入比的計算：

房價收入比=商品住宅平均單套銷售價格÷城鎮(zhèn)居民平均家庭年收入=（商品住宅平均銷售價格×城鎮(zhèn)人均住宅建筑面積）÷城鎮(zhèn)居民平均每人全年收入

本文參考其它相關(guān)文章將人均可支配收入的2倍作為人均年收入，計算出各年的房價收入比Ⅰ見表3，考慮到有可能與選用的人均年收入值有關(guān)導(dǎo)致結(jié)果相對偏小，另假設(shè)人均可支配收入等于人均年收入，計算出各年的房價收入比Ⅱ見表3。

表3 2007-2013年六盤水市商品住宅房價收入比

用Excel線性回歸分析房價與收入的關(guān)系：

當(dāng)人均可支配收入作為自變量時：相關(guān)系數(shù)R2為0.9957時，y=0.1742x-249.71，人均可支配收入（x）與商品住宅價格（y）是呈高度正相關(guān)的關(guān)系。由于系數(shù)的T檢驗也都通過，因而將回歸方程模擬為線性方程是可行的。從方程的系數(shù)可知，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入每提高2000元，商品住宅價格每平方米就上升98.69元。

當(dāng)商品住宅價格作為自變量時：相關(guān)系數(shù)R2為0.9957時，y=5.716x+1491.7，商品住宅價格（x）與人均可支配收入（y）是呈高度正相關(guān)的關(guān)系。由于系數(shù)的T檢驗也都通過，因而將回歸方程模擬為線性方程是可行的。從方程的系數(shù)可知，商品住宅價格每平方米上升1元，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入就提高1497.42元。

四、結(jié)論和對策建議

通過2007-2013年六盤水市商品住宅市場的相關(guān)研究可得出以下結(jié)論：第一，從表3可看出，六盤水市房價收入比截止2013年年末未達到6：1，目前的房價仍然在六盤水市城鎮(zhèn)居民可承受的購買能力范圍內(nèi)。第二，通過人均可支配收入與商品住宅價格的相互回歸實證結(jié)果得出商品住宅價格與居民收入之間成“正相關(guān)”的關(guān)系。第三，居民收入增加，對商品住宅的消費需求和投資、投機需求就會上升，受供求規(guī)律和價值規(guī)律的作用，商品住宅價格會上升、租金等收入會上漲，最終使得居民收入又增加。

居民間收入差距的擴大，會使得低收入者的消費需求減少、高收入者的投機需求增加，導(dǎo)致商品住宅市場上的投機行為增多，商品住宅價格被抬高。最終，低收入者更買不起房而高收入者賺取更多收入，即“富者更富，窮者更窮”，加劇了居民間的收入差距，造成貧富兩極分化。

為了促進居民收入平等和商品住宅價格改善，提出如下對策建議：

1.調(diào)整供給結(jié)構(gòu)，構(gòu)建合理的供應(yīng)體系 政府應(yīng)發(fā)揮主體作用，根據(jù)本市的實際情況，合理確定高檔別墅、普通住宅、中低檔次商品住宅以及大戶型、中戶型、小戶型各自所占的比例。政府給予適當(dāng)?shù)膬?yōu)惠條件和政策支持，擴大中低檔次商品住宅和經(jīng)濟適用房的供給量，滿足不同收入層次居民的住房需求。

2.多渠道、多方法控制商品住宅價格 政府可通過對地價的調(diào)控使房價趨于合理，也可通過控制開發(fā)成本來降低房價，同時需加大對房價的檢查和監(jiān)管力度。對中低收入家庭購買的經(jīng)濟適用房，要嚴格實行政府指導(dǎo)價，限價銷售；對中層收入者購買的普通商品房，由政府定期制定公布指導(dǎo)性價格和浮動幅度，適當(dāng)放開管理；對高收入家庭購買的高檔商品房實行市場調(diào)節(jié)價，由企業(yè)根據(jù)開發(fā)經(jīng)營成本和市場供求狀況自行決定銷售價格。

3.提高城鎮(zhèn)居民的整體收入水平 政府要把重點放在促進經(jīng)濟發(fā)展上，將經(jīng)濟增量部分的分配傾斜于居民的收入，切實提高居民的實際收入；積極拓寬就業(yè)渠道，開展定期的就業(yè)指導(dǎo)和職業(yè)技能培訓(xùn)，努力促進就業(yè)；同時健全價格監(jiān)管法規(guī)、加強價格監(jiān)督檢查和反價格壟斷執(zhí)法力度、建立健全價格信息制度等來維持物價的穩(wěn)定，規(guī)范價格體系。

參考文獻：

[1]曲麗.陜西商品房市場與居民收入之間關(guān)系的研究[J].西安電子科技大學(xué)，2012：1.

篇6

［關(guān)鍵詞］消費；協(xié)整；誤差修正

［中圖分類號］F126.1 ［文獻標識碼］A ［文章編號］1005-6432（2011）23-0140-01

1 引 言

西方經(jīng)濟學(xué)對消費理論的研究已有近百年的歷史,理論體系已相當(dāng)成熟。是什么決定了消費量,雖然有相對收入、生命周期、永久收入等多種消費理論,但都強調(diào)了收入對消費的重要影響。而最為廣泛接受的凱恩斯消費理論,更是把家庭收入作為消費量的具有決定意義的因素。因此,研究居民收入與消費的關(guān)系有助于制定正確的收入分配政策與消費政策,以拓展消費領(lǐng)域,改善消費環(huán)境,擴大國內(nèi)需求。本文運用協(xié)整理論,對我國改革開放后的居民收入與消費之間的關(guān)系進行定量研究。

2 模型建立

2.1 變量選擇與數(shù)據(jù)處理

本文選用1980―2008年的“城鎮(zhèn)家庭人均可支配收入”和“城鎮(zhèn)家庭平均每人全年消費性支出”作為研究我國城鎮(zhèn)居民收入與消費關(guān)系的變量,并利用“城鎮(zhèn)家庭人均可支配收入指數(shù)”和“城市居民消費價格指數(shù)”分別將以上兩組時間序列數(shù)據(jù)價格平減為以1980年為基期的實際值,并取變量的自然對數(shù),記為ln_i、ln_c。

2.2 模型選擇

先觀看兩個變量數(shù)據(jù)處理以后的時間序列圖：由右圖可以明顯看出,經(jīng)調(diào)整后的城鎮(zhèn)家庭人均可支配收入和城鎮(zhèn)家庭平均每人全年消費性支出具有大致相同的增長和變化趨勢,即兩個變量間似乎存在一種均衡關(guān)系,說明它們之間可能存在協(xié)整關(guān)系,下面進行協(xié)整檢驗。因為只涉及兩個變量,所以可以運用Engle-Granger協(xié)整檢驗兩步法。

第一步：變量的平穩(wěn)性檢驗。

然后,對et進行單位根檢驗,et的ADF統(tǒng)計量=-4.697356,這里判斷et是否平穩(wěn),需要用到Engle-Granger協(xié)整檢驗中殘差序列單位根檢驗的特殊臨界值,查表得：

3 模型估計

誤差修正模型建立后,需要進行參數(shù)估計。先獲取誤差修正項,具體做法是以ln_ct為因變量,ln_it為自變量進行最小二乘回歸。

4 收入與消費的協(xié)整關(guān)系分析

Δln_ct、Δln_it表示的是消費與收入的增長率,因此,模型估計結(jié)果表明,我國“城鎮(zhèn)家庭人均可支配收入”每增長1個單位的實際值,“城鎮(zhèn)家庭平均每人全年消費性支出”便增長約0.52個單位的實際值,這說明消費在很大程度上依賴于收入,所以刺激消費的最根本辦法是提高居民可支配收入水平,短期的消費政策刺激帶來的消費增加,在下一期會因為消費與收入的長期均衡關(guān)系而減少。ecm前的系數(shù)λ=-0.198536,表明模型系統(tǒng)可以消除前一期消費約20%的非均衡水平,修正速度不是很快，一方面表明消費偏離均衡程度較小,另一方面表明消費習(xí)慣存在黏性。在制定消費刺激政策時要充分重視消費習(xí)慣黏性的影響,出臺符合居民消費習(xí)慣的消費刺激項目。

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關(guān)鍵詞：城鎮(zhèn)居民收入；消費；單位根；協(xié)整檢驗；格蘭杰因果檢驗

一、引言

阿拉善盟是所轄盟，地處內(nèi)蒙古最西端。改革開放以來，阿拉善盟經(jīng)濟發(fā)展迅速，城鎮(zhèn)居民收入持續(xù)提高，消費水平不斷提升。2013年，阿拉善盟城鎮(zhèn)居民人均可支配收入為29444.19元，較2012年增長9.65%。人均消費性支出24458.58元，較2012年增長9.34%。阿拉善盟的經(jīng)濟發(fā)展水平位居全區(qū)前列，繼續(xù)提高城鎮(zhèn)居民可支配收入，刺激消費，是促進全盟、全區(qū)乃至全國經(jīng)濟發(fā)展的重要保證。本文運用相關(guān)分析方法，對阿拉善盟城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與消費的關(guān)系進行研究。

二、理論綜述

在實證研究中，時間序列數(shù)據(jù)通常不平穩(wěn)。但由于受某些共同因素的影響，在時間上表現(xiàn)出共同的趨勢，因此它們的某種線性組合可能是平穩(wěn)的，即存在協(xié)整關(guān)系。對數(shù)據(jù)進行單位根檢驗是進行協(xié)整檢驗的前提。對于非平穩(wěn)的時間序列數(shù)據(jù)，差分方法可以將其化為平穩(wěn)序列，然后才可建立經(jīng)典的回歸模型進行分析。建立誤差修正模型，需要首先對變量進行協(xié)整分析，以發(fā)現(xiàn)變量之間長期均衡關(guān)系，并以這種關(guān)系構(gòu)成誤差修正項。如果變量之間存在協(xié)整關(guān)系，則它們之間的短期動態(tài)均衡關(guān)系表述為：

格蘭杰因果檢驗是考察兩個變量之間是一個變量過去的行為在影響另一個變量的當(dāng)前行為，還是雙方的過去行為在相互影響著對方的當(dāng)前行為。本文將用以上方法對相關(guān)數(shù)據(jù)進行分析。

三、數(shù)據(jù)來源、模型的建立與分析

（一）數(shù)據(jù)來源與處理

本文選取阿拉善盟城鎮(zhèn)居民人均可支配收入（X）和人均消費支出（Y）為變量。并運用Eviews軟件進分析。數(shù)據(jù)來源于1995～2013年《阿拉善盟統(tǒng)計年鑒》，且所有數(shù)據(jù)保留2位小數(shù)。

（二）平穩(wěn)性檢驗

為避免時間序列數(shù)據(jù)的不平穩(wěn)性，首先運用ADF檢驗法進行檢驗。結(jié)果如表1。變量X和Y的水平序列都是二階單整（2）的，因此，不能使用傳統(tǒng)方法建立模型。

（三）協(xié)整檢驗

本文采用EG兩步法對變量進行協(xié)整分析：

由上式可知，擬合優(yōu)度很好，且不存在序列相關(guān)性，若變量Y、X存在協(xié)整關(guān)系，則模型（3）中的殘差項應(yīng)具有平穩(wěn)性。對殘差項m做單位根檢驗，結(jié)果如表2所示。

由表2可知，殘差序列m的ADF檢驗統(tǒng)計量在10%顯著水平下小于臨界值。表明變量之間存在著唯一的協(xié)整關(guān)系。

（四）建立誤差修正模型

由于序列Y、X二者之間存在唯一的協(xié)整關(guān)系，因此可以建立誤差修正模型。表述如式（5）：

式（5）反映了Y與X之間短期動態(tài)均衡關(guān)系。模型擬合優(yōu)度為0.7603。結(jié)論真實可信。

（五）格蘭杰因果關(guān)系檢驗

變量之間的因果關(guān)系檢驗，結(jié)果如表3所示。

表3結(jié)果說明，阿拉善盟地區(qū)城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的增加，直接導(dǎo)致消費的增加，反過來消費并不是人均可支配收入的格蘭杰原因。

四、結(jié)論

第一，阿拉善盟城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與消費支出之間存在協(xié)整關(guān)系，雖然短期內(nèi)有所波動，但長期保持著均衡穩(wěn)定的關(guān)系。說明城鎮(zhèn)居民的收入水平制約著消費水平。增加消費支出須建立在收入提高的基礎(chǔ)上。第二，由誤差修正模型可知，誤差修正項系數(shù)為負，即-0.54。說明當(dāng)偏離長期均衡狀態(tài)時，誤差修正項將對偏離進行調(diào)整，且調(diào)整力度較大。第三，由ΔX的系數(shù)0.79可知，城鎮(zhèn)居民本期的收入水平對本期的消費水平影響較大，即當(dāng)收入增加，其增加額的79%將用于消費。在長期，居民仍會將增加的收入用于儲蓄，導(dǎo)致消費支出有所下降。此時就要求政府調(diào)整政策，促使居民消費，刺激經(jīng)濟發(fā)展，形成良性循環(huán)。第四，通過格蘭杰檢驗可知，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入是消費支出的格蘭杰原因，居民收入的增加可以直接導(dǎo)致消費支出的增加。而消費支出并不是收入的格蘭杰原因。

參考文獻：

[1]胡鵬，陳紹剛.四川省城鎮(zhèn)居民收入與消費關(guān)系研究[J].現(xiàn)代商貿(mào)工業(yè)，2008（01）.

[2]袁霓.我國城鎮(zhèn)居民收入與消費關(guān)系的協(xié)整研究[J].技術(shù)經(jīng)濟與管理研究，2005（05）.

篇8

關(guān)鍵詞：城鎮(zhèn)居民 收入差距 趨勢 原因 對策

重慶市萬州區(qū)位于三峽庫區(qū)腹心，是長江上游地區(qū)中心城市。隨著三峽工程的完工，萬州區(qū)近年來的經(jīng)濟發(fā)展速度不斷加快，人民的收入也隨著經(jīng)濟的發(fā)展不斷提高。

根據(jù)《2013年重慶市萬州區(qū)國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》萬州生產(chǎn)總值702.03億元，經(jīng)濟總量列全市第4位，按可比價格計算，比上年增長12.5%，比全國、全市分別高4.8和0.2個百分點。按常住人口計算，人均萬州生產(chǎn)總值44172元，按2013年平均匯率計算，人均萬州生產(chǎn)總值突破7000美元，達到7132美元。城鄉(xiāng)居民收入不斷增加。城鎮(zhèn)居民人均可支配收入24224元，增長11.0%。但居民之間的收入差距也出現(xiàn)了擴大的趨勢，不同家庭之間的生活水平與消費結(jié)構(gòu)出現(xiàn)了很大的差異。本文將就萬州區(qū)城鎮(zhèn)居民收入差距的變化進行分析以及應(yīng)采取的對策進行研究。

一、城鎮(zhèn)居民收入水平與收入差距狀

我從萬州區(qū)城市調(diào)查隊得到1000戶低收入家庭和1000戶高收入家庭2010-2014年家庭收入資料，樣本具有代表性，可以作為收入差距研究的樣本。

從上表的資料可以看出，從2010年到2014年，雖然高收入家庭和低收入家庭的人均年收入都呈增長趨勢，但顯然高收入家庭收入增長速度更快，高、低收入家庭之間的差距呈增大的趨勢，這應(yīng)該引起有關(guān)部門的高度重視。

城鎮(zhèn)居民家庭收入主要來源依次為：工資收入、經(jīng)營凈收入、財產(chǎn)收入和轉(zhuǎn)移收入。根據(jù)萬州區(qū)統(tǒng)計局的資料，萬州區(qū)2010-2014年四項收入的所占比重如下表：

從表1可以看出，居民家庭收入中，工資收和轉(zhuǎn)移收入合計占到很大比重，是居民收入的主要組成部分。同時對于高收入家庭和低收入家庭來說，四大收入渠道的支撐度和依賴性不一，我將就對高收入家庭和低收入家庭進行分析。

1.工資收入是居民家庭收入的最主要來源，也是產(chǎn)生收入差距的主要原因

根據(jù)前面得到的樣本資料分析，2014年萬州區(qū)城鎮(zhèn)居民高收入家庭人均工資收入16296元，是低收入家庭人均工資收入6252元的2.6倍。從這個數(shù)據(jù)我們可以看出，雖然在不同收入階層工資收入都是收入主要來源，但對于低收入家庭來說，本來就不高的工資是家庭最主要的經(jīng)濟來源，而高收入家庭，除了較高的工資收入以外，其它方面的收入也遠遠高于低收入家庭。

2.轉(zhuǎn)移收入也是不同家庭收入差距產(chǎn)生的重要原因。

2014年萬州區(qū)高收入家庭年人均轉(zhuǎn)移性收入9740元，是低收入家庭2328元的4.18倍。兩大社會階層轉(zhuǎn)移收入占年人均總收入比重分別為26.5%和24.5%。高收入家庭轉(zhuǎn)移收入主要是養(yǎng)老或離退休金、住房公積金和親友捐贈收入，而低收入家庭的轉(zhuǎn)移收入則由養(yǎng)老或離退休金、社會救濟、最低生活保障、贍養(yǎng)收入和親友捐贈綜合組成。

3.經(jīng)營凈收入是低收入家庭重要經(jīng)濟補充。

2014年，萬州區(qū)城鎮(zhèn)居民人均經(jīng)營凈收入4520元，其中高收入家庭人均經(jīng)營凈收入4264元，占年人均總收入的11.6%;低收入家庭年人均經(jīng)營凈收入1387元，占年人均總收入的14.6%，高出高收入家庭3個百分點?？梢娦”窘?jīng)營的微利收入已成為低收入家庭重要的收入來源和補充。

4.財產(chǎn)性收入與高收入家庭“結(jié)緣”。

2014年萬州區(qū)城鎮(zhèn)居民人均財產(chǎn)收入123元，占年人均總收入1.6%。其中高收入家庭人均財產(chǎn)性收入393元，占年人均總收入的1.06%。不僅低收入家庭，就連中等收入群體也基本上屬于空白。

二、萬州區(qū)城鎮(zhèn)居民收入差距變化的原因分析

通過分別對高收入家庭與低收入家庭進行入戶調(diào)查，可以分析居民收入差距產(chǎn)生的原因主要有以下幾個方面。

1.三峽工程引起的搬遷、移民對居民的收入有較大影響

萬州區(qū)位于三峽庫區(qū)腹心地代，是庫區(qū)中移民搬遷人數(shù)最多的地區(qū)，同時很多企業(yè)為了避免庫區(qū)水質(zhì)污染以及改制等各種原因關(guān)停、破產(chǎn)，從而導(dǎo)致很多企業(yè)工人下崗，而這部分工人由于年齡偏大而且自身文化技能相對較低，因此這部分人員及其及家庭的收入處于低收入水平。

2.不同工作部門和工作單位對居民收入差距的影響

居民收入的最重要組成部分是工資收入。居民工作的性質(zhì)主要有機關(guān)企事業(yè)單位、國有企業(yè)、非公有制企業(yè)、個體小商戶等幾個方面，不同的工作單位造成了居民收入差距很大。

3.政府政策方面對居民收入差距的影響

首先，社會福利保障政策。和其他國家相比，我國的福利保障政策顯得不足，比如居民的養(yǎng)老金，很多年齡較大的居民由于過去沒有交納足夠的養(yǎng)老保險金，因此在他們年老以后只能領(lǐng)取很少的養(yǎng)老金。其次是稅收政策。目前我國個人稅收的再分配效應(yīng)不僅沒有減少居民收入之間的差距，反而起到了擴大收入差距的負作用。

4.教育對居民收入差距的影響

經(jīng)過大量相關(guān)研究已經(jīng)證明，居民的收入與其受教育程度呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系。居民受過良好教育特別是大學(xué)教育或者受過專業(yè)技能教育的人群比其它人群更能找到工資收入更高的工作。市場化的技術(shù)和技能能為居民帶來更高的收入。

篇9

論文關(guān)鍵詞：協(xié)整，居民收入，消費，誤差修正模型

 

一．引言

上海作為中國的國際化大都市，在變革中得到了長足的發(fā)展，取得了驕人的成績，居民收入與消費水平不斷提高。目前國際金融危機雖然有所好轉(zhuǎn)，但還處于逐步恢復(fù)階段誤差修正模型，擴大內(nèi)需還是保持經(jīng)濟增長是根本之策，然而較低的居民消費水平限制了市場的開發(fā)。改革開放以來,上海城鎮(zhèn)居民的平均消費傾向總體上呈波動下降的趨勢。其影響因素很多,但收入是影響消費的最主要的因素。消費水平?jīng)]有充分開發(fā)直接影響上海經(jīng)濟的健康穩(wěn)定發(fā)展。因此，研究收入和消費的關(guān)系有利于進一步了解國內(nèi)消費市場，從而制定準確的收入分配政策和消費政策。本文根據(jù)凱恩斯的絕對收入假說，以上海為例，對居民收入與消費之間關(guān)系進行分析與建模，最后得出相應(yīng)的政策建議。

二．樣本數(shù)據(jù)

本文選用1978～2008 年上海城鎮(zhèn)居民“人均可支配收入( Y) ”和“人均消費支出(C) ”,利用以1978 年為基期的上海城鎮(zhèn)居民消費價格指數(shù)(P) ,令Yt= ( Y/ P)×100 和Ct = (C/ P) ×100 ,即得剔除價格因素后的實際收入( Yt ) 和實際消費(Ct )。為了減少數(shù)據(jù)處理中的誤差，尤其是異方差，對原始數(shù)據(jù)分別取自然對數(shù)，得到實際收入（lnYt）和實際消費(lnCt)。其變動的趨勢見圖1誤差修正模型，由此可以看出,它們都是帶有趨勢的非平穩(wěn)序列。應(yīng)用的計量分析工具是專業(yè)計量軟件Eviews6.0。

圖1 lnYt和lnCt 走勢圖圖2 lnYt和lnCt 走勢圖

三．實證分析

（一）平穩(wěn)---單位根檢驗

從原始序列變量圖，可直觀看出其不平穩(wěn)的態(tài)勢。時間序列計量分析需要樣本是平穩(wěn)的單位根過程，否則就存在“偽回歸”問題。對兩者進行一階差分后, lnYt 和lnCt 相應(yīng)序列圖如圖2 所示。由圖看出,經(jīng)過一階差分后,兩者圖形漸趨平穩(wěn)。進一步對各變量進行單位根檢驗以確定其是否為I（1）過程。單位根檢驗采用ADF檢驗法，單位根檢驗最佳滯后階數(shù)按照AIC（Akaike Information Criterion）準則確定，AIC值越小，則滯后階數(shù)越佳。ADF單位根檢驗結(jié)果見表1。

表1 lnYtt、lnCt 及其一階差分的單位根檢驗結(jié)果

 

變量

檢驗形式（c,t,*)

ADF值

5%臨界值

結(jié)論

lnYt

(c,t,1)

-3.07131

-3.574244

不平穩(wěn)

lnCt

(c,t,1)

-2.972389

-3.574244

不平穩(wěn)

lnYt

(c,0,1)

-4.561073

-2.967767

平穩(wěn)

lnCt

(c,0,1)

-4.254837

篇10

關(guān)鍵詞：截面數(shù)據(jù) 江蘇省 收入差距 實證分析

一、引言

目前我國的經(jīng)濟總量位居世界第二,人均GDP達4000美元,已進入中等偏低收入國家行列;但居民收入和勞動報酬在我國GDP總量中所占的比重分別為57%和47%左右，所占份額并不高，并且呈現(xiàn)出持續(xù)下降的趨勢。

而江蘇省的經(jīng)濟狀況比較全國，顯然具有明顯的優(yōu)勢。江蘇地處長三角地區(qū)，位于上海臨近腹地之中。2011年度江蘇全省GDP達到了40903億元，人均5.2萬元左右，根據(jù)當(dāng)時匯率折算相當(dāng)于7700美元，并且江蘇是城鄉(xiāng)收入差距最小的省份之一。

但是不可否認江蘇省也存在一定程度上的貧富收入差距，這其中以地區(qū)之間經(jīng)濟的差距以及城鄉(xiāng)之間的差距最為明顯。根據(jù)江蘇省發(fā)展和改革委員會的劃分，江蘇省的十三地級市中的南京、鎮(zhèn)江、蘇州、無錫和常州五市是蘇南地區(qū)，揚州、泰州和南通三市是蘇中地區(qū)，徐州、連云港、宿遷、淮安和鹽城五市是蘇北地區(qū)。根據(jù)《江蘇省統(tǒng)計年鑒》計算可知，蘇南的人均GDP大約是蘇中地區(qū)的兩倍，而蘇中地區(qū)又是蘇北地區(qū)的大約兩倍，可知經(jīng)濟發(fā)達的江蘇省內(nèi)地區(qū)之間發(fā)展亦很不均衡。與此同時，江蘇省的居民收入差距雖然在逐年不斷減小，但之間的差距仍然非常巨大，而且二元結(jié)構(gòu)存在依然很明顯，尤其是蘇北地區(qū)，情況尤其突出。2010年江蘇居民收入調(diào)查結(jié)果：城市、農(nóng)村居民人均可支配收入差距在縮小，由2.57：1降至2.52：1。比較我國臺灣地區(qū)以及日韓，江蘇省的城市、農(nóng)村收入差距還是非常明顯的。但是，關(guān)于江蘇省地區(qū)、城鄉(xiāng)收入差距的的研究并不是非常充裕，因此也亟待江蘇以及其他地區(qū)的學(xué)者挖掘、指點。

二、相關(guān)文獻概述

江蘇省的經(jīng)濟在經(jīng)歷經(jīng)濟危機之后，增長全面企穩(wěn)。經(jīng)濟總量保持平穩(wěn)較快增長，經(jīng)濟增長質(zhì)量和效益不斷提高，省內(nèi)經(jīng)濟回升向好勢頭進一步鞏固。雖然全省各地的經(jīng)濟都在增長，但是各地之間的貧富收入差距以及城鄉(xiāng)收入差距依然很明顯。2009年江蘇省內(nèi)人均GDP最高的蘇州市是宿遷市的4.79倍，城鎮(zhèn)居民的可支配收入是農(nóng)民純收入的2.05倍。

陳丹立等人的《江蘇城鄉(xiāng)收入差距影響因素實證研究》指出從長期均衡關(guān)系來看,政府轉(zhuǎn)移支付和城鄉(xiāng)收入差距有重要的正相關(guān)關(guān)系，城市化水平和城鄉(xiāng)收入差距有著正相關(guān)關(guān)系，從長期均衡關(guān)系來看,財政收入中用于科教文衛(wèi)支出和城鄉(xiāng)收入差距有著負向關(guān)系。其中強調(diào)了政府工作對改善城鄉(xiāng)收入差距縮小的巨大作用。

姚雯霄的《淺談江蘇城鄉(xiāng)收入差距及對策建議》中提到要求政府控制農(nóng)資價格上漲，降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本為農(nóng)民增收廣開財路，并加強農(nóng)民的社會保障體制。從根本上來看并沒有依據(jù)實證發(fā)展提供更好更全的思路。

三、江蘇省收入地區(qū)收入情況分析

一條長江把江蘇省分為了傳統(tǒng)意義上的蘇南和蘇北，九十年代之后，江蘇省廣大面積化為極具不匹配的兩塊，不能體現(xiàn)出各地之間的差異。所以，現(xiàn)在通行的劃分為蘇南、蘇中以及蘇北。蘇南歷來是魚米之鄉(xiāng)，并成為我國現(xiàn)代化建設(shè)的先導(dǎo)地區(qū)之一。而蘇中地區(qū)是承接蘇南產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的直接地區(qū)，經(jīng)濟發(fā)展水平也相對發(fā)達。而處于最北邊的蘇北地區(qū)，發(fā)展的底子薄弱，人口眾多，工業(yè)化城市化起步較晚，發(fā)展壓力較大，很長時間也沒有納入長三角的范圍，離中心城市距離較遠，所以是江蘇省內(nèi)最不發(fā)達的板塊。

最高的蘇州市城鎮(zhèn)人均可支配收入是最低的宿遷市城鎮(zhèn)人均可支配收入的2.4倍，同樣蘇州市的農(nóng)村居民人均純收入是宿遷市的2.14倍。江蘇省地區(qū)之間之間收入差距還是相當(dāng)巨大的。蘇南地區(qū)的人均收入明顯要高于蘇中地區(qū)，而蘇中地區(qū)也同樣要高于蘇北地區(qū)。

城鄉(xiāng)之間的收入差距穩(wěn)定在2.14左右，城鄉(xiāng)差距最大的南京市，城鎮(zhèn)居民可支配收入是農(nóng)村居民純收入的2.5倍。城鄉(xiāng)差距最小的宿遷市，城鎮(zhèn)居民可支配收入是農(nóng)村居民純收入的1.8倍?？梢姡K省城鄉(xiāng)收入差距還是很大的，二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)還是相當(dāng)明顯的。

四、基于截面數(shù)據(jù)關(guān)于江蘇省農(nóng)村居民收入影響因素的實證研究

根據(jù)以上數(shù)據(jù)，加入兩個區(qū)位因素導(dǎo)致的虛擬變量x7和x8，其中x7=1，該市屬于蘇南地區(qū)0，該市不屬蘇南地區(qū)，x8=1，該市屬于蘇中地區(qū)0，該市不屬蘇中地區(qū)，y1是農(nóng)民人均收入。

建立模型y1=b1x1+ b2x2+ b3x3+ b4x4+ b5x5+ b6x6+ b7x7+C

殘差平方項e2對解釋變量log（x1）、log（x2）、log（x3）、log（x4）、log（x5）的散點圖主要分布圖形中的下三角部分，可以看出殘差平方項e2隨著log（xi）（i=1,2,3,4,5）的變動呈增大的趨勢，因此，模型存在異方差。

所以修正上述模型為：log（y1）=b1log（x1）+ b2log（x2）+ b3log（x3）+ b4log（x4）+ b5log（x5）+b6x6+b7x7+C

與此同時，經(jīng)過檢驗發(fā)現(xiàn)x1、x2、x3、x5高度相關(guān)

運用逐步回歸法確定選擇變量，舍棄變量x3，得到模型log（y1）=b1log（x1）+b2log（x2）+b4log（x4）+b5log（x5）+ b6x6+b7x7+C，也說明城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)對農(nóng)村居民的收入影響不是很大。運用計量軟件EVIEWS對上述數(shù)據(jù)進行最小二乘法回歸。

0.11217X7。

所剩下的四個變量都比較明顯，擬合度也達到了0.978455。F值達到了90.83088，p值為0.000001，也非常明顯?？紤]到是運用的是截面數(shù)據(jù)進行，所以要做使用White檢驗，計算結(jié)果如下：P值為0.495104，大于顯著性水平0.05，拒絕存在異方差的原假設(shè)?？芍四Ｐ鸵呀?jīng)成立。

由上述模型分析可知，江蘇省農(nóng)民的純收入和人均GDP以及人均存款關(guān)系非常明顯，而分析到工業(yè)化水平的時候發(fā)現(xiàn)農(nóng)民的收入并沒有隨工業(yè)化水平的提高而增收，明顯的體現(xiàn)出中國二元經(jīng)濟的特點，很可能是江蘇地區(qū)的工業(yè)的產(chǎn)成品和原料大多都是舶來品，而江蘇地區(qū)的工業(yè)很多都承擔(dān)著加工商的角色，沒有能夠帶動農(nóng)村地區(qū)的發(fā)展。與此同時，蘇中地區(qū)的農(nóng)民收入要比同條件下的蘇南和蘇北更低，說明相比而言，實際上蘇中優(yōu)良區(qū)位因素反而使得農(nóng)民收入減少，蘇南、南京和上海發(fā)展并沒有明顯使得農(nóng)村居民受到好處，經(jīng)濟發(fā)展沒有轉(zhuǎn)化成農(nóng)村居民收入。

五、基于截面數(shù)據(jù)關(guān)于江蘇省城鎮(zhèn)居民收入影響因素的實證研究

由表3數(shù)據(jù)加入兩個區(qū)位因素導(dǎo)致的虛擬變量x7和x8，其中x7=1，該市屬于蘇南地區(qū)0，該市不屬蘇南地區(qū)，x8=1，該市屬于蘇中地區(qū)0，該市不屬蘇中地區(qū)，y2是城鎮(zhèn)居民人均可支配收入，建立模型y2=b1x1+b2x2+b3x3+b4x4+b5x5+b6x6+b7x7+C。

對x1、x2、x3、x4、x5進行異方差檢驗，殘差平方項e2對解釋變量log（x1）、log（x2）、log（x3）、log（x4）、log（x5）的散點圖主要分布圖形中的下三角部分，可以看出殘差平方項e2隨著log（xi）（i=1,2,3,4,5）的變動呈增大的趨勢，因此，模型存在異方差。故用對數(shù)法進行修正得到以下模型：

log（y2）=b1log（x1）+b2log（x2）+ b3log（x3）+b4log（x4）+b5log（x5）+ b6x6+b7x7+C

與此同時，經(jīng)過檢驗發(fā)現(xiàn)x1、x2、x3、x5高度相關(guān)。

運用逐步回歸法確定選擇變量，舍棄變量x3，得到模型log（y1）=b1log（x1）+ b2log（x2）+b4log（x4）+b5log（x5）+b6x6+b7x7+C，也說明城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)對農(nóng)村居民的收入影響不是很大。運用計量軟件EVIEWS對上述數(shù)據(jù)進行最小二乘法回歸。

所以，城鎮(zhèn)居民可支配收入log（y2）=5.081507+0.144333log（x1）+0.323514log（x2）-0.07701X7。

所剩下的三個變量都比較明顯，擬合度也達到了0.981879。F值達到了162.5524，p值為0，也非常明顯。考慮到是運用的是截面數(shù)據(jù)進行，所以要做使用White檢驗，P值為0.21579，大于顯著性水平0.05，拒絕存在異方差的原假設(shè)?？芍?，此模型已經(jīng)成立。

由上述模型分析可知，江蘇省城鎮(zhèn)居民收入和人均存款關(guān)系緊密，也可以證明銀行的儲蓄主要是來自城鎮(zhèn)居民，而人均生產(chǎn)總值并沒有成為不是城鎮(zhèn)居民收入的主要因素，很大一部分原因我省眾多城市GDP的附加值很低，不能有利帶動城鎮(zhèn)居民收入水平。這里也體現(xiàn)出中國二元經(jīng)濟的特點，很可能是江蘇地區(qū)的工業(yè)的產(chǎn)成品和原料大多都是舶來品，而江蘇地區(qū)的工業(yè)很多都承擔(dān)著加工商的角色，沒有能夠帶動城鎮(zhèn)地區(qū)的發(fā)展。與此同時，蘇中地區(qū)的城鎮(zhèn)居民可支配收入要比同條件下的蘇南和蘇北更低，說明相比而言，實際上蘇中優(yōu)良區(qū)位因素反而使得居民收入減少，經(jīng)濟發(fā)展并沒有明顯使得城鎮(zhèn)居民受到好處，蘇中地區(qū)的工資水平和企業(yè)家利潤空間偏低。

六、對實證結(jié)果的討論和政策建議

由上文的實證可以知道農(nóng)村居民增收主要還是靠經(jīng)濟增長來帶動，GDP的增長速度能極大地帶動農(nóng)村居民的增收。而城鎮(zhèn)居民的收入增長的來源主要是儲蓄額的增加，也就是社會投資的增加額，而GDP的增加僅僅是第二位的。所以當(dāng)前幫助縮小城鄉(xiāng)收入差距的主要方法還是要極大的依賴于GDP的增長速度。

江蘇省得經(jīng)濟二元結(jié)構(gòu)依然很明顯，尤其是蘇北蘇中地區(qū)，農(nóng)村發(fā)展還相對落后，依賴于GDP增長來減少城鄉(xiāng)收入差距不是長久之計，最重要的是打破二元經(jīng)濟的結(jié)構(gòu)。

首先，要打破資源配置過度傾斜。

資源傾斜配置狀態(tài)長期以來一直存在經(jīng)濟發(fā)展的過程中，是大多數(shù)國家特別是發(fā)展中國家在進行工業(yè)化的一種戰(zhàn)略。但是過度的資源傾斜將導(dǎo)致經(jīng)濟二元強度增大，對經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生不利影響。但實際上政府的資源一直是嚴重的傾斜于城市和工業(yè)，具體表現(xiàn)在城市工業(yè)工資大大超過農(nóng)業(yè)工資，造成了資本利潤率大大下降，難以構(gòu)成劉易斯所謂的經(jīng)濟增長源泉。二元結(jié)構(gòu)的消除主要是靠在工業(yè)發(fā)展到一定階段后，工業(yè)對農(nóng)業(yè)的支持。所以，現(xiàn)今要強調(diào)工業(yè)反哺農(nóng)業(yè)農(nóng)業(yè)的重要性，注重江蘇省內(nèi)農(nóng)村建設(shè)，農(nóng)民增收和農(nóng)業(yè)穩(wěn)定發(fā)展

其次，要打破戶籍限制。

按照劉易斯的經(jīng)濟增長模型，一國經(jīng)濟發(fā)展必然伴隨著農(nóng)業(yè)剩余人口向非農(nóng)的轉(zhuǎn)移。因為只有農(nóng)業(yè)剩余人口向非農(nóng)轉(zhuǎn)移才會使農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)?；同F(xiàn)代化，才能加速二元向一元的轉(zhuǎn)化。戶籍現(xiàn)今已經(jīng)成為阻止人員流動的一大重要因素，對二元經(jīng)濟的加強起到了重要作用。只有打破傳統(tǒng)的戶籍限制才能真正打破城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟，推動農(nóng)村居民增收，縮小城鄉(xiāng)差距。

最后，政府要制定政策扭轉(zhuǎn)二元經(jīng)濟。

江蘇省二元經(jīng)濟在沿著劉易斯經(jīng)濟發(fā)展模型的路徑中受到很多的制約因素，經(jīng)濟的一元化不能按其途徑順利進行，因此造成了二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)剛性。二元剛性的加固，不僅對工業(yè)化進程造成了嚴重的障礙，而且也對社會的穩(wěn)定造成了一定的壓力。因此對于中國二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)剛性問題因該引起高度的重視。

由于市場經(jīng)濟不能自動的消除二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)，所以政府在此過程中應(yīng)該起主導(dǎo)作用。在今后的政策中要注意以下幾點：工業(yè)應(yīng)該支持農(nóng)業(yè)的發(fā)展；加快城市化發(fā)展進程；積極擴大城市非正規(guī)就業(yè)空間；切實轉(zhuǎn)換農(nóng)民的身份，使其真正的參與經(jīng)濟的發(fā)展過程和分享經(jīng)濟發(fā)展的成果。

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