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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).
关键词：消费性支出;可支配收入;拟合优度
中图分类号：F062.5 文献标识码：A
文章编号：1005-913X（2015）10-0096-01
一、引言
近年来黑龙江省经济取得了重大的进步，伴随着居民可支配收入的逐年增加，消费性支出也随之增加。众所周知，消费既是社会再生产的起点，同时也是终点，其对经济的发展和产业结构的调整具有重要的引导作用。线性回归分析理论的研究结果表明，可支配收入是影响居民消费支出最直接、最具决定性的因素。
根据2004年至2013年黑龙江省城镇居民人均可支配收入和人均消费性支出的统计数据，运用线性回归分析方法研究城镇居民消费性支出与可支配收入之间数量关系的规律，并通过得到的回归方程用2013年的实际人均可支配收入估计出2013年的城镇居民人均消费性支出，与2013年实际的消费性支出相比偏差很小，证明了方程的高度拟合，揭示了近年来城镇居民消费性支出与收入的特点和变化趋势，有助于有关部门和经营者制定切实可行的经济政策并进行有效的宏观调控，这对保持经济持续、健康发展具有重要意义。
取2004年至2013年黑龙江省城镇居民人均可支配收入和人均消费性支出作为回归分析的研究对象。数据来源于《黑龙江省统计年鉴2014》，如表1所示。
二、实证分析
依据表1的数据，我们可以绘制出人均年可支配收入和人均年消费性支出这两个变量的散点图（如图1所示），我们可以看出，二者之间存在明显的线性关系。
就此，我们利用表1所提供的数据，运用Eviews统计分析软件进行分析，输出结果如图2所示。从而得到回归方程：
Y=165.7214+0.732gX
（0.558035） （32.54560）
R2=0.993，F=1059.216，DgWg=0.854860
（一）相关性检验
由图2可知，相关系数R=0.996，给定显著水平α=0.05，在自由度n-2=8下查相关系数表知Rα=0.632.由R>Rα知，显然消费性支出与可支配收入线性关系显著，城镇居民消费与收入高度正相关。
（二）拟合优度检验
<E：＼无PDF＼北方经贸201510＼刘根梅3.tif>
可决系数高度接近于1，说明回归方程与样本观察值拟合优度非常好，充分反映了因变量的波动中能用自变量解释的比例是非常大的。
（三）变量的显著性检验
为了检验解释变量是否是被解释变量的一个显著性的影响因素，我们对估计量进行t检验。如果t大于或等于2，就说明解释变量对被解释变量的影响是显著的。在本回归分析中t=32.54560>2，说明，城镇居民人均可支配收入对人均消费性支出的线性影响显著。可见，城镇居民人均可支配收入是决定人均消费性支出水平的主要因素。
（四）经济意义检验
由于<E：＼无PDF＼北方经贸201510＼刘根梅4.tif>=0.732，从估计量的符号与大小分析，符合经济意义，即居民消费支出按小于1的正比例随居民可支配收入同步增长。表明黑龙江省城镇居民年人均可支配收入每增加1元，居民年人均生活费支出平均增加0.732元。
（五）利用模型进行预测
1.点预测：将2013年的实际人均居民可支配收入19597元代入上述回归方程可预测得到2013年消费性支出的估计值：
Y2013=165.7214+0.732×19597=14510.73
2013年实际的人均居民消费性支出为14161.7元，可见相对误差仅为2.4%，模型拟合的非常好，以消费性支出建立线性回归预测模型是比较成功的。
三、结论
通过实证分析我们发现，城镇居民的人均可支配收入与消费性支出之间存在形如Y=165.7214+0.732gX的简单线性回归关系。居民收入每增加100元，消费性支出将相应增加大约73.2元。可见，影响居民消费性支出最直接、最具决定性的因素为可支配收入。通过增加居民收入来刺激消费，增加消费性支出是必要且可行的。同时该方程的拟合优度很高，可用于预测。
参考文献：
[1] 张宇辉，蔡颖琦.城镇居民消费支出与收入的典型相关分析[J].经济论坛，2005（10）：37-38.
[2] 张恩英.黑龙江省城镇居民消费与收入关系的定量分析[J].商业研究，2006.
[3] 李子奈，潘文卿.计量经济学（第二版）[M].北京：高等教育出版社，2005.
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）.
(一)位次变化及收入增长情况
进入21世纪以来，山西城镇居民可支配收入节节攀升，在全国31个省市自治区中的位次逐年上升。2000年山西城镇居民人均可支配收入仅为4724.11元，位于全国倒数第1。但从2000年到2003年来看，城镇居民人均可支配收入虽然还在全国的位次底部，位次却提高了9名；2004年山西城镇居民人均可支配收入为7902.86元，位次也由20名以后前移到18名；2006年山西城镇居民人均可支配收入已超万元，在全国排名第15位，这是一个非常了不起的变化，表明山西城镇居民的可支配收入已基本接近全国中等水平。
(二)收入增长的主要原因
1 工薪收入增长较快，对可支配收入的拉动作用很大
从收入构成看，工薪收入是目前山西城镇居民收入的主要来源。例如，2005年工薪收入占家庭人均总收入的比重为74.5％。工薪收入增长较快的主要原因：一是规模以上工业增加值增长较快。山西2000年规模以上工业增加值占全国的比重仅为1.7％，到了2005年增加为2.6％。这说明山西这段时期的工业增长迅速，对推动职工工薪收入的大幅度增长有很大作用。二是企业利润增长幅度较大。“十五”时期工业企业利润年均增长速度达到创纪录的64.7％。2005年的利润总额比2000年增长了11.1倍。企业利润的增长大大提高了职工的工薪收入。三是增资政策出台。山西省政府多次出台增资和补贴政策，提高了在职职工最低工资标准。
2 城镇居民收入渠道进一步拓宽，收入构成日趋多元化
工薪以外的经营、财产、转移性收入现在已成为山西城镇居民收入增长的新亮点。2005年城镇居民人均经营性收入、财产性收入和转移性收入分别为350.96元、136.38元和1947.77元。比2002年分别增加了109.3元、45.88元和456.13元，分别增长了45.22％、50.69％和30.57％。这主要是因为山西产业结构的不断优化和调整，各级政府高度重视发展优势产业，放手发展非公有制经济的结果。另外随着人们就业观念的转变，居民财产投资意识也逐渐增强。
二、对山西城镇居民收入增长的反思
(一)内部收入差距拉大
虽然城镇居民人均可支配收入增长了，但是内部收入差距却不断拉大。据2000年以来对20％的高收入家庭和低收入家庭的抽样调查资料计算：2000年山西城镇居民高收入家庭人均收入为9022.4元，是低收入家庭人均收入2115.8元的4.26倍；到了2004、2005年高收入家庭人均收入为15159.5元和16951元，分别为低收入家庭3376.1元和3732.9元的4.49倍和4.54倍。2006年，城镇低收入居民家庭人均可支配收入为4213.4元，仅为全省平均收入水平的42.0％。
(二)行业间收入差距拉大
随着城镇居民人均可支配收入的增长，行业职工间的收入差距正呈扩大趋势。全省107个大类行业中，工资最低和最高行业相差由2000年的5.2倍扩大到2005年的9.3倍。煤、电、铁等支柱行业及金融、高科技和新兴行业的收入最高。107个大类行业中，在岗职工年平均工资在全省平均工资水平以上的行业有27个。其中。煤炭和采选业22536元；电力、热力生产和供应业为20848元；黑色金属冶炼及压延业22457元；金融业20965元。此外，高等教育、体育业、铁路运输等行业在岗职工平均工资也都突破20000元。
(三)城乡间收入差距拉大
虽然城镇居民人均可支配收入不断增长，但农村居民人均纯收入与之相比较却增长缓慢，二者的差距不断拉大。2000年城镇居民人均可支配收入是农村居民人均纯收入1905.6元的2.479倍；到了2005年和2006年城镇居民人均可支配收入分别为农村居民人均纯收入2890.7元和3195元的3.084倍和3.1386倍。
(四)与全国平均水平差距拉大
2006年山西城镇居民人均可支配收入首次突破万元大关，为10027.7元，在全国31个省市自治区中列第15位，然而，虽然实现了收入的较快增长和位次的前移，但与全国平均水平相比仍低于全国平均水平，并且收入差距在扩大。2000年，山西城镇居民人均可支配收入与全国平均水平仅差1555.89元，而到了2006年，差距扩大到1731.3元。
三、政策建议
(一)继续提高城镇居民收入的建议
1 保持经济持续快速增长
保证城镇居民收入的持续、稳定、快速增长，最终依赖于山西经济的发展。在发展经济时要注意不能追求短期效益，不能急功近利，而应该致力于经济的持续发展。十七大报告中要求我们要建设生态文明，要基本上形成节约能源资源和保护生态环境的产业结构、增长方式、消费模式，但山西是以能源型重工业为主要经济增长的。以2006年为例，山西GDP构成中，第二产业占到57.8％，在全国居首位。煤炭、焦炭、冶金、电力创造的增加值占GDP总量的比重超过1/3，四大支柱产业在创造了36％的GDP的同时，消耗能源占到全省能源消耗总量的63％。工业固体废物排放量4357022万吨，在全国高居第1位。山西经济要持续发展，就要走科技含量高、经济效益好、资源消耗低、环境污染少的新型工业化道路。
2 促进工薪收入稳步增长
在山西省城镇居民人均可支配收入中，工薪收入所占比例较高，高额的比例决定了要提高城镇居民收入的增长在很大程度上依赖于工薪收入的增长。要保证工薪收入持续增长，一要促进各种形式的就业。能否就业是影响城镇居民收入的根本因素，有了工作才可能有收入。二要注意最低工资标准的落实。目前山西省执行的最低工资标准是刚刚调整的，一类610元、二类570元、三类530元、四类490元。这将有助于工薪收入的提高，但在实际支付中往往达不到这个标准。所以要建立机制保障最低工资的落实。三要建立周期性直接加薪机制。在山西很大一部分工薪收入属于国家财政支出，要提高工薪收入，主要是通过直接加薪的方式才能解决。
3 进一步促进收入构成多元化
在山西省城镇居民人均可支配收入中，经营性收入、财产性收入和转移性收入虽有增长，但增速较低，要想办法提高这些收入。一要继续加快发展非公经济特别是私营经济，扩大就业，促进经营净收入增长。二要提高居民理财意识，增加财产性收入。财产性收入必然会涉及到各种投资，除了实业投资等，还包括投资金融产品，涵盖了储蓄、债券、保险和股票等，这需要城镇居民提高理财意识。三要不断完善社会保障体系，持续增加转移性收入。
(二)缩小收入差距的建议
1 缩小内部收入差距和行业收入差距
要缩小这些差距，需从多方面着手：一要提高财政再分配能力。山西省财政一般预算支出增速明显低于财政一般预算收入增速，2005年二者增速差距为14.9个百分点，用于社会保障支出总量为56.1亿元，比2004年减少0.94亿元，下降1.65％。鉴于此，今后要充分发挥财政的再分配功能，加大对困难人群和低收入群体的转移力度。二要对非法收入坚决予以取缔。在山西个别人、非法经营、偷税漏税等现象还较严重，对此，要坚决予以取缔。三要尽快开征遗产税、赠与税等。通过这些税收对一些收入过高的人员进行调节。四要合理调节垄断性行业的过高收入。按照市场经济利润平均化的运作规则，各行业之间的利润率应大致趋于均等。
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.
一、引言
消费是人类通过消费品满足自身欲望的一种经济行为。在宏观经济学中，消费是指某时期一人或一国用于消费品的总支出。可支配收入，全称“国民可支配收入”或“居民可支配收入”，它是观察和分析国家之间、地区之间以及部门和人群之间收入如何分配的最重要的经济指标。本文的目的是研究消费与可支配收入之间的关系。运用计量经济学的观点，并用EViews软件进行实验。本文对2009年全国各地城镇居民家庭平均每人全年生活费支出的数据进行分析并指出收入对各项支出的影响。通过对比2008年的数据，分析变化的原因，对未来进行估计的同时提出意见。
（一）背景
几百年来，关于收入与消费之间的经济学探讨从未停止。亚当·斯密（Adam Smith）在《国富论》中就强调过消费的重要性，他认为“消费是所有生产的唯一终点和最终目的”。消费作为国家内需的重要构成部分，与国计民生息息相关。近几十年，随着中国经济的发展，居民的消费观念与消费对象也发生了翻天覆地的变化，从吃得饱到吃得健康、吃得绿色，从穿得暖和到穿得体面，从解决温饱到全民奔小康，而居民消费的发展趋势和消费需求问题也成为我国社会各界密切关注的热点和焦点。大量研究成果充分说明，收入是决定消费需求及其变动的最主要因素。
（二）消费结构
所谓消费结构是指在一定的社会经济条件下，消费者（包括各种不同类型的消费者和社会集团）在消费过程中所消费的各种不同类型的消费资料（包括劳务）的比例关系。
1.西方经济学家对消费支出的分类，一般有以下三种：
（1）按吃、穿、住、用划分；
（2）按消费对象基本属性划分，分为非耐用消费品、耐用消费品、劳务；
（3）按消费的社会功能分可为社会消费和生理消费。
消费结构的变化取决于多方面因素，而起决定作用的因素是人均收入水平。恩格尔定律揭示了两者的关系，恩格尔系数=食物支出金额/总支出金额×100%，恩格尔系数作为衡量一个家庭消费结构，乃至一个国家的居民消费结构变化的指标，也成为衡量富国、穷国的标准。一般随着收入的增加，恩格尔系数趋于下降，故发达国家的恩格尔系数相对较低。
2.从整个人类社会发展的过程看，消费结构变化一般规律可概括为四个转化：
（1）从自给性消费为主的消费结构向商品性消费结构转化；
（2）在商品性消费结构中，吃为主的消费结构向穿用为主的消费结构转化；
（3）由物质性消费为主向精神和劳务性消费为主的结构转化；
（4）由商品消费结构向产品性消费结构转化。
3.在人类发展历程中，消费结构与不同的社会生产力相对应。根据消费层次理论认为，低级阶段吃穿两项为主，中级阶段房子、车子等耐用消费品占主要地位，高级阶段则以精神文化生活消费为主要内容（张正萍，2008）。
（三）相关消费理论
相对而言较差。t=3.451409>t0.05，可支配收入对住房支出有显著影响。
（三）计量经济的检验
1.多重共线性的检验
2.异方差性的检验
由OLS估计的最终结果中R-squared和Adjusted R-squared的值（见表5和表6）可知，模型的拟合较好，由怀特异方差检验的结果可知OLS*R-squared统计量的伴随概率p
三、实证结果对比分析
（一）食品消费支出
2009年的R2=0.780773，2008年的R2=0.780773，都较高，模型整体拟合良好，居民可支配收入对食品的影响显著。2009年食品支出占总支出份额与2008年度相比变化不大，但有所下降，随着经济的发展，人们生活水平的提高，相对而言食品支出占的总份额会有所下降，这符合了消费结构变化的一般规律。从指数上看出，由于人均收入水平的在提高，总消费支出也有了明显的提高。用于食品消费支出的金额也加大了许多，这是2008年后的经济危机通货膨胀物价上涨的结果。说明人们生活水平的提高，对吃的要求已经不仅仅局限于温饱阶段，而是要吃得饱、吃得天然、吃得健康。
（二）衣着支出
对比2009年和2008年，人们用于衣着消费的支出有所上升，但总体变化不明显。说明近几年居民都已经比较注重衣服的质量和质感了，不仅仅追求穿得暖和，还要穿得舒服，穿得符合自己的性格爱好和身份，并且越来越追求时尚与高档了。也说明居民生活消费状态相对稳定，我国经济稳步发展，人们对我国经济的发展趋势持乐观态度。
（三）医疗消费支出
2009年和2008年相比，人们用于医疗保健支出占总支出比例有所上升。说明了随着人们收入的增加和生活水平的提高，人们对于疾病本身也越来越重视，健康意识增强，同时也反映了医疗费用还是相对较高。但由于医疗相关消费价格上涨，消费者所享受的商品和服务却并不一定提升了。所以我国急需完善居民医疗保险体制，并解决居民看病难看病贵的问题，以促进社会安定人民安居乐业经济的长久稳步发展（吴沛、楚晓东，2007）。
（四）住房消费支出
对比2009年和2008年，住房消费总支出份额下降。这说明在收入基数增大的同时，人们把更多的支出放在了食品、衣着和医疗消费方面，而在住房方面人们则持保守态度。表明受2008年金融危机的影响，虽然经济稳步发展，但是通货膨胀物价上涨，从而导致各种消费的增加，因而房地产的未来发展趋势不明朗。
四、对策建议
1.建立收入稳定增长的长效机制，促进居民收入的稳步提高。收入增长是促进消费增长的决定性因素，因此建立有效的稳定增长经济体制，是增加收入，全面提高和改善人民生活水平的重要途径。对城镇低收入者和下岗职工的再培训，对二次创业的技术培训、政策支持、资金援助等，都是非常重要的。大力发展第三产业，发展多种形式的集体经济，鼓励支持个体经济、私营经济健康发展，扶持中小型企业，创造更多的就业机会。
2.建立健全和完善市场竞争机制。紧跟城镇居民消费结构的变化趋势，一方面满足城镇居民现有的消费需求，另一方面创造并发现城镇居民可能的潜在的消费需求。鼓励对市场上现有的商品进行改善或者更新换代，或者不断地开发新颖、功能独特的新产品，或者个性化的产品，满足不同人群的不同消费需求。
3.进一步完善社会保障体制。医疗消费支出的边际消费倾向较小，完善社会保障体制有助于推动企业的改革，增强企业的活力，促进社会经济的发展；有助于维护劳动者的利益，减少改革的阻力，维护社会稳定；有助于调节贫富差距，营造和谐的社会氛围，促进社会公平正义的实现。社会保障是市场经济的重要支柱，市场经济的不断发展，居民对社会保障的需求日益强烈，完善社会保障体系早已是势在必行（黄继炜，2008）。
4.完善健全金融证券机构，引导消费趋向。人们在消费时，应当理性消费，人们应该考虑在金融保险证券行业和科技教育方面等有长期回报率的领域投资。国家应当完善和健全这些金融机构，使人们能够安心地进行投资和理财。
【参考文献】
[1] 门丽琼，胥巍，杨晨光.陕西城镇居民消费行为研究——基于不同收入阶层的实证分析[J].财经界（学术版），2010（10）：43-44.
[2] 张正萍.重庆市城乡居民消费结构的分析[D].西南大学硕士学位论文，2008：32-34.
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。
