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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
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）.
加快完善富民政策，大力落实富民举措，在发展中实现增收，在富民中促进发展，形成居民收入与经济发展良性互动关系，持续提高城镇居民收入在国民收入分配中比重、劳动报酬在初次分配中比重，努力缩小地区间差距，扩大中等收入群体，逐步形成日趋合理的收入分配格局。扣除物价上涨因素，从2012年到2020年，全区城镇居民人均可支配收入年均实际增长8.9%，略高于全国平均水平。到2020年，按当年价全区城镇居民人均可支配收入达5.14万元，比2010年翻1.59番；按2010年不变价达到3.82万元，比2010年翻1.16番。
二、进一步提高企业职工工资收入
完善以按劳分配为主体、多种分配方式并存的分配制度，健全劳资共决、兼顾并重、调高保低、同工同酬、公平公正的企业工资分配机制，完善以工资指导线为依据、以工资集体协商为决定方式，兼顾效率和公平、市场调节与政府调控相结合的企业工资宏观调控体系。依法规范企业分配行为，理顺分配关系，引导企业在发展生产和提高经济效益的基础上合理增加职工工资。
全面推行工资集体协商制度。政府及时工资指导线、劳动力市场工资指导价位等宏观调控指标，指导各类企业结合本企业经济效益，参照本地区经济发展、职工工资水平、行业平均利润率等因素，通过职工代表与企业代表平等协商的方式，依法确定本企业内部工资分配制度、工资分配形式、工资收入水平，制定落实工资指导线实施方案。生产经营正常、经济效益有增长的企业，围绕基准线安排工资增长；经济效益增长较快、工资支付能力较强的企业，在基准线和上线区间内安排工资增长；经济效益和支付能力一般的企业可按下线安排工资增长。企业除因效益严重下降经工资集体协商后可适当降低工资外，都要保证职工工资适度增长。全面推进工资集体协商工作，并将工资集体协商纳入各地政府绩效考核目标体系。“十二五”期间全区生产经营比较正常并已组建工会的企业都应建立工资集体协商制度。
全面落实最低工资保障制度。根据国民经济和社会发展以及职工工资水平增长状况，按照国家《最低工资规定》的要求，每两年至少调整一次最低工资标准，每次调整的增长幅度在15%以上，逐步调整提高最低工资标准，确保低收入职工工资水平随经济发展而提高。到2015年，力争城镇单位从业人员劳动报酬总额占地区生产总值的比重提高2个百分点左右，月最低工资1000元以上。
加大劳动保障执法力度，健全完善预防企业拖欠工资的长效机制。建立完善工资支付监控制度等长效机制。加强劳动保障监察执法，进一步完善和强化工资保障金制度和欠薪信息录入人民银行征信系统制度，对解决拖欠工资不力引发影响稳定的的，要严肃追究有关领导和责任人的责任。推进劳动保障监察网格化、网络化监管机制，指导和督促企业依法支付工资。健全劳动关系协调机制，加强劳动保障监察，构建劳动争议调解、仲裁、诉讼有机衔接的纠纷解决体系，构建和谐劳动关系。
健全企业劳动标准管理体系。加快健全完善“政府主导、行业自律、企业落实、职工监督”的劳动标准管理新格局，适应经济成分多元化要求，维护企业劳动关系和谐稳定。认真落实企业加班加点、休息休假等特殊情况下的工资支付政策。严厉查处未经人力资源和社会保障部门行政许可而实行特殊工时制度的企业。健全完善劳动定额管理制度。加强监督检查，使企业制定的劳动定额（计件单价）水平达到或接近本地区同类型企业的平均水平。
三、推动实现更高质量的就业
千方百计扩大就业规模，促进城镇劳动者充分就业。贯彻劳动者自主就业、市场调节就业、政府促进就业和鼓励创业的方针，实施就业优先战略和更加积极的就业政策，促进经济增长与扩大就业良性互动。健全劳动者自主择业、市场调节就业和政府促进就业相结合的机制，创造平等就业机会，千方百计扩大就业规模。进一步完善和实施有利于鼓励、支持和引导第三产业发展的政策措施，不断提高第三产业从业人员的比重。统筹产业政策和就业政策，大力发展劳动密集型产业、服务业和小型微型企业，积极承接东部产业转移，加快发展特色优势产业，扩大就业岗位，优化就业结构，提升就业质量。促进高校毕业生、农村转移劳动力、城镇就业困难人员特别是零就业家庭成员就业，做好军队转业人员安置和退役军人就业工作。完善和落实税费减免、小额担保贷款、财政贴息、场地安排等扶持政策，鼓励自主创业、自谋职业，支持以创业创新带动充分就业。推行灵活的就业形式，引导劳动者转变就业观念，采取非全日制、临时性、阶段性和弹性工作时间等多种灵活的就业形式实现就业和再就业。力争每年实现城镇新增就业30万人以上，城镇登记失业率控制在5%以内，全区城镇就业人数在2011年底1035万人的基础上，到2020年底达到1305万人以上。
强化基层机构建设，提升公共就业人才服务能力。重点推进县（区）、街道、社区三级公共就业人才服务机构建设，将公共就业人才服务向基层延伸，不断提升公共就业人才服务能力。加强公共就业人才服务信息网络建设，实现全区就业管理和服务信息统一联网。
加大创业帮扶力度，改善创业环境，以创业带动就业。完善并落实鼓励劳动者创业的税收优惠、小额担保贷款、资金补贴、场地安排等扶持政策，简化审批手续，严格规范收费行为，改善创业环境，拓宽劳动者的创业门路，鼓励劳动者创办中小企业、从事个体经营、创办合作组织以及新项目。进一步强化政策扶持、创业培训、创业服务“三位一体”的工作机制，帮助劳动者成功创业，实现创业促就业的倍增效应。鼓励科技人员创办企业，支持科技人员领办和创办科技型企业，推动科研成果在中小企业转化。
加强对困难群体的就业援助。实行全区统一的就业失业登记制度，完善就业登记、失业登记与就业服务有机衔接的工作流程，建立失业预警机制和制定控制失业的宏观调控政策，保持就业局势稳定。坚持把高校毕业生就业放在就业工作首位，促进城镇新成长劳动力就业。加大对就业困难群体的就业援助力度，建立健全就业援助制度和工作保障制度并使之长效化，对就业困难人员实行优先扶持和重点援助，并纳入社会公共服务体系。
加强职业技能培训，不断提高劳动者的就业能力。大力开展职业技能培训。健全面向全体劳动者的职业培训制度，加强创业培训，将有创业愿望和培训需求的人员纳入培训范围。
四、统筹推进城乡社会保障体系建设
促进社会保障体系由基本保障型向福利普惠型转变，形成覆盖城乡的社会保障体系，坚持全覆盖、保基本、多层次、可持续方针，以增强公平性、适应流动性、保证可持续性为重点，全面建成覆盖城乡居民的社会保障体系。按照国家的统一部署，提高社会保险统筹层次，实现全区社会保险缴费与待遇水平相统一，从总体上提高全区参保人员的社会保险待遇。到2015年，全区城镇参加基本养老保险540万人、失业保险240万人、工伤保险250万人、生育保险225万人，城镇居民基本医疗保险覆盖率95%以上。
建立健全城镇职工和居民养老保险制度。逐步推进企业职工基本养老金全国统筹，全面落实企业职工基本养老保险关系转移接续办法。建立企业退休人员基本养老金正常调整机制，提高退休人员基本养老金水平、参保职工病残津贴和参保人员丧葬抚恤标准。鼓励建立企业年金和职业年金，积极发展商业养老保险。
建立健全失业保险待遇正常增长机制，确保失业人员失业保险待遇的稳步增长。进一步扩大失业保险覆盖面，让更多劳动者享受失业保险待遇。2013年，在全区城乡居民收入提高、最低工资标准提高时，同步提高失业保险待遇水平，领取失业保险金人员参加职工基本医疗保险、大病统筹费用由失业保险基金支付，领取失业保险金人员不用缴费。建立失业保险待遇正常增长机制，完善失业保险金标准与最低工资水平同步调整机制，确保失业人员失业保险待遇的稳步增长。物价上涨过快时，及时启动失业人员物价补贴机制，
按规定调整工伤保险待遇。工伤保险待遇按照本统筹地区上年度城镇单位在岗职工平均工资增长率与基本养老保险同步调整。
提高城市最低生活保障标准。从2013年1月1日起，全区城市最低生活保障对象月人均补助水平增加20元，自治区对市县补助水平达到每人每月205元。加大社会救助尤其是在临时救助的财政投入，加强流浪未成年人保护、孤儿福利、残疾人、优抚安置服务设施建设，逐步实现城乡社会救助全覆盖。
五、坚持保障和改善民生，增加居民转移性收入
加强城镇保障性安居工程建设，努力解决中低收入城镇居民住房困难问题。加大保障性安居工程建设力度，多渠道筹措廉租房房源，加大租赁补贴力度，稳步扩大覆盖范围，基本解决保障性住房供应不足的问题。逐步将困难职工、新就业职工和外来务工人员纳入保障性住房供应范围。积极争取提高国家和自治区对保障性住房建设补助标准，实现国家对中低收入居民住房补助的转移支付。到2015年，全区完成建设保障性住房和各类棚户区改造90万套（户），全区城镇居民住房保障覆盖面达到22.8%。
六、强化制度改革和政策调节，千方百计增加城镇居民收入
二、样本及研究方法
为了深入分析研究中国的城镇居民的生活费支出与可支配收入的具体数量关系，收集了中国城镇居民月人均可支配收入（SR）和生活费支出（SC）2007～2009年各月度数据序列（数据来源：中经网统计数据库）
因时间序列数据的特殊性，其平稳性需要进行检验，此时可以使用EG两步法确认是否存在协整，并且对模型进行一定的误差修正。
三、实证与分析
根据EG两步法的理论，首先考察生活费支出和人均可支配收入的单整阶数.通过软件Eviews中的具体操作过程如下：
首先检验序列（SR）的平稳性，选带截距项，在滞后差分项下选2阶，通过估计结果来说，单位根检验的临界值分别为-3.577723，-2.925169，-2.600658，分别对应着在1%，5%，10%三个显著性水平检验，t检验的值为-3.438827大于1%临界值，因此无法拒绝H0，这说明人均可支配收入（SR）为非平稳序列，因存在单位根.
在单位根检验中，为了确定人均可支配收入（SR）序列的单整阶数，选择确定对一阶差分序列进行单位根检验并且带有截距项，选择2阶滞后差分项，通过估计的结果来说，单位根检验的临界值分别为-3.581152，-2.926622，-2.601424，分别对应在1%，5%，10%三个显著性水平检验，t检验的值为-9.361364小于临界值，因此拒绝H0，可判断人均可支配收入（SR）的差分序列是平稳的，因不存在单位根，也就是说，（SR）序列是一阶单整的，SR～I（1）。
通过以上的理论方法同样可以可检验生活费支出（SC）序列也是一阶单整的，即SC～I（1）。
为了分析可支配收入（SR）和生活费用（SC）序列数据之间是否协整，理论上应先对两个变量进行回归检验，然后通过对回归残差的平稳性的检验来判断。
将以上的生活费支出（SC）变量作为被解释变量，而人均可支配收入（SR）为解释变量，估计的回归模型为
为了得出回归残差是否平稳的特性，设et=Resid，从而可以将et进行单位根检验。另外可以看到，因残差的均值是零，因此做截距项为零的DF检验，检验的估计结论为：，在5%的显著新水平下，t检验的值为-4.141953，小于临界值，因此可以拒绝原假设，这说明残差序列是平稳序列不存在单位根，（SR）与（SC）之间存在协整关系。
生活费支出（sc）与可支配收入（SR）之间存在协整关系，说明它们之间保持有长期的均衡关系。可是在短期内出现失衡的状况是可能的.，为了提高回归模型的判断精度，把误差项et在回归模型中作为均衡误差看待，因此下一步可以通过建立误差修正模型将SC与SR的之间的短期行为与长期变化联系起来。
误差修正模型的结构如下：
将作为被解释变量，以和作为解释变量，估计回归模型，最终得到误差修正模型的估计结果为：
t=（0.064） （12.193） （-3.994）
R2=0.7769 DW=1.8979
四、结论
通过以上的分析可以看到，城镇居民月人均生活费用支出的变化食欲可支配收入的变化紧密联系的它不仅仅根据可支配收入的变化而变化，更重要的是它还因上一期生活支出对均衡水平的不同而有所偏离，即消费支出是有惯性特征的，误差项et（-1）估计的系数-0.541695说明了模型对偏离的修正，这进一步说明如果上一期对均衡水平的偏离如果越远，那么本期对模型的修正的量就会越大，也就是说，此模型系统是存在误差修正机制的。
参考文献：
[1]庞皓.《计量经济学》.北京，科学出版社，2006.
[2]易丹辉.《数据分析与Eviews应用》.中国人民大学出版社，2009.
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
一研究背景
居民收入差距扩大是市场化改革的必然产物，目前此问题不仅受到理论界的关注，而且已成为政府决心致力解决以实现改善民生目标的重要问题。与此同时，另外一个同等重要、同等严重的问题也开始逐渐受到关注，那就是近几年最终分配后我国居民实际可支配收入占GDP的比重出现急剧下降。居民可支配收入占GDP的比重是衡量GDP含金量、居民幸福指数、经济可持续发展前景的关键指标。本文依据详尽的数据分析指出中国居民可支配收入占GDP比重偏低且呈现不断下降趋势及其症结所在，并提出提高居民可支配收入占GDP比重的政策建议。
二居民可支配收入的定义及计算方法
1 居民可支配收入
居民可支配收入可定义为居民最终消费支出和其他非义务性支出以及储蓄的总和,即居民家庭可以用来自由支配的收入。城镇居民与农村居民取得收入的途径不同。城镇居民主要依靠工资薪金，农村居民主要依靠农产品的生产和销售，因此它们具有不同的统计途式。
城镇居民可支配收入是指城镇居民在支付个人所得税、财产税及其他经常性转移支出后所余下的实际收入。农村居民可支配收入指标的统计可操作性差，一般选取农民纯收入作为考察农民生活水平的指标。农民纯收入是指农村居民家庭全年总收入中，扣除从事生产和非生产经营费用支出、缴纳税款和上交承包集体任务金额以后剩余的，可直接用于进行生产性、非生产性建设投资、生活消费和积蓄的那一部分收入。
2 居民消费倾向
居民消费倾向指城镇居民可支配收入（农村居民纯收入）每增加一个单位而引起的居民消费所增加的数量。理论和实证研究显示，居民消费倾向是一个具有明显国别特色的指标，即不同国家之间居民消费倾向的差别很大，同一国家的居民消费倾向相对比较稳定。这主要是因为影响居民消费倾向的各种因素在不同的国家情况不同，且都属于在短时间内不会发生剧烈变化的指标。储蓄文化、社会保障制度、收入增长速度、收入差距情况、房地产价格都是影响居民消费倾向的重要因素。
1995年到2008年以来，我国居民的消费倾向在一定阶段内保持相对的稳定。如农村居民的消费倾向在2000年到2004年间基本保持在74%左右，2005年到2008年间保持在78%左右，我国城镇居民的消费倾向则以每年1% 的速度缓慢下降，由此可见，居民消费倾向具有相对稳定性和规律性。
表1：中国城市及农村居民消费倾向
年份
农民人均纯收入
农村居民消费支出
农村居民消费倾向[2]
城镇居民可支配收入
城镇居民消费支出
城镇居民消费倾向[3]
1995
1577.7
1310.4
83.05%
4283
3537.6
82.60%
1996
1926.1
1572.1
81.62%
4838.9
3919.5
81.00%
1997
2090.1
1617.2
77.37%
5160.3
4185.6
81.11%
1998
2162
1590.3
73.56%
5425.1
4331.6
79.84%
1999
2210.3
1577.4
71.37%
5854
4615.9
78.85%
2000
2253.4
1670.1
74.12%
6280
4998
79.59%
2001
2366.4
1741.1
73.58%
6859.6
5309
77.40%
2002
2475.6
1834.3
74.10%
7702.8
6029.9
78.28%
2003
2622.2
1943.3
74.11%
8472.2
6510.9
76.85%
2004
2936.4
2184.7
74.40%
9421.6
7182.1
76.23%
2005
3254.9
2555.4
78.51%
10493
7942.9
75.70%
2006
3587
2829
78.87%
11759.5
8696.6
73.95%
2007
4140.4
3223.9
77.86%
13785.8
9997.5
72.52%
2008
4760.6
3660.7
76.90%
关键词:
家庭体育教育投资;需求收入弹性;边际消费倾向
家庭体育教育投资是家庭教育投资重要组成部分，与青少年体质健康息息相关，是一种人力资本投资，也是家庭健康和家庭财富的投资。无疑，研究家庭体育教育投资能力，把握其内在规律，对于改善家庭主体投资意愿，控制投资风险，把握投资方向等都有积极意义。
1宿迁城镇居民家庭可支配收入与家庭体育教育投资能力特征
居民可支配收入包括家庭成员所从事主要职业的工资以及从事第二职业、其他兼职和偶尔劳动得到的劳动收入等。家庭可支配收入是影响家庭体育教育投资的重要因素。城镇家庭可支配收入是家庭成员得到可用于最终消费支出和其他非义务性支出以及储蓄的总和，即居民家庭可以用来自由支配的收入。［2］有资料显示，2014年宿迁城镇居民家庭人均可支配收入为15888元［3］，并且总体上在时间序列上呈逐年上升趋势，反映出宿迁城镇居民家庭体育教育投资潜力的逐年增强趋势。
2宿迁城镇居民家庭人均可支配收入、生活支出与家庭体育教育投资能力
生活支出包括基本生活需要的支出和非基本生活需要的支出两大部分，家庭体育教育投资是人们家庭消费支出中的非基本需要支出，与家庭收入直接相关，且不同富裕程度的家庭这方面的支出差异相对较大，当城镇居民家庭收入水平提高时，才有可能增加该类支出。有资料显示，宿迁城镇居民人均生活消费支出10450元，占人均可支配收入的65．77%，其中食品烟酒类消费支出占家庭人均可支配收入的23．72%，占比最高;居住类消费占家庭人均可支配收入的10．73%，排在第二位;家庭体育教育投资和非家庭体育教育投资的教育文化娱乐分别占比1．74%和9．66%，两者之和甚至超过了排在第二位的居住类消费，这一现象反映出宿迁城镇居民对教育文化娱乐类投入(包括家庭体育教育投资和非家庭体育教育投资的教育文化娱乐)的重视，家庭注重培养和提升子女的人力资本;同时，相对较小金额的家庭教育类投入(9．66%)及家庭体育教育投资(1．74%)反映出家庭其他方面的必要支出对家庭教育投入的挤出效应，同样道理，基于升学导及家庭必要开支的双重挤出效应导致家庭体育教育投资份额占比很低。
3宿迁城镇居民家庭体育教育投资的边际消费倾向与家庭体育教育投资能力
边际消费倾向是增加的消费和增加的收入之间的比率，也就是增加的1单位的收入中用于增加的消费部分的比率。调查统计表明，宿迁城镇居民的家庭边际消费倾向为0．438，表明家庭新增加的收入有43．8%用于生活消费支出。宿迁城镇居民食品烟酒、居住及非家庭体育教育投资的教育文化娱乐的边际消费倾向在家庭各项消费品支出中居前，表明宿迁城镇居民的新增收入首要满足基本生活需要;而家庭体育教育投资边际消费倾向排名最后，表明宿迁城镇居民在满足了基本生活需要及其他非基本生活需要开支后才考虑对家庭体育教育投资的消费，这一现象也反映出宿迁城镇居民对子女健康人力资本投资的不足。
4宿迁城镇居民家庭体育教育投资及其他项的需求收入弹性与家庭体育教育投资能力
需求收入弹性表示在一定时期内，消费者对某种商品需求量的变动对于消费者收入量变动的反应程度，用弹性系数加以衡量。弹性系数数值大小及表示意义有三种情况:(1)弹性系数大于1(奢侈品，富有收入弹性);(2)在0与1之间(正常品，缺乏收入弹性);(3)小于0(低档品)。调查统计计算得知，宿迁城镇居民生活支出中的交通通信和非体育家庭教育文化类两项的弹性系数都大于1，属于富有弹性的奢侈品，即随着家庭可支配收入的增加，城镇居民更愿意在交通通信及非体育家庭教育文化类上开支额更大;而像食品烟酒、衣着、居住等各项的商品及服务需求收入弹性系数都大于0且小于1，为缺乏弹性的正常品;家庭体育教育投资的需求收入弹性系数为0．869，显然不及富有弹性的一般教育投资及交通通信，也不及衣着及居住等基本生活需求支出。
5宿迁城镇居民家庭体育教育投资能力判别及制约因素
通常，居民家庭体育教育投资受制于两大因素:一是家庭预算;二是升学风险。在以文化成绩为导向的升学考试制度下，家庭对子女参加运动的项目、运动时间、运动特长、运动成才的成功率会做全面的评估和判断，如果运动对子女升学弊大于利，家庭体育教育投资则会被放弃。调查发现，宿迁城镇居民家庭随着子女入学年龄的增长，家庭体育教育投资呈快速下降趋势。居民家庭体育教育投资是家庭预算中家庭生活非基本支出一部分，在家庭预算一定的情况下，家庭体育教育的增加势必造成其他支出的减少，形成家庭体育教育投资的机会成本。如果家庭体育教育投资机会成本大到影响家庭正常基本生活支出，则会造成家庭生活质量下降，这样家庭体育教育投资能力较弱，反之亦然。有研究指出，当城镇居民年可支配收入不足8000余元时，城镇居民家庭完全没有能力投资教育;当城镇居民家庭年可支配收入在8000元至15000元之间时，城镇居民家庭在满足基本生活需求的前提下，压缩其他生活消费支出用于教育投资，但是投资能力有限;当城镇居民家庭年可支配收入大于15000元时，城镇居民家庭完全有教育投资能力。这里的完全有教育投资能力主要是针对于初级教育。用这个标准衡量家庭高等教育投资能力时还需要在此标准基础上加上高等教育的学费;并且考察家庭体育教育投资还需要综合考虑非体育类家庭教育投资。从江苏统计局的统计数据可知，宿迁城镇居民从2010年至2014年的人均可支配年收入可知，宿迁城镇居民的家庭体育教育投资属于完全有投资能力类型。
6结束语
家庭体育教育投资作为一种人力资本投资的实践活动，反映了家庭作为投资主体把货币转化为资本的主观条件及家庭体育教育服务费用的承受能力。宿迁城镇居民人均生活消费支出占用了人均可支配收入的65．77%，食品烟酒、居住等基本家庭生活支出负担较重，交通通信和非体育家庭教育文化娱乐富有需求收入弹性，家庭体育教育投资对子女升学等风险较大的不利因素影响，宿迁城镇居民家庭体育教育投资能力和投资潜力还需要更深入挖掘和激发。
作者：刘国富 单位：宿迁学院体育部
参考文献:
［1］温竹;洪恺;周亚．财政政策背景下的家庭教育投资［J］．北京师范大学学报(自然科学版)．2009．4(2):215－217．
［2］张光宏;李杰．我国城乡家庭教育投资能力比较分析［J］．农业技术经．2011．11:91－101．
［3］2014人民生活．［EB/OL］
一、引言
2008年国际金融危机爆发以来，居民消费不振给中国经济的健康发展带来了挑战，消费不足问题得到了的关注。本文从定量角度以1990—2010年的城镇居民人均消费支出和人均可支配收入等相关数据作为样本，通过计量分析的方法对影响我国城镇居民消费水平的因素进行实证分析。
二、实证分析
1.研究对象与数据选取。本文选取研究的时段为1990—2010年之间，分别采集了各年的城镇居民当期人均消费支出y、城镇居民当期人均可支配收入x1、当期价格指数x2和前期城镇居民人均消费支出x3作为研究样本。
2.单位根检验。为了检验上述序列的平稳性，通过对时间序列y、x1、x2和x3 取自然对数，得到新的序列lny、lnx1、lnx2 和lnx3。
首先对时间序列lny做ADF检验：
*MacKinnon （1996） one-sided p-values.
检验结果显示，ADF检验的t值为-2.993537，因此，lny在10%的显著性水平下拒绝原假设，序列不存在单位根。
然后对时间序列lnx1做ADF检验，由检验可知，该序列是不平稳的，并且存在截距项。对原序列level做检验，结果显示，lnx1序列以较大的概率64.65%接受原假设，即存在单位根。
将时间序列lnx1一阶差分然后对其做ADF检验，由检验结果可知： lnx1的一阶差分序列为平稳序列。同理，可得lnx1，lnx2，lnx3均为一阶单整序列， 故可在此基础上继续检验这些序列之间的协整关系。
3.协整检验。本文采用EG 两步法对变量进行协整分析，用OLS 法进行协整回归，得到： DW=2.458694则不存在序列相关性，且模型不存在异方差。
协整方程如下：Lny=-2.675559+0.222319lnx1+0.68794 5lnx2+0.726586lnx3
再对序列e做单位根检验，检验结果显示出回归模型的残差序列e为平稳序列，表明序列lny与lnx1、lnx2和lnx3存在协整关系。
4.格兰杰因果检验
从Granger 因果检验中看出，由伴随概率知，在5%的显著性水平下，x1是y的格兰杰原因，即当期人均可支配收入是当期人均消费支出的原因；y是x2的原因。结果证明要提升城镇居民的消费水平，必须增加城镇居民的可支配收入。
三、结论
本文通过对城镇居民人均消费支出、城镇居民人均可支配收入、和价格指数之间的协整检验，得出以下结论：
1.从长期来看，城镇居民面对的价格指数、人均可支配收入、和城镇居民人均消费支出之间存在协整关系。其中，我国城镇居民人均可支配收入每增长1%，就会使人均消费支出增长0.222319%，我国城镇居民面对的消费价格指数每增长1%，可使城镇居民每年的消费支出增加0.687945%，因而这两个因素对城镇居民的的消费影响很大。
2. 从短期来看，城镇居民人均可支配收入对增加城镇居民消费支出的影响达到0.800031%，价格指数的影响为0.357223%（负方向）。这说明短期内价格对居民消费的影响显著。
3.根据对各变量进行Granger 因果检验的结果，可以看出城镇居民可支配收入是影响居民消费的Granger 因果原因。因此要提高城镇居民消费水平， 关键还是要靠提高居民的可支配收入。
参考文献：
[1]程霞珍 潘理权：扩大居民消费的难点、重点与对策研究[J].经济问题探索，2010.01.
[2]魏杰等：如何启动居民消费需求[J].政策瞭望.2009，（3）.
引言
2008年，由美国次贷危机引起的世界性经济金融危机，已经对中国各方面产生了显著的消极影响，如企就业形势严峻，失业率上升，居民收入下降等。可以说，金融危机对社会各阶层收入与财富的积累产生了极大的负面效果（朱玲、金成武，2009）[1]。为了防止这种环境对中国经济产生的消极影响，政府采取的是由前期稳健的财政政策转变为积极的财政政策。通过各种的措施来提高居民的收入和消费能力，扩大内需。政府基础设施投资支出是政府投资性支出的一个组成部分，它一直被各国政府视为实现社会公平、弥合城乡居民收入差距，促进社会和谐的重要手段之一。所以，金融危机时中国出台了十项措施，到2010年底将陆续增加4万亿的财政支出，大部分用于基础设施建设。巨额的资金投入，目的之一就是改善人民群众的生活条件、扩大就业、增加居民收入。由于政府的财政支出的结构、范围和受益对象不同，对社会公平、社会福利状况和收入分配的作用也不同（Ravallion，2009）[2]。于是，认清政府基础设施投资支出与居民收入关系的研究才显得具有重要的现实意义。
目前学术界通过实证比较财政支出和居民收入关系的研究相对较少，而更多关注的是城乡收入差距与财政支出结构的相关研究以及积极的财政政策对社会产生的影响。Aaron 和 McGuire（1970）[3]基于个人效用函数的方法分析了美国20世纪60年代初期财政支出和收入关系的研究。他们得出本时期财政支出的分配是不合理的，因为经过研究，再分配政策把中等收入家庭的收入转移到了富裕家庭和穷人手中。朱柏铭和车琰（2010）[4]利用中国1978—2006年的数据研究居民收入对财政支出的影响。实证结果表明：长期内，基础设施需求和国防安全需求随着居民收入增长趋于稳定；短期内，文化教育支出需求随着居民收入的增长而增加。而本文将采用1980—2009年相关的时间序列数据进行实证研究，通过协整检验、Granger因果检验和误差修正模型的建立来分析政府基础设施投资支出与城镇居民收入的关系，为政府政策制定者提供合理、有效的建议。
一、变量选取、模型设定和数据来源
本文在变量的数据选取上，用城镇居民人均可支配收入代表城镇居民收入，用变量Y表示；政府基础设施投资支出用每年的支出总额来代表，并用变量X 表示。具体变量的含义范围如下：城镇居民人均可支配收入主要是城镇居民能够自由支配的收入，就是从居民总收入中扣除了缴纳给国家的各项税费和各项社会保险后余下的收入；政府基础设施投资支出主要指用于保障性住房、社会事业建设、灾后恢复重建和铁路、公路、机场和港口等设施方面的投资支出。
为了考察政府城镇居民人均可支配收入与政府基础设施投资支出的关系，我们选取X为解释变量，Y作为被解释变量。同时，为了消除时间序列数据的自相关性和数据的大幅度波动，模型设定过程中我们将采用对数的形式，这样也不影响原数据变量之间的协整关系。另外，在van de Walle（2004）[5]对越南公共安全网的实证研究所建立的复合函数基础上，我们提取了公共转移和消费两个变量，而收入的多少又决定着消费需求的大小。所以基于上述分析，我们建立的双对数模型如式（1）：
lnY = α+ βlnX + ε（1）
其中，α为常数项，β为lnХ的系数，ε为随机误差项。
本文中用于研究的1980—1989年的数据来自《中国统计年鉴（1990）》，1990—2008年的数据来自《中国统计年鉴（2009）》，2009年的数据来自2010年3月《政府工作报告》中公布的数据。
二、实证分析
（一）单位根检验
在进行协整检验之前，由于时间序列数据大都具有非平稳性，容易产生“伪回归”现象，所以要先进行单位根检验，也就是数据的平稳性检验。本文采用最常用的ADF（Augmented Dickey-Fuller）检验方法，通过Eviews3.1软件分析得出的结果（如表1所示）。
表1变量数据的平稳性检验
注：（1）D表示一阶差分，（2）** 表示显著水平为10%，* 表示显著水平为5%。
由变量数据的平稳性检验可知，lnY和lnX都是不平稳的，但两个序列的一阶差分数据是平稳的，所以它们是一阶单整序列，可能存在一定的协整关系，可以继续分析。
（二）协整关系检验
通过单位根检验的分析，两变量之间可能存在长期的协整关系，于是接下来对它们进行协整（Cointegration）检验。对协整关系的检验与估计，本文采用Engle和 Grangle（1987）提出的EG两步法[6]，即第一步建立变量间长期均衡的回归方程，第二步对方程模型中的残差序列做单位根检验。具体操作步骤如下：
首先，采用OLS（Ordinary Least Square）回归分析法对两变量进行回归，结果得到的协整方程如式（2）:
lnY=0.5118+1.0662lnX （2）
（0.9945）（14.6628）
R2=0.8848 DW=0.7672
括号里的数字代表的是对应系数的t统计值。
其次，对协整方程中的残差序列进行平稳性检验。结果（如表2所示）。
表2 残差序列的平稳性检验
注：Et表示残差序列，* 表示显著水平为5%。
可以看到，在显著水平为5%时，Et序列是平稳的。这表明方程式（2）不是伪回归，lnY与lnX之间存在协整关系，也就是说政府基础设施投资支出的不断增加和城镇居民人均可支配收入的不断增长，两者具有长期稳定的平衡关系。
（三）Granger因果关系检验
通过协整关系分析，我们知道政府基础设施投资支出和城镇居民人均可支配收入具有长期的平衡关系，但是这种关系是否具有另外一种关系——因果关系，也就是说是政府基础设施投资支出的增加促进了城镇居民人均可支配收入的增加，还是城镇居民人均可支配收入的增加促进了政府基础设施投资支出的增加，这时候就要通过因果关系检验来证明。本文选用Granger在1969年提出的通过时间序列具有的可观测性来分析的一种方法[7]，即若A变化能引起B变化，则A变化是发生在B变化之前的。所以此检验的关键在于滞后期的选择，因为滞后期不同得出的结论也会有所不同。根据赤池信息准则（AIC）最小化准则，我们选取的滞后期为6、7、8、9阶，结果（见表3）。
从表中分析得出，当我们选择的滞后期为8阶时，拒绝LNX does not Granger Cause LNY 的虚无假设，P值的大小通过了显著性水平为5%时的检验，此时说明政府基础设施投资支出变动是城镇居民人均可支配收入变动的Granger原因，即政府基础设施投资支出的增加会引起城镇居民人均可支配收入的增加。另外，当滞后期为6、7、8、9阶时，都接受LNY does not Granger Cause LNX的虚无假设，说明城镇居民人均可支配收入不是政府基础设施投资支出的Granger原因。
（四）建立误差修正模型
由于通过协整检验简单差分不一定能解决非平稳时间序列所遇到的全部问题，所以要进行误差修正。误差修正模型就是将误差修正项看做一个解释变量，连同其他反映短期波动的解释变量一起，建立短期模型（李子奈，2000）[8]。本文将残差序列Et作为误差修正项，与政府基础设施投资支出和城镇居民人均可支配收入两个变量的差分有机的结合在一起，建立误差修正模型，用于说明变量差分项表现出的短期波动。根据分析结果，可建立的修正模型如式（3）：
lnYt=0.0656lnXt + 0.9185lnYt-1 - 0.0365Et-1 （3）
（0.9800） （11.2459）（-1.4727）
Likelihood=46.5370 AIC=-3.1098 SC=-2.9670
括号里的数字代表的是对应系数的t统计值。可见，AIC、SC的值都比较小，变量的整体拟合优度也比较好。从模型中分析得知，lnXt的系数是0.0656。说明短期内政府基础设施投资支出每变化1%，本期内城镇居民人均可支配收入就会同方向变化0.0656%，也说明在短期内，支出的增加对收入增长的促进作用不是很明显。同理，在本期政府基础设施投资支出不变的情况下，上期城镇居民人均可支配收入变化1%，本期城镇居民人均可支配收入就会同方向变化0.9185%，也说明了收入在一定时期内是具有刚性的。另外，误差修正项系数为负数，符合反向修正机制，说明长期均衡关系对城镇居民人均可支配收入的变化具有修正作用，由于系数是0.0365，也说明修正作用并不是十分显著。
结论分析及政策建议
本文从政府基础设施投资支出和城镇居民人均可支配收入两个变量进行讨论，采用了1980—2009年政府相关时间序列数据，利用协整检验和Granger因果检验以及误差修正模型的方法进行实证研究，得出的结论及建议如下：（1）从协整检验模型结果分析表明，所选时间序列数据的一阶差分是平稳的，且政府基础设施投资支出每增加1%，城镇居民人均可支配收入就会同方向增加1.0662%，说明两者存在长期均衡关系的同时，政府基础设施投资支出的增加会对城镇居民人均可支配收入的增加起到显著的促进作用。从Granger因果关系检验结果中分析，当我们选择滞后期为8阶时，得出政府基础设施投资支出是城镇居民人均可支配收入的Granger原因（反向关系不成立），于是印证了基础设施支出对收入的显著促进作用。所以，政府应连续逐年增加政府基础设施投资支出数额，保证城镇居民人均可支配收入的可持续增长。但并不是说一年内增加的政府基础设施投资支出，城镇居民人均可支配收入就能在一年内立即增长，它是在相当长的时期内实现与政府基础设施投资支出均衡的状态。另外还要求政府优化政府基础设施投资支出结构，使其支出更多的转移到城镇居民生活水平上，变相提高其收入。（2）从误差修正模型的结果来看，短期内，本期的人均收入水平在本期的政府基础设施投资支出和上期的收入水平之间相比，更多的依赖于上期的收入水平（0.9185＞0.0656）。因此，短期内政府不可过多的增加政府基础设施投资支出，尽管长期均衡关系对城镇居民人均可支配收入的变化具有修正作用，但作用并不是十分显著，若实际城镇居民人均可支配收入的增长幅度小于通货膨胀的增长幅度，这时候短期政府基础设施投资支出的剧增很可能会引发通货膨胀。
参考文献：
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[2]Ravallion，M. Are There Lessons for Africa from China’s Success Against Poverty[J].World Development，2009，(37):303-313.
[3]Aaron，A.and McGuire，M.C.Benefits and burdens of government expenditure[J].Econometrica，1970，(6):919.
[4]朱柏铭，车琰.居民收入增长对公共支出的需求变动分析——基于中国1978—2006年数据的实证研究[J].技术经济与管理研究，
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[5]Vn de Walle.Testing Vietnam’s public safety net[J]. Journal of Public Economics，2004，(32).
中图分类号：C812 文献标识码：A
一、引言
城镇居民收入是反映区域经济发展和居民生活水平的重要指标。改革开放以来，伴随着甘肃省经济的快速增长，甘肃省的城镇居民收入水平不断提高。一般来说，居民收入的增长与经济的发展有着密切的关系。但长期以来，甘肃省的经济发展一直处于低于全国水平的状态，对居民的收入提生了一定的影响。
二、城镇居民收入与甘肃生产总值变动分析
（一）城镇居民收入大幅提高，但总体水平仍然偏低。
自1980年以来，甘肃省的居民收入有较大幅度的增长，尤其是1991年以来增幅更加明显，其中城镇居民人均可支配收入由1980年的403元增加到了2011年的14988.68元，增长了近37倍。图1为甘肃省近6年来的城镇居民人均可支配收入的情况：2006年―2011年的城镇居民可支配收入分别为8920.59元、10012.34元、10969.41元、11929.78元、13188.55元、14988.68元（数据来自甘肃省统计年鉴）；增长速度分别为10.31%、12.24%、9.56%、8.75%、10.56%、13.6%，平均增长速度超过了10%，可见近年来甘肃的居民可支配收入水平有显著提升。虽然甘肃省居民收入增长较快，但因甘肃省经济发展总体水平较低，历年来居民收入均低于全国平均水平，在全国中的序位依然居后。今年城镇居民可支配收入位于全国省市区的最后一位，低于全国的平均水平。
从城镇居民的收入来源看，其人均可支配收入包括工薪收入、经营净收入、财产性收入、转移性收入、其近年的收入情况分析如下：（1）工薪收入仍是居民家庭收入构成和增长主体，对家庭收入和人均可支配收入的增长起着决定性作用。（2）随着社会保障体系的进一步完善，政府加大了转移支付力度，如近几年来已经多次适当增加了离退休人员的退休金收入，保障了离退休人员的生活水平。随着经济的发展不断提高，使转移性收入实现平稳增长，成为拉动可支配收入增长的一个比较明显的因素。（3）财产性收入、经营净收入偏低。首先财产性收入下降，城镇居民单纯靠财产获得收益的意向偏淡。其次经营净收入偏低，对人均可支配收入的拉动明显低于工薪收入和转移性收入。
甘肃省城镇居民收入变动特征主要有一下几个方面：（1）不同收入群体分布呈现“中低部大，上头小”的形状。我们按人均纯收入把家庭分为三个层次，即低于全省平均水平的中等偏下收入户、中等收入户、高于平均水平的高收入户，可得中等及偏下户占据了相当大的一部分，高收入户比重仍然很小。（2）高、低收入群收入整体上普遍偏低，与高收入的地区相比差距更大。
（二）甘肃省经济增长变动分析。
伴随着改革开放的不断深入，我省经济进入了一个持续快速发展的新阶段，全省经济实力大大提高。1980年-2005年我省生产总值按可比价格计算，年平均增长9.6%，经济总量由1980年的73.90亿元上升到2005年的1933.98亿元，经济总量增长了26.2倍。然而，在我省经济建设取得显著成绩的同时，横向比较看，我省经济发展并不乐观，突出表现在经济总量占全国的份额逐渐变小、位次后移。1980年我省经济总量占全国的1.64%，至2000年占全国的1.18%，到2005年我省经济总量占全国总量的1.06%，与此同时，我省经济总量在全国位次也逐渐后移。1980年我省经济总量居全国各省排名第23位，至2000年后移至第27位。
图1 2006 ― 2011年甘肃省生产总值及增长速度
三、实证分析
通过选取1984-2011年的甘肃省人均可支配收入和生产总值数据，并对两个变量取对数后进行单位根检验，结果如下：
对两个变量取对数后进行单位根检验，其ADF值分别为-0.12和-1.97，大于5%水平下的临界值，落在了接受域内，即接受原假设：两个变量存在单位根，是不平稳的时序过程。在对两个取对数的变量的一阶差分进行单位根检验，其ADF值落在拒绝域，应该拒绝原假设，即两个变量差分后平稳。根据结果可知两个变量都是一阶单整的，进行协整分析结果如下：
根据检验结果可知，残差的ADF值落在接受域内，应该接受原假设，残差存在一个单位根，所以残差序列并未通过平稳性检验，认为残差是非平稳的，所以居民可支配收入和甘肃经济增长之间并不存在协整关系，无法建立协整模型。
（作者单位：兰州商学院统计学院统计学专业）
参考文献：
一、引言
随着我国经济的不断发展，我国居民的消费已不再是一个可以忽视的问题，在许多方面已被广泛的研究。本文着重探讨影响我国城镇居民消费水平的主要影响因素（城镇居民消费水平主要与消费水平价格指数、可支配收入、人口增长率以及工资水平等有关），采用多元线性回归分析和逐步回归分析的方法得到与数据拟合得相对较好、能够反映其内部规律的回归模型。
二、问题分析及变量选择
制约和影响我国城镇居民消费水平的因素有很多：例如生产发展水平、居民的收入水平、市场物价水平、通货膨胀情况、消费品的质量与包装等。为了得到与数据拟合的相对较好、能够反映其内部规律的回归模型，首先我们从定性的角度分析影响城镇居民消费水平的主要因素（消费水平价格指数、可支配收入、人口增长率以及城镇居民工资水平），以及相关关系以便接下来建立模型：
（1）城镇居民消费水平与城镇居民消费价格指数
消费价格指数（CPI），是根据与居民生活有关的产品用劳动价格统计出来的物价变动指标。而居民消费价格指数反映了居民购买并用于消费的消费品及服务价格水平的变动情况，是影响居民消费水平的一个重要因素。
（2）城镇居民消费水平与城镇居民人均可支配收入
个人可支配收入被认为是消费开支的最重要的决定性因素。通过对社会消费需求总水平的考察，我们可以看到，在物价水平不变的情况下，一定时期人们的可支配收入越高，消费水平越高；可支配收入越低，消费水平也越低。
（3）城镇居民消费水平与城镇人口自然增长率
人口自然增长率是反映人口发展速度和制定人口计划的重要指标。我国是世界上人口最多的一个国家，城镇人口自然增长率对城镇居民消费水平也有比较大的影响。
（4）城镇居民消费水平与城镇居民工资水平
人们的工资收入并非都是可以由消费者自由支配的收入，比如要依法缴纳个人所得税、依法缴纳社会保险费等。同时，居民也会享有社会福利、社会优救济和社会保险以及商业保险等带来的收入。本文研究城镇居民的工资水平的目的主要是与城镇居民的可支配收入相对应。
三、数据收集整理
根据2010年《中国统计年鉴》以及中华人民共和国国家统计局网站等官方网站，搜集了从1990年到2009年城镇居民消费水平指数、消费价格指数、人均可支配收入、城镇人口自然增长率、居民工资水平等相关数据，保证了数据的有效性、合理性和真实性。
回归前后消费水平随时间的变化图
从残差图中可以看出只有两个异常点（1993年和2002年），从拟合图可以看出拟合优度很高，回归效果好；通过计算得知R2=0.999和F=3835.4，说明其结果很好，p远小于，此模型具有广泛的适用性。而且各参数的置信区间都没有包含零点，所以对模型系数的解释可靠。
五、结束语
本文建立的模型能客观真实反映我国目前城镇居民消费水平情况；求得的模型拟合优度较高，回归效果较好而且拟合参数置信区间均未包含零点，对模型的系数解释可靠；采用逐步回归的方法建立模型不断引入对因变量影响显著和剔除对因变量影响不显著的自变量，使得最终模型的确立更加合理。除我们考虑的几个因素外，还有其他一些因素对城镇居民消费水平有影响。
总之，我们要从多方面、多层次、多渠道提高人们的消费水平，从而促进社会经济的发展。
参考文献：
[1]中国统计局，2010中国统计年鉴，2011.
[2]张恒利，徐英花，关于我国城镇居民消费水平及影响因素的分析研究，《预测》，1996.01.
