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進入21世紀以來，山西城鎮(zhèn)居民可支配收入節(jié)節(jié)攀升，在全國31個省市自治區(qū)中的位次逐年上升。2000年山西城鎮(zhèn)居民人均可支配收入僅為4724.11元，位于全國倒數(shù)第1。但從2000年到2003年來看，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入雖然還在全國的位次底部，位次卻提高了9名；2004年山西城鎮(zhèn)居民人均可支配收入為7902.86元，位次也由20名以后前移到18名；2006年山西城鎮(zhèn)居民人均可支配收入已超萬元，在全國排名第15位，這是一個非常了不起的變化，表明山西城鎮(zhèn)居民的可支配收入已基本接近全國中等水平。
(二)收入增長的主要原因
1 工薪收入增長較快，對可支配收入的拉動作用很大
從收入構(gòu)成看，工薪收入是目前山西城鎮(zhèn)居民收入的主要來源。例如，2005年工薪收入占家庭人均總收入的比重為74.5％。工薪收入增長較快的主要原因：一是規(guī)模以上工業(yè)增加值增長較快。山西2000年規(guī)模以上工業(yè)增加值占全國的比重僅為1.7％，到了2005年增加為2.6％。這說明山西這段時期的工業(yè)增長迅速，對推動職工工薪收入的大幅度增長有很大作用。二是企業(yè)利潤增長幅度較大。“十五”時期工業(yè)企業(yè)利潤年均增長速度達到創(chuàng)紀錄的64.7％。2005年的利潤總額比2000年增長了11.1倍。企業(yè)利潤的增長大大提高了職工的工薪收入。三是增資政策出臺。山西省政府多次出臺增資和補貼政策，提高了在職職工最低工資標準。
2 城鎮(zhèn)居民收入渠道進一步拓寬，收入構(gòu)成日趨多元化
工薪以外的經(jīng)營、財產(chǎn)、轉(zhuǎn)移性收入現(xiàn)在已成為山西城鎮(zhèn)居民收入增長的新亮點。2005年城鎮(zhèn)居民人均經(jīng)營性收入、財產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入分別為350.96元、136.38元和1947.77元。比2002年分別增加了109.3元、45.88元和456.13元，分別增長了45.22％、50.69％和30.57％。這主要是因為山西產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的不斷優(yōu)化和調(diào)整，各級政府高度重視發(fā)展優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)，放手發(fā)展非公有制經(jīng)濟的結(jié)果。另外隨著人們就業(yè)觀念的轉(zhuǎn)變，居民財產(chǎn)投資意識也逐漸增強。
二、對山西城鎮(zhèn)居民收入增長的反思
(一)內(nèi)部收入差距拉大
雖然城鎮(zhèn)居民人均可支配收入增長了，但是內(nèi)部收入差距卻不斷拉大。據(jù)2000年以來對20％的高收入家庭和低收入家庭的抽樣調(diào)查資料計算：2000年山西城鎮(zhèn)居民高收入家庭人均收入為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為15159.5元和16951元，分別為低收入家庭3376.1元和3732.9元的4.49倍和4.54倍。2006年，城鎮(zhèn)低收入居民家庭人均可支配收入為4213.4元，僅為全省平均收入水平的42.0％。
(二)行業(yè)間收入差距拉大
隨著城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的增長，行業(yè)職工間的收入差距正呈擴大趨勢。全省107個大類行業(yè)中，工資最低和最高行業(yè)相差由2000年的5.2倍擴大到2005年的9.3倍。煤、電、鐵等支柱行業(yè)及金融、高科技和新興行業(yè)的收入最高。107個大類行業(yè)中，在崗職工年平均工資在全省平均工資水平以上的行業(yè)有27個。其中。煤炭和采選業(yè)22536元；電力、熱力生產(chǎn)和供應業(yè)為20848元；黑色金屬冶煉及壓延業(yè)22457元；金融業(yè)20965元。此外，高等教育、體育業(yè)、鐵路運輸?shù)刃袠I(yè)在崗職工平均工資也都突破20000元。
(三)城鄉(xiāng)間收入差距拉大
雖然城鎮(zhèn)居民人均可支配收入不斷增長，但農(nóng)村居民人均純收入與之相比較卻增長緩慢，二者的差距不斷拉大。2000年城鎮(zhèn)居民人均可支配收入是農(nóng)村居民人均純收入1905.6元的2.479倍；到了2005年和2006年城鎮(zhèn)居民人均可支配收入分別為農(nóng)村居民人均純收入2890.7元和3195元的3.084倍和3.1386倍。
(四)與全國平均水平差距拉大
2006年山西城鎮(zhèn)居民人均可支配收入首次突破萬元大關(guān)，為10027.7元，在全國31個省市自治區(qū)中列第15位，然而，雖然實現(xiàn)了收入的較快增長和位次的前移，但與全國平均水平相比仍低于全國平均水平，并且收入差距在擴大。2000年，山西城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與全國平均水平僅差1555.89元，而到了2006年，差距擴大到1731.3元。
三、政策建議
(一)繼續(xù)提高城鎮(zhèn)居民收入的建議
1 保持經(jīng)濟持續(xù)快速增長
保證城鎮(zhèn)居民收入的持續(xù)、穩(wěn)定、快速增長，最終依賴于山西經(jīng)濟的發(fā)展。在發(fā)展經(jīng)濟時要注意不能追求短期效益，不能急功近利，而應該致力于經(jīng)濟的持續(xù)發(fā)展。十七大報告中要求我們要建設生態(tài)文明，要基本上形成節(jié)約能源資源和保護生態(tài)環(huán)境的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、增長方式、消費模式，但山西是以能源型重工業(yè)為主要經(jīng)濟增長的。以2006年為例，山西GDP構(gòu)成中，第二產(chǎn)業(yè)占到57.8％，在全國居首位。煤炭、焦炭、冶金、電力創(chuàng)造的增加值占GDP總量的比重超過1/3，四大支柱產(chǎn)業(yè)在創(chuàng)造了36％的GDP的同時，消耗能源占到全省能源消耗總量的63％。工業(yè)固體廢物排放量4357022萬噸，在全國高居第1位。山西經(jīng)濟要持續(xù)發(fā)展，就要走科技含量高、經(jīng)濟效益好、資源消耗低、環(huán)境污染少的新型工業(yè)化道路。
2 促進工薪收入穩(wěn)步增長
在山西省城鎮(zhèn)居民人均可支配收入中，工薪收入所占比例較高，高額的比例決定了要提高城鎮(zhèn)居民收入的增長在很大程度上依賴于工薪收入的增長。要保證工薪收入持續(xù)增長，一要促進各種形式的就業(yè)。能否就業(yè)是影響城鎮(zhèn)居民收入的根本因素，有了工作才可能有收入。二要注意最低工資標準的落實。目前山西省執(zhí)行的最低工資標準是剛剛調(diào)整的，一類610元、二類570元、三類530元、四類490元。這將有助于工薪收入的提高，但在實際支付中往往達不到這個標準。所以要建立機制保障最低工資的落實。三要建立周期性直接加薪機制。在山西很大一部分工薪收入屬于國家財政支出，要提高工薪收入，主要是通過直接加薪的方式才能解決。
3 進一步促進收入構(gòu)成多元化
在山西省城鎮(zhèn)居民人均可支配收入中，經(jīng)營性收入、財產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入雖有增長，但增速較低，要想辦法提高這些收入。一要繼續(xù)加快發(fā)展非公經(jīng)濟特別是私營經(jīng)濟，擴大就業(yè)，促進經(jīng)營凈收入增長。二要提高居民理財意識，增加財產(chǎn)性收入。財產(chǎn)性收入必然會涉及到各種投資，除了實業(yè)投資等，還包括投資金融產(chǎn)品，涵蓋了儲蓄、債券、保險和股票等，這需要城鎮(zhèn)居民提高理財意識。三要不斷完善社會保障體系，持續(xù)增加轉(zhuǎn)移性收入。
(二)縮小收入差距的建議
1 縮小內(nèi)部收入差距和行業(yè)收入差距
中圖分類號：F126 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2015）02-0114-02
近幾年，貴州省的經(jīng)濟實現(xiàn)兩位數(shù)發(fā)展，但消費卻增長緩慢。消費是社會生產(chǎn)的最終目的，也是經(jīng)濟發(fā)展的強大動力。2008年歐美金融危機以后，在國外市場疲軟的情況下，內(nèi)需變得越來越重要。如果消費跟不上就會阻礙經(jīng)濟的進一步發(fā)展。如何擴大內(nèi)需、拉動消費又再一次被提上日程，成為大家關(guān)注的課題。經(jīng)濟學中幾乎所有的消費理論都認為，收入是最主要的影響因素，收入的變化決定著消費的變化。因此，本文從收入的不同角度來探討其對消費的影響。為了剔除價格變動的影響，在研究貴州城鎮(zhèn)居民收入與消費問題時，將消費和收入指標均按1978年可比價格進行計算。文章中所采用的數(shù)據(jù)都是根據(jù)中華人民共和國國家統(tǒng)計局官方網(wǎng)站的數(shù)據(jù)計算而得。改革開放到現(xiàn)在，我國主要經(jīng)歷了兩個發(fā)展階段：一是1978―1997年，此時總需求大于總供給，處于供給短缺狀態(tài)，無論是居民收入、消費還是價格都是高速增長時期；二是1998至今，此時總需求絕大部分時間小于總供給，收入增長速度下降[1]。因此，以1997年為界點分成1978―1997年和1998―2012年兩個階段來進行分析。
一、現(xiàn)期收入對消費支出水平的影響
凱恩斯在《就業(yè)、利息和貨幣通論》中提出了第一個消費函數(shù)，開創(chuàng)了應用消費函數(shù)理論研究消費問題的先河，他的消費函數(shù)理論被后人稱之為“絕對收入假說”[2]。凱恩斯的消費函數(shù)理論及消費傾向遞減規(guī)律被許多早期的實證研究所證實。但是，由于經(jīng)濟生活的復雜性，他的這種理論和觀點同樣不可避免地受到挑戰(zhàn)。西蒙?庫茲涅茨按交疊的十年發(fā)表的1869―1938年美國國民收入分產(chǎn)品估計表明，平均消費傾向并沒有隨收入而穩(wěn)定下降，而是一直保持著穩(wěn)定，除1924―1938年外，其余年份均保持在0.84―0.89之間。這便是著名的“庫茲涅茨反論”，他否定了凱恩斯的平均消費傾向隨收入上升而遞減的論斷。這樣看來，在長期中消費與收入則會形成一個固定的比例，消費函數(shù)的形式就將得到改變，即表現(xiàn)為沒有截距項的過原點的函數(shù)形式[2]?！皫炱澞姆凑摗睉菍P恩斯理論的一種修正。
我國學者實證分析表明，1978年以前，居民現(xiàn)期消費主要取決于現(xiàn)期收入；1978年以后，由于居民消費行為的外部環(huán)境條件的變化，居民現(xiàn)期消費與現(xiàn)期收入之間的關(guān)系有所變化，但現(xiàn)期收入對消費仍有很大的解釋力（臧旭恒，1994）[3]?，F(xiàn)在我們利用貴州省城鎮(zhèn)居民消費的數(shù)據(jù)來分析居民現(xiàn)期收入與現(xiàn)期消費的關(guān)系。這部分使用的數(shù)據(jù)是1978―2012年貴州省城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與人均消費支出，已按1978年的可比價格進行換算。
回歸模型表明，貴州省城鎮(zhèn)居民有較為穩(wěn)定的消費傾向，現(xiàn)期消費支出與現(xiàn)期收入有著較為穩(wěn)定的比例關(guān)系，平均每增加1元可支配收入，1978―1997年間將有0.745元用于增加當期消費，而1998―2012年間有0.6元用于增加當期消費，這說明他們的長期邊際消費傾向很高。這段時間貴州省城鎮(zhèn)居民增加的可支配收入近2/3被消費掉了，用于儲蓄的部分只占1/3，這大大地推動了貴州省商品交易市場的繁榮。
二、過去收入對消費支出的影響
過去收入是指過去的時間里人們所得到的收入，這里指貴州省城鎮(zhèn)居民過去年份所取得的可支配收入。過去收入又稱為滯后收入，根據(jù)過去時期的長短又可分為滯后一期收入，滯后二期收入……關(guān)于滯后收入對現(xiàn)期消費的影響，有許多學者對此進行了研究?；魻栐谄洹半S機游走”的模型中將滯后收入與滯后消費同時納入回歸模型對即期消費進行回歸，得出結(jié)論是過去收入的系數(shù)并不顯著，他認為滯后消費對即期消費更有解釋力[2]。臧旭恒（1994）對霍爾的隨機游走模型進行了檢驗，構(gòu)造滯后一期消費支出與滯后收入的模型，即
臧旭恒分別用1978―1991年全國城鎮(zhèn)居民與全國農(nóng)村居民的數(shù)據(jù)對模型進行了回歸，全國城鎮(zhèn)居民的回歸結(jié)果拒絕了霍爾的“隨機游走”假說，因為滯后一期收入系數(shù)仍然顯著。這表明，滯后收入仍然對現(xiàn)期消費有很好的解釋力，而同時，滯后一期消費支出系數(shù)并不顯著，表明滯后一期消費支出對現(xiàn)期消費沒有解釋力。全國農(nóng)村居民的回歸結(jié)果則證實了霍爾的“隨機游走”假說，即以滯后消費和滯后收入作為自變量的回歸中，滯后收入變量有一個微小的、負的系數(shù)，滯后收入變量對農(nóng)村居民消費支出解釋力不足。根據(jù)臧旭恒的回歸結(jié)果可以得出的結(jié)論是：城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民有著不同的消費行為特征。城鎮(zhèn)居民因為有相對穩(wěn)定的收入，這使得他們能夠根據(jù)過去的收入情況預測將來收入情況，并以此安排消費支出。雖然由于經(jīng)濟體制改革的進一步深化使城鎮(zhèn)居民收入的不確定性增加，但相對于農(nóng)村居民還是較為穩(wěn)定的。農(nóng)村居民則對過去形成的消費經(jīng)驗更為依賴，根據(jù)過去的消費習慣來安排消費支出。
貴州省城鎮(zhèn)居民消費行為是否也呈現(xiàn)出這樣的情況呢？即他們的當期消費支出是否與滯后收入或是滯后消費支出有關(guān)？如果消費支出與滯后消費有關(guān)，而與滯后收入并沒有關(guān)系，則說明當期消費支出取決于貴州省城鎮(zhèn)居民的過去消費經(jīng)驗，那么要促進消費支出的持續(xù)增長，則需要更多的從改變貴州城鎮(zhèn)居民的消費習慣開始。如果貴州省城鎮(zhèn)居民的消費支出更多的表現(xiàn)為與滯后收入有關(guān)，則說明貴州省城鎮(zhèn)居民對過去的消費習慣并不依賴，而更多的是根據(jù)過去的收入情況來決定消費支出。這也將從另一方面反映出過去收入可能并不僅僅作為一種過去的收入狀態(tài)而存在，而且有可能形成了一種城鎮(zhèn)居民對將來收入的預期。過去收入作為一種將來的預期收入而存在。在這一部分將通過有關(guān)數(shù)據(jù)分析滯后收入與滯后消費對貴州城鎮(zhèn)居民現(xiàn)期消費的影響。檢驗貴州省城鎮(zhèn)居民的消費是否遵循“隨機游走”假說，探尋過去收入對現(xiàn)期消費的影響，它可以反映貴州省城鎮(zhèn)居民的消費是否受到預期的影響。建立模型如下：
從模型的回歸結(jié)果看，1978―1997年滯后一期消費支出系數(shù)并不顯著，但滯后一期可支配收入對現(xiàn)期消費支出卻有很好的解釋力，這顯然拒絕了霍爾的“隨機游走”假說，與臧旭恒回歸的1978―1991年全國城鎮(zhèn)居民的情況相同。過去一期收入每增加1元貴州省城鎮(zhèn)居民的消費支出也將增加1元，比現(xiàn)期收入具有更高的邊際消費傾向，說明貴州省城鎮(zhèn)居民更加在意過去一期的收入情況。由于這段時期城鎮(zhèn)居民收入增長非?？?，所以其成為了人們的一種穩(wěn)定的收入預期，再加上傳統(tǒng)的社會保障體系還基本健全，居民消費沒有后顧之憂，所以邊際消費傾向很高。1998―2012年常數(shù)項、滯后一期消費和滯后一期收入系數(shù)均不顯著，說明這段時期他們對收入的影響不顯著。原因是此時收入增長速度放緩，再加上涉及民生的企業(yè)、教育、醫(yī)療和社會保障體系等改革進入到攻堅階段，這些改革使得人們的不確定性增強，所以人們更加注重現(xiàn)在未來，而不是過去。
三、工資性持久收入和暫時收入
按照弗里德曼的持久收入消費理論，居民收入可分為暫時收入和持久收入兩個部分。由于暫時收入的增加是不確定的，居民會傾向于將這部分收入用于儲蓄，居民消費是持久收入的穩(wěn)定函數(shù)。隨著經(jīng)濟體制改革進程的深入，市場經(jīng)濟的成分逐漸加大。居民收入快速增長，但長期以來人們習慣視為持久收入的體制內(nèi)基本工資增長并不快，主要是體制外的收入增長很快（劉嵐芳，1999）[4]。以工資性收入代表持久收入（Yt），人均年實際收入與持久收入的差為暫時收入（Yt）。改革開放初幾乎占人均實際收入100%的持久收入經(jīng)歷了1985年的放權(quán)讓利，降到80.44%，之后一直下降。盡管2000―2007年由于貴州省政府機關(guān)和企事業(yè)單位進行工資上調(diào)使這一比例有所上升，到2007年這一比例為70.03%，之后卻一直呈現(xiàn)下降趨勢，2012年降為61.41%。
從分析結(jié)果來看，工資性持久收入基本用于消費支出，即每增加1元的持久收入，兩個階段分別有0.845元和0.662元用于當期的消費支出，這一比例較高，表明貴州省城鎮(zhèn)居民愿意將這種較為穩(wěn)定的收入大部分消費掉。暫時收入也對消費支出有影響，暫時收入每增加1元，將有兩個階段分別有0.671元和0.360元用于當期消費支出。1980―1997年間人們更加注重消費，無論哪種收入都對消費產(chǎn)生重要的影響，但1998―2012年間這種狀態(tài)發(fā)生了變化，無論哪種收入對消費的影響都在減弱，人們更加注重儲蓄而不是消費，以預防由于改革所帶來的不確定性。
結(jié)論和建議：1978―1997年，現(xiàn)期收入、滯后一期收入、工資性持久收入和暫時收入都對消費產(chǎn)生重要影響，滯后一期消費對現(xiàn)期消費沒有產(chǎn)生影響；1998―2012年，現(xiàn)期收入、工資性持久收入、暫時收入對消費產(chǎn)生重要影響，滯后一期收入和消費對現(xiàn)期消費沒有產(chǎn)生影響?？梢钥闯?，第一階段由于人們預期穩(wěn)定，收入增長迅速，所以消費支出高；第二階段由于收入增長放慢以及受到改革所帶來的不確定性影響，消費減弱。因此，一方面應大力提高居民的收入增長速度，另一方面應加強社會保障體系的健全，減少人們的不確定性，穩(wěn)定人們的預期，激發(fā)其消費欲望。
參考文獻：
[1] 徐連仲.改革開放經(jīng)濟運行四大階段[J/OL].t望新聞周刊，2013，（8）.
加快完善富民政策，大力落實富民舉措，在發(fā)展中實現(xiàn)增收，在富民中促進發(fā)展，形成居民收入與經(jīng)濟發(fā)展良性互動關(guān)系，持續(xù)提高城鎮(zhèn)居民收入在國民收入分配中比重、勞動報酬在初次分配中比重，努力縮小地區(qū)間差距，擴大中等收入群體，逐步形成日趨合理的收入分配格局?？鄢飪r上漲因素，從2012年到2020年，全區(qū)城鎮(zhèn)居民人均可支配收入年均實際增長8.9%，略高于全國平均水平。到2020年，按當年價全區(qū)城鎮(zhèn)居民人均可支配收入達5.14萬元，比2010年翻1.59番；按2010年不變價達到3.82萬元，比2010年翻1.16番。
二、進一步提高企業(yè)職工工資收入
完善以按勞分配為主體、多種分配方式并存的分配制度，健全勞資共決、兼顧并重、調(diào)高保低、同工同酬、公平公正的企業(yè)工資分配機制，完善以工資指導線為依據(jù)、以工資集體協(xié)商為決定方式，兼顧效率和公平、市場調(diào)節(jié)與政府調(diào)控相結(jié)合的企業(yè)工資宏觀調(diào)控體系。依法規(guī)范企業(yè)分配行為，理順分配關(guān)系，引導企業(yè)在發(fā)展生產(chǎn)和提高經(jīng)濟效益的基礎(chǔ)上合理增加職工工資。
全面推行工資集體協(xié)商制度。政府及時工資指導線、勞動力市場工資指導價位等宏觀調(diào)控指標，指導各類企業(yè)結(jié)合本企業(yè)經(jīng)濟效益，參照本地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展、職工工資水平、行業(yè)平均利潤率等因素，通過職工代表與企業(yè)代表平等協(xié)商的方式，依法確定本企業(yè)內(nèi)部工資分配制度、工資分配形式、工資收入水平，制定落實工資指導線實施方案。生產(chǎn)經(jīng)營正常、經(jīng)濟效益有增長的企業(yè)，圍繞基準線安排工資增長；經(jīng)濟效益增長較快、工資支付能力較強的企業(yè)，在基準線和上線區(qū)間內(nèi)安排工資增長；經(jīng)濟效益和支付能力一般的企業(yè)可按下線安排工資增長。企業(yè)除因效益嚴重下降經(jīng)工資集體協(xié)商后可適當降低工資外，都要保證職工工資適度增長。全面推進工資集體協(xié)商工作，并將工資集體協(xié)商納入各地政府績效考核目標體系。“十二五”期間全區(qū)生產(chǎn)經(jīng)營比較正常并已組建工會的企業(yè)都應建立工資集體協(xié)商制度。
全面落實最低工資保障制度。根據(jù)國民經(jīng)濟和社會發(fā)展以及職工工資水平增長狀況，按照國家《最低工資規(guī)定》的要求，每兩年至少調(diào)整一次最低工資標準，每次調(diào)整的增長幅度在15%以上，逐步調(diào)整提高最低工資標準，確保低收入職工工資水平隨經(jīng)濟發(fā)展而提高。到2015年，力爭城鎮(zhèn)單位從業(yè)人員勞動報酬總額占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重提高2個百分點左右，月最低工資1000元以上。
加大勞動保障執(zhí)法力度，健全完善預防企業(yè)拖欠工資的長效機制。建立完善工資支付監(jiān)控制度等長效機制。加強勞動保障監(jiān)察執(zhí)法，進一步完善和強化工資保障金制度和欠薪信息錄入人民銀行征信系統(tǒng)制度，對解決拖欠工資不力引發(fā)影響穩(wěn)定的的，要嚴肅追究有關(guān)領(lǐng)導和責任人的責任。推進勞動保障監(jiān)察網(wǎng)格化、網(wǎng)絡化監(jiān)管機制，指導和督促企業(yè)依法支付工資。健全勞動關(guān)系協(xié)調(diào)機制，加強勞動保障監(jiān)察，構(gòu)建勞動爭議調(diào)解、仲裁、訴訟有機銜接的糾紛解決體系，構(gòu)建和諧勞動關(guān)系。
健全企業(yè)勞動標準管理體系。加快健全完善“政府主導、行業(yè)自律、企業(yè)落實、職工監(jiān)督”的勞動標準管理新格局，適應經(jīng)濟成分多元化要求，維護企業(yè)勞動關(guān)系和諧穩(wěn)定。認真落實企業(yè)加班加點、休息休假等特殊情況下的工資支付政策。嚴厲查處未經(jīng)人力資源和社會保障部門行政許可而實行特殊工時制度的企業(yè)。健全完善勞動定額管理制度。加強監(jiān)督檢查，使企業(yè)制定的勞動定額（計件單價）水平達到或接近本地區(qū)同類型企業(yè)的平均水平。
三、推動實現(xiàn)更高質(zhì)量的就業(yè)
千方百計擴大就業(yè)規(guī)模，促進城鎮(zhèn)勞動者充分就業(yè)。貫徹勞動者自主就業(yè)、市場調(diào)節(jié)就業(yè)、政府促進就業(yè)和鼓勵創(chuàng)業(yè)的方針，實施就業(yè)優(yōu)先戰(zhàn)略和更加積極的就業(yè)政策，促進經(jīng)濟增長與擴大就業(yè)良性互動。健全勞動者自主擇業(yè)、市場調(diào)節(jié)就業(yè)和政府促進就業(yè)相結(jié)合的機制，創(chuàng)造平等就業(yè)機會，千方百計擴大就業(yè)規(guī)模。進一步完善和實施有利于鼓勵、支持和引導第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的政策措施，不斷提高第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員的比重。統(tǒng)籌產(chǎn)業(yè)政策和就業(yè)政策，大力發(fā)展勞動密集型產(chǎn)業(yè)、服務業(yè)和小型微型企業(yè)，積極承接東部產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，加快發(fā)展特色優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)，擴大就業(yè)崗位，優(yōu)化就業(yè)結(jié)構(gòu)，提升就業(yè)質(zhì)量。促進高校畢業(yè)生、農(nóng)村轉(zhuǎn)移勞動力、城鎮(zhèn)就業(yè)困難人員特別是零就業(yè)家庭成員就業(yè)，做好軍隊轉(zhuǎn)業(yè)人員安置和退役軍人就業(yè)工作。完善和落實稅費減免、小額擔保貸款、財政貼息、場地安排等扶持政策，鼓勵自主創(chuàng)業(yè)、自謀職業(yè)，支持以創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新帶動充分就業(yè)。推行靈活的就業(yè)形式，引導勞動者轉(zhuǎn)變就業(yè)觀念，采取非全日制、臨時性、階段性和彈性工作時間等多種靈活的就業(yè)形式實現(xiàn)就業(yè)和再就業(yè)。力爭每年實現(xiàn)城鎮(zhèn)新增就業(yè)30萬人以上，城鎮(zhèn)登記失業(yè)率控制在5%以內(nèi)，全區(qū)城鎮(zhèn)就業(yè)人數(shù)在2011年底1035萬人的基礎(chǔ)上，到2020年底達到1305萬人以上。
強化基層機構(gòu)建設，提升公共就業(yè)人才服務能力。重點推進縣（區(qū)）、街道、社區(qū)三級公共就業(yè)人才服務機構(gòu)建設，將公共就業(yè)人才服務向基層延伸，不斷提升公共就業(yè)人才服務能力。加強公共就業(yè)人才服務信息網(wǎng)絡建設，實現(xiàn)全區(qū)就業(yè)管理和服務信息統(tǒng)一聯(lián)網(wǎng)。
加大創(chuàng)業(yè)幫扶力度，改善創(chuàng)業(yè)環(huán)境，以創(chuàng)業(yè)帶動就業(yè)。完善并落實鼓勵勞動者創(chuàng)業(yè)的稅收優(yōu)惠、小額擔保貸款、資金補貼、場地安排等扶持政策，簡化審批手續(xù)，嚴格規(guī)范收費行為，改善創(chuàng)業(yè)環(huán)境，拓寬勞動者的創(chuàng)業(yè)門路，鼓勵勞動者創(chuàng)辦中小企業(yè)、從事個體經(jīng)營、創(chuàng)辦合作組織以及新項目。進一步強化政策扶持、創(chuàng)業(yè)培訓、創(chuàng)業(yè)服務“三位一體”的工作機制，幫助勞動者成功創(chuàng)業(yè)，實現(xiàn)創(chuàng)業(yè)促就業(yè)的倍增效應。鼓勵科技人員創(chuàng)辦企業(yè)，支持科技人員領(lǐng)辦和創(chuàng)辦科技型企業(yè)，推動科研成果在中小企業(yè)轉(zhuǎn)化。
加強對困難群體的就業(yè)援助。實行全區(qū)統(tǒng)一的就業(yè)失業(yè)登記制度，完善就業(yè)登記、失業(yè)登記與就業(yè)服務有機銜接的工作流程，建立失業(yè)預警機制和制定控制失業(yè)的宏觀調(diào)控政策，保持就業(yè)局勢穩(wěn)定。堅持把高校畢業(yè)生就業(yè)放在就業(yè)工作首位，促進城鎮(zhèn)新成長勞動力就業(yè)。加大對就業(yè)困難群體的就業(yè)援助力度，建立健全就業(yè)援助制度和工作保障制度并使之長效化，對就業(yè)困難人員實行優(yōu)先扶持和重點援助，并納入社會公共服務體系。
加強職業(yè)技能培訓，不斷提高勞動者的就業(yè)能力。大力開展職業(yè)技能培訓。健全面向全體勞動者的職業(yè)培訓制度，加強創(chuàng)業(yè)培訓，將有創(chuàng)業(yè)愿望和培訓需求的人員納入培訓范圍。
四、統(tǒng)籌推進城鄉(xiāng)社會保障體系建設
促進社會保障體系由基本保障型向福利普惠型轉(zhuǎn)變，形成覆蓋城鄉(xiāng)的社會保障體系，堅持全覆蓋、保基本、多層次、可持續(xù)方針，以增強公平性、適應流動性、保證可持續(xù)性為重點，全面建成覆蓋城鄉(xiāng)居民的社會保障體系。按照國家的統(tǒng)一部署，提高社會保險統(tǒng)籌層次，實現(xiàn)全區(qū)社會保險繳費與待遇水平相統(tǒng)一，從總體上提高全區(qū)參保人員的社會保險待遇。到2015年，全區(qū)城鎮(zhèn)參加基本養(yǎng)老保險540萬人、失業(yè)保險240萬人、工傷保險250萬人、生育保險225萬人，城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險覆蓋率95%以上。
建立健全城鎮(zhèn)職工和居民養(yǎng)老保險制度。逐步推進企業(yè)職工基本養(yǎng)老金全國統(tǒng)籌，全面落實企業(yè)職工基本養(yǎng)老保險關(guān)系轉(zhuǎn)移接續(xù)辦法。建立企業(yè)退休人員基本養(yǎng)老金正常調(diào)整機制，提高退休人員基本養(yǎng)老金水平、參保職工病殘津貼和參保人員喪葬撫恤標準。鼓勵建立企業(yè)年金和職業(yè)年金，積極發(fā)展商業(yè)養(yǎng)老保險。
建立健全失業(yè)保險待遇正常增長機制，確保失業(yè)人員失業(yè)保險待遇的穩(wěn)步增長。進一步擴大失業(yè)保險覆蓋面，讓更多勞動者享受失業(yè)保險待遇。2013年，在全區(qū)城鄉(xiāng)居民收入提高、最低工資標準提高時，同步提高失業(yè)保險待遇水平，領(lǐng)取失業(yè)保險金人員參加職工基本醫(yī)療保險、大病統(tǒng)籌費用由失業(yè)保險基金支付，領(lǐng)取失業(yè)保險金人員不用繳費。建立失業(yè)保險待遇正常增長機制，完善失業(yè)保險金標準與最低工資水平同步調(diào)整機制，確保失業(yè)人員失業(yè)保險待遇的穩(wěn)步增長。物價上漲過快時，及時啟動失業(yè)人員物價補貼機制，
按規(guī)定調(diào)整工傷保險待遇。工傷保險待遇按照本統(tǒng)籌地區(qū)上年度城鎮(zhèn)單位在崗職工平均工資增長率與基本養(yǎng)老保險同步調(diào)整。
提高城市最低生活保障標準。從2013年1月1日起，全區(qū)城市最低生活保障對象月人均補助水平增加20元，自治區(qū)對市縣補助水平達到每人每月205元。加大社會救助尤其是在臨時救助的財政投入，加強流浪未成年人保護、孤兒福利、殘疾人、優(yōu)撫安置服務設施建設，逐步實現(xiàn)城鄉(xiāng)社會救助全覆蓋。
五、堅持保障和改善民生，增加居民轉(zhuǎn)移性收入
加強城鎮(zhèn)保障性安居工程建設，努力解決中低收入城鎮(zhèn)居民住房困難問題。加大保障性安居工程建設力度，多渠道籌措廉租房房源，加大租賃補貼力度，穩(wěn)步擴大覆蓋范圍，基本解決保障性住房供應不足的問題。逐步將困難職工、新就業(yè)職工和外來務工人員納入保障性住房供應范圍。積極爭取提高國家和自治區(qū)對保障性住房建設補助標準，實現(xiàn)國家對中低收入居民住房補助的轉(zhuǎn)移支付。到2015年，全區(qū)完成建設保障性住房和各類棚戶區(qū)改造90萬套（戶），全區(qū)城鎮(zhèn)居民住房保障覆蓋面達到22.8%。
六、強化制度改革和政策調(diào)節(jié)，千方百計增加城鎮(zhèn)居民收入
二、樣本及研究方法
為了深入分析研究中國的城鎮(zhèn)居民的生活費支出與可支配收入的具體數(shù)量關(guān)系，收集了中國城鎮(zhèn)居民月人均可支配收入（SR）和生活費支出（SC）2007～2009年各月度數(shù)據(jù)序列（數(shù)據(jù)來源：中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫）
因時間序列數(shù)據(jù)的特殊性，其平穩(wěn)性需要進行檢驗，此時可以使用EG兩步法確認是否存在協(xié)整，并且對模型進行一定的誤差修正。
三、實證與分析
根據(jù)EG兩步法的理論，首先考察生活費支出和人均可支配收入的單整階數(shù).通過軟件Eviews中的具體操作過程如下：
首先檢驗序列（SR）的平穩(wěn)性，選帶截距項，在滯后差分項下選2階，通過估計結(jié)果來說，單位根檢驗的臨界值分別為-3.577723，-2.925169，-2.600658，分別對應著在1%，5%，10%三個顯著性水平檢驗，t檢驗的值為-3.438827大于1%臨界值，因此無法拒絕H0，這說明人均可支配收入（SR）為非平穩(wěn)序列，因存在單位根.
在單位根檢驗中，為了確定人均可支配收入（SR）序列的單整階數(shù)，選擇確定對一階差分序列進行單位根檢驗并且?guī)в薪鼐囗?，選擇2階滯后差分項，通過估計的結(jié)果來說，單位根檢驗的臨界值分別為-3.581152，-2.926622，-2.601424，分別對應在1%，5%，10%三個顯著性水平檢驗，t檢驗的值為-9.361364小于臨界值，因此拒絕H0，可判斷人均可支配收入（SR）的差分序列是平穩(wěn)的，因不存在單位根，也就是說，（SR）序列是一階單整的，SR～I（1）。
通過以上的理論方法同樣可以可檢驗生活費支出（SC）序列也是一階單整的，即SC～I（1）。
為了分析可支配收入（SR）和生活費用（SC）序列數(shù)據(jù)之間是否協(xié)整，理論上應先對兩個變量進行回歸檢驗，然后通過對回歸殘差的平穩(wěn)性的檢驗來判斷。
將以上的生活費支出（SC）變量作為被解釋變量，而人均可支配收入（SR）為解釋變量，估計的回歸模型為
為了得出回歸殘差是否平穩(wěn)的特性，設et=Resid，從而可以將et進行單位根檢驗。另外可以看到，因殘差的均值是零，因此做截距項為零的DF檢驗，檢驗的估計結(jié)論為：，在5%的顯著新水平下，t檢驗的值為-4.141953，小于臨界值，因此可以拒絕原假設，這說明殘差序列是平穩(wěn)序列不存在單位根，（SR）與（SC）之間存在協(xié)整關(guān)系。
生活費支出（sc）與可支配收入（SR）之間存在協(xié)整關(guān)系，說明它們之間保持有長期的均衡關(guān)系?？墒窃诙唐趦?nèi)出現(xiàn)失衡的狀況是可能的.，為了提高回歸模型的判斷精度，把誤差項et在回歸模型中作為均衡誤差看待，因此下一步可以通過建立誤差修正模型將SC與SR的之間的短期行為與長期變化聯(lián)系起來。
誤差修正模型的結(jié)構(gòu)如下：
將作為被解釋變量，以和作為解釋變量，估計回歸模型，最終得到誤差修正模型的估計結(jié)果為：
t=（0.064） （12.193） （-3.994）
R2=0.7769 DW=1.8979
四、結(jié)論
通過以上的分析可以看到，城鎮(zhèn)居民月人均生活費用支出的變化食欲可支配收入的變化緊密聯(lián)系的它不僅僅根據(jù)可支配收入的變化而變化，更重要的是它還因上一期生活支出對均衡水平的不同而有所偏離，即消費支出是有慣性特征的，誤差項et（-1）估計的系數(shù)-0.541695說明了模型對偏離的修正，這進一步說明如果上一期對均衡水平的偏離如果越遠，那么本期對模型的修正的量就會越大，也就是說，此模型系統(tǒng)是存在誤差修正機制的。
參考文獻：
[1]龐皓.《計量經(jīng)濟學》.北京，科學出版社，2006.
[2]易丹輝.《數(shù)據(jù)分析與Eviews應用》.中國人民大學出版社，2009.
引言
近年來，人們對于身體健康與保健的關(guān)注度越來越大，那是因為人們的生活水平隨著經(jīng)濟的發(fā)展而不斷提高，由此造成了人們對生活的追求已經(jīng)不僅僅停留在衣、食、住、行等物質(zhì)內(nèi)容上，也就是說人們的消費支出結(jié)構(gòu)已經(jīng)有較大的改變。在精神生活及身體健康方面，人們的看法已經(jīng)有了較大的改變，相較于以往填飽肚子的想法，人們更加注重生活上的保健工作，同時醫(yī)療保健方面的消費支出在大幅度的攀升。醫(yī)療保健支出的上漲，與我國的社會保障體系的完善有著密切的關(guān)系，這不僅僅是人們醫(yī)療保健意識加強的結(jié)果。江西省自1998年12月，國務院正式頒布了《關(guān)于建立城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險制度的決定》開始，實行將近50年的公費醫(yī)療、勞保醫(yī)療制度開始淡出歷史舞臺。隨之建立了我國城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險體系和農(nóng)村新型合作醫(yī)療體制。這種嶄新醫(yī)療體制，其關(guān)鍵是醫(yī)療保險的具體數(shù)額的設定、居民可支配收入水平。我們試圖通過對江西省居民人均可支配收入，醫(yī)療支出的變動及相關(guān)性分析，揭示經(jīng)濟增長、居民生活水平提高、醫(yī)療支出增長的內(nèi)在規(guī)律，為江西醫(yī)療機構(gòu)、醫(yī)療保險、衛(wèi)生行政管理等部門，特別是城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險和新型農(nóng)村合作醫(yī)療為主的社會保障體系建設提供理論指導。
1. 基本情況
一研究背景
居民收入差距擴大是市場化改革的必然產(chǎn)物，目前此問題不僅受到理論界的關(guān)注，而且已成為政府決心致力解決以實現(xiàn)改善民生目標的重要問題。與此同時，另外一個同等重要、同等嚴重的問題也開始逐漸受到關(guān)注，那就是近幾年最終分配后我國居民實際可支配收入占GDP的比重出現(xiàn)急劇下降。居民可支配收入占GDP的比重是衡量GDP含金量、居民幸福指數(shù)、經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展前景的關(guān)鍵指標。本文依據(jù)詳盡的數(shù)據(jù)分析指出中國居民可支配收入占GDP比重偏低且呈現(xiàn)不斷下降趨勢及其癥結(jié)所在，并提出提高居民可支配收入占GDP比重的政策建議。
二居民可支配收入的定義及計算方法
1 居民可支配收入
居民可支配收入可定義為居民最終消費支出和其他非義務性支出以及儲蓄的總和,即居民家庭可以用來自由支配的收入。城鎮(zhèn)居民與農(nóng)村居民取得收入的途徑不同。城鎮(zhèn)居民主要依靠工資薪金，農(nóng)村居民主要依靠農(nóng)產(chǎn)品的生產(chǎn)和銷售，因此它們具有不同的統(tǒng)計途式。
城鎮(zhèn)居民可支配收入是指城鎮(zhèn)居民在支付個人所得稅、財產(chǎn)稅及其他經(jīng)常性轉(zhuǎn)移支出后所余下的實際收入。農(nóng)村居民可支配收入指標的統(tǒng)計可操作性差，一般選取農(nóng)民純收入作為考察農(nóng)民生活水平的指標。農(nóng)民純收入是指農(nóng)村居民家庭全年總收入中，扣除從事生產(chǎn)和非生產(chǎn)經(jīng)營費用支出、繳納稅款和上交承包集體任務金額以后剩余的，可直接用于進行生產(chǎn)性、非生產(chǎn)性建設投資、生活消費和積蓄的那一部分收入。
2 居民消費傾向
居民消費傾向指城鎮(zhèn)居民可支配收入（農(nóng)村居民純收入）每增加一個單位而引起的居民消費所增加的數(shù)量。理論和實證研究顯示，居民消費傾向是一個具有明顯國別特色的指標，即不同國家之間居民消費傾向的差別很大，同一國家的居民消費傾向相對比較穩(wěn)定。這主要是因為影響居民消費傾向的各種因素在不同的國家情況不同，且都屬于在短時間內(nèi)不會發(fā)生劇烈變化的指標。儲蓄文化、社會保障制度、收入增長速度、收入差距情況、房地產(chǎn)價格都是影響居民消費傾向的重要因素。
1995年到2008年以來，我國居民的消費傾向在一定階段內(nèi)保持相對的穩(wěn)定。如農(nóng)村居民的消費傾向在2000年到2004年間基本保持在74%左右，2005年到2008年間保持在78%左右，我國城鎮(zhèn)居民的消費傾向則以每年1% 的速度緩慢下降，由此可見，居民消費傾向具有相對穩(wěn)定性和規(guī)律性。
表1：中國城市及農(nóng)村居民消費傾向
年份
農(nóng)民人均純收入
農(nóng)村居民消費支出
農(nóng)村居民消費傾向[2]
城鎮(zhèn)居民可支配收入
城鎮(zhèn)居民消費支出
城鎮(zhèn)居民消費傾向[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%
關(guān)鍵詞:
家庭體育教育投資;需求收入彈性;邊際消費傾向
家庭體育教育投資是家庭教育投資重要組成部分，與青少年體質(zhì)健康息息相關(guān)，是一種人力資本投資，也是家庭健康和家庭財富的投資。無疑，研究家庭體育教育投資能力，把握其內(nèi)在規(guī)律，對于改善家庭主體投資意愿，控制投資風險，把握投資方向等都有積極意義。
1宿遷城鎮(zhèn)居民家庭可支配收入與家庭體育教育投資能力特征
居民可支配收入包括家庭成員所從事主要職業(yè)的工資以及從事第二職業(yè)、其他兼職和偶爾勞動得到的勞動收入等。家庭可支配收入是影響家庭體育教育投資的重要因素。城鎮(zhèn)家庭可支配收入是家庭成員得到可用于最終消費支出和其他非義務性支出以及儲蓄的總和，即居民家庭可以用來自由支配的收入。［2］有資料顯示，2014年宿遷城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入為15888元［3］，并且總體上在時間序列上呈逐年上升趨勢，反映出宿遷城鎮(zhèn)居民家庭體育教育投資潛力的逐年增強趨勢。
2宿遷城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入、生活支出與家庭體育教育投資能力
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兩大部分，家庭體育教育投資是人們家庭消費支出中的非基本需要支出，與家庭收入直接相關(guān)，且不同富裕程度的家庭這方面的支出差異相對較大，當城鎮(zhèn)居民家庭收入水平提高時，才有可能增加該類支出。有資料顯示，宿遷城鎮(zhèn)居民人均生活消費支出10450元，占人均可支配收入的65．77%，其中食品煙酒類消費支出占家庭人均可支配收入的23．72%，占比最高;居住類消費占家庭人均可支配收入的10．73%，排在第二位;家庭體育教育投資和非家庭體育教育投資的教育文化娛樂分別占比1．74%和9．66%，兩者之和甚至超過了排在第二位的居住類消費，這一現(xiàn)象反映出宿遷城鎮(zhèn)居民對教育文化娛樂類投入(包括家庭體育教育投資和非家庭體育教育投資的教育文化娛樂)的重視，家庭注重培養(yǎng)和提升子女的人力資本;同時，相對較小金額的家庭教育類投入(9．66%)及家庭體育教育投資(1．74%)反映出家庭其他方面的必要支出對家庭教育投入的擠出效應，同樣道理，基于升學導及家庭必要開支的雙重擠出效應導致家庭體育教育投資份額占比很低。
3宿遷城鎮(zhèn)居民家庭體育教育投資的邊際消費傾向與家庭體育教育投資能力
邊際消費傾向是增加的消費和增加的收入之間的比率，也就是增加的1單位的收入中用于增加的消費部分的比率。調(diào)查統(tǒng)計表明，宿遷城鎮(zhèn)居民的家庭邊際消費傾向為0．438，表明家庭新增加的收入有43．8%用于生活消費支出。宿遷城鎮(zhèn)居民食品煙酒、居住及非家庭體育教育投資的教育文化娛樂的邊際消費傾向在家庭各項消費品支出中居前，表明宿遷城鎮(zhèn)居民的新增收入首要滿足基本生活需要;而家庭體育教育投資邊際消費傾向排名最后，表明宿遷城鎮(zhèn)居民在滿足了基本生活需要及其他非基本生活需要開支后才考慮對家庭體育教育投資的消費，這一現(xiàn)象也反映出宿遷城鎮(zhèn)居民對子女健康人力資本投資的不足。
4宿遷城鎮(zhèn)居民家庭體育教育投資及其他項的需求收入彈性與家庭體育教育投資能力
需求收入彈性表示在一定時期內(nèi)，消費者對某種商品需求量的變動對于消費者收入量變動的反應程度，用彈性系數(shù)加以衡量。彈性系數(shù)數(shù)值大小及表示意義有三種情況:(1)彈性系數(shù)大于1(奢侈品，富有收入彈性);(2)在0與1之間(正常品，缺乏收入彈性);(3)小于0(低檔品)。調(diào)查統(tǒng)計計算得知，宿遷城鎮(zhèn)居民生活支出中的交通通信和非體育家庭教育文化類兩項的彈性系數(shù)都大于1，屬于富有彈性的奢侈品，即隨著家庭可支配收入的增加，城鎮(zhèn)居民更愿意在交通通信及非體育家庭教育文化類上開支額更大;而像食品煙酒、衣著、居住等各項的商品及服務需求收入彈性系數(shù)都大于0且小于1，為缺乏彈性的正常品;家庭體育教育投資的需求收入彈性系數(shù)為0．869，顯然不及富有彈性的一般教育投資及交通通信，也不及衣著及居住等基本生活需求支出。
5宿遷城鎮(zhèn)居民家庭體育教育投資能力判別及制約因素
通常，居民家庭體育教育投資受制于兩大因素:一是家庭預算;二是升學風險。在以文化成績?yōu)閷虻纳龑W考試制度下，家庭對子女參加運動的項目、運動時間、運動特長、運動成才的成功率會做全面的評估和判斷，如果運動對子女升學弊大于利，家庭體育教育投資則會被放棄。調(diào)查發(fā)現(xiàn)，宿遷城鎮(zhèn)居民家庭隨著子女入學年齡的增長，家庭體育教育投資呈快速下降趨勢。居民家庭體育教育投資是家庭預算中家庭生活非基本支出一部分，在家庭預算一定的情況下，家庭體育教育的增加勢必造成其他支出的減少，形成家庭體育教育投資的機會成本。如果家庭體育教育投資機會成本大到影響家庭正常基本生活支出，則會造成家庭生活質(zhì)量下降，這樣家庭體育教育投資能力較弱，反之亦然。有研究指出，當城鎮(zhèn)居民年可支配收入不足8000余元時，城鎮(zhèn)居民家庭完全沒有能力投資教育;當城鎮(zhèn)居民家庭年可支配收入在8000元至15000元之間時，城鎮(zhèn)居民家庭在滿足基本生活需求的前提下，壓縮其他生活消費支出用于教育投資，但是投資能力有限;當城鎮(zhèn)居民家庭年可支配收入大于15000元時，城鎮(zhèn)居民家庭完全有教育投資能力。這里的完全有教育投資能力主要是針對于初級教育。用這個標準衡量家庭高等教育投資能力時還需要在此標準基礎(chǔ)上加上高等教育的學費;并且考察家庭體育教育投資還需要綜合考慮非體育類家庭教育投資。從江蘇統(tǒng)計局的統(tǒng)計數(shù)據(jù)可知，宿遷城鎮(zhèn)居民從2010年至2014年的人均可支配年收入可知，宿遷城鎮(zhèn)居民的家庭體育教育投資屬于完全有投資能力類型。
6結(jié)束語
家庭體育教育投資作為一種人力資本投資的實踐活動，反映了家庭作為投資主體把貨幣轉(zhuǎn)化為資本的主觀條件及家庭體育教育服務費用的承受能力。宿遷城鎮(zhèn)居民人均生活消費支出占用了人均可支配收入的65．77%，食品煙酒、居住等基本家庭生活支出負擔較重，交通通信和非體育家庭教育文化娛樂富有需求收入彈性，家庭體育教育投資對子女升學等風險較大的不利因素影響，宿遷城鎮(zhèn)居民家庭體育教育投資能力和投資潛力還需要更深入挖掘和激發(fā)。
作者：劉國富 單位：宿遷學院體育部
參考文獻:
［1］溫竹;洪愷;周亞．財政政策背景下的家庭教育投資［J］．北京師范大學學報(自然科學版)．2009．4(2):215－217．
［2］張光宏;李杰．我國城鄉(xiāng)家庭教育投資能力比較分析［J］．農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)．2011．11:91－101．
［3］2014人民生活．［EB/OL］
一、引言
2008年國際金融危機爆發(fā)以來，居民消費不振給中國經(jīng)濟的健康發(fā)展帶來了挑戰(zhàn)，消費不足問題得到了的關(guān)注。本文從定量角度以1990—2010年的城鎮(zhèn)居民人均消費支出和人均可支配收入等相關(guān)數(shù)據(jù)作為樣本，通過計量分析的方法對影響我國城鎮(zhèn)居民消費水平的因素進行實證分析。
二、實證分析
1.研究對象與數(shù)據(jù)選取。本文選取研究的時段為1990—2010年之間，分別采集了各年的城鎮(zhèn)居民當期人均消費支出y、城鎮(zhèn)居民當期人均可支配收入x1、當期價格指數(shù)x2和前期城鎮(zhèn)居民人均消費支出x3作為研究樣本。
2.單位根檢驗。為了檢驗上述序列的平穩(wěn)性，通過對時間序列y、x1、x2和x3 取自然對數(shù)，得到新的序列l(wèi)ny、lnx1、lnx2 和lnx3。
首先對時間序列l(wèi)ny做ADF檢驗：
*MacKinnon （1996） one-sided p-values.
檢驗結(jié)果顯示，ADF檢驗的t值為-2.993537，因此，lny在10%的顯著性水平下拒絕原假設，序列不存在單位根。
然后對時間序列l(wèi)nx1做ADF檢驗，由檢驗可知，該序列是不平穩(wěn)的，并且存在截距項。對原序列l(wèi)evel做檢驗，結(jié)果顯示，lnx1序列以較大的概率64.65%接受原假設，即存在單位根。
將時間序列l(wèi)nx1一階差分然后對其做ADF檢驗，由檢驗結(jié)果可知： lnx1的一階差分序列為平穩(wěn)序列。同理，可得lnx1，lnx2，lnx3均為一階單整序列， 故可在此基礎(chǔ)上繼續(xù)檢驗這些序列之間的協(xié)整關(guān)系。
3.協(xié)整檢驗。本文采用EG 兩步法對變量進行協(xié)整分析，用OLS 法進行協(xié)整回歸，得到： DW=2.458694則不存在序列相關(guān)性，且模型不存在異方差。
協(xié)整方程如下：Lny=-2.675559+0.222319lnx1+0.68794 5lnx2+0.726586lnx3
再對序列e做單位根檢驗，檢驗結(jié)果顯示出回歸模型的殘差序列e為平穩(wěn)序列，表明序列l(wèi)ny與lnx1、lnx2和lnx3存在協(xié)整關(guān)系。
4.格蘭杰因果檢驗
從Granger 因果檢驗中看出，由伴隨概率知，在5%的顯著性水平下，x1是y的格蘭杰原因，即當期人均可支配收入是當期人均消費支出的原因；y是x2的原因。結(jié)果證明要提升城鎮(zhèn)居民的消費水平，必須增加城鎮(zhèn)居民的可支配收入。
三、結(jié)論
本文通過對城鎮(zhèn)居民人均消費支出、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、和價格指數(shù)之間的協(xié)整檢驗，得出以下結(jié)論：
1.從長期來看，城鎮(zhèn)居民面對的價格指數(shù)、人均可支配收入、和城鎮(zhèn)居民人均消費支出之間存在協(xié)整關(guān)系。其中，我國城鎮(zhèn)居民人均可支配收入每增長1%，就會使人均消費支出增長0.222319%，我國城鎮(zhèn)居民面對的消費價格指數(shù)每增長1%，可使城鎮(zhèn)居民每年的消費支出增加0.687945%，因而這兩個因素對城鎮(zhèn)居民的的消費影響很大。
2. 從短期來看，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入對增加城鎮(zhèn)居民消費支出的影響達到0.800031%，價格指數(shù)的影響為0.357223%（負方向）。這說明短期內(nèi)價格對居民消費的影響顯著。
3.根據(jù)對各變量進行Granger 因果檢驗的結(jié)果，可以看出城鎮(zhèn)居民可支配收入是影響居民消費的Granger 因果原因。因此要提高城鎮(zhèn)居民消費水平， 關(guān)鍵還是要靠提高居民的可支配收入。
參考文獻：
[1]程霞珍 潘理權(quán)：擴大居民消費的難點、重點與對策研究[J].經(jīng)濟問題探索，2010.01.
[2]魏杰等：如何啟動居民消費需求[J].政策瞭望.2009，（3）.
引言
2008年，由美國次貸危機引起的世界性經(jīng)濟金融危機，已經(jīng)對中國各方面產(chǎn)生了顯著的消極影響，如企就業(yè)形勢嚴峻，失業(yè)率上升，居民收入下降等?？梢哉f，金融危機對社會各階層收入與財富的積累產(chǎn)生了極大的負面效果（朱玲、金成武，2009）[1]。為了防止這種環(huán)境對中國經(jīng)濟產(chǎn)生的消極影響，政府采取的是由前期穩(wěn)健的財政政策轉(zhuǎn)變?yōu)榉e極的財政政策。通過各種的措施來提高居民的收入和消費能力，擴大內(nèi)需。政府基礎(chǔ)設施投資支出是政府投資性支出的一個組成部分，它一直被各國政府視為實現(xiàn)社會公平、彌合城鄉(xiāng)居民收入差距，促進社會和諧的重要手段之一。所以，金融危機時中國出臺了十項措施，到2010年底將陸續(xù)增加4萬億的財政支出，大部分用于基礎(chǔ)設施建設。巨額的資金投入，目的之一就是改善人民群眾的生活條件、擴大就業(yè)、增加居民收入。由于政府的財政支出的結(jié)構(gòu)、范圍和受益對象不同，對社會公平、社會福利狀況和收入分配的作用也不同（Ravallion，2009）[2]。于是，認清政府基礎(chǔ)設施投資支出與居民收入關(guān)系的研究才顯得具有重要的現(xiàn)實意義。
目前學術(shù)界通過實證比較財政支出和居民收入關(guān)系的研究相對較少，而更多關(guān)注的是城鄉(xiāng)收入差距與財政支出結(jié)構(gòu)的相關(guān)研究以及積極的財政政策對社會產(chǎn)生的影響。Aaron 和 McGuire（1970）[3]基于個人效用函數(shù)的方法分析了美國20世紀60年代初期財政支出和收入關(guān)系的研究。他們得出本時期財政支出的分配是不合理的，因為經(jīng)過研究，再分配政策把中等收入家庭的收入轉(zhuǎn)移到了富裕家庭和窮人手中。朱柏銘和車琰（2010）[4]利用中國1978—2006年的數(shù)據(jù)研究居民收入對財政支出的影響。實證結(jié)果表明：長期內(nèi)，基礎(chǔ)設施需求和國防安全需求隨著居民收入增長趨于穩(wěn)定；短期內(nèi)，文化教育支出需求隨著居民收入的增長而增加。而本文將采用1980—2009年相關(guān)的時間序列數(shù)據(jù)進行實證研究，通過協(xié)整檢驗、Granger因果檢驗和誤差修正模型的建立來分析政府基礎(chǔ)設施投資支出與城鎮(zhèn)居民收入的關(guān)系，為政府政策制定者提供合理、有效的建議。
一、變量選取、模型設定和數(shù)據(jù)來源
本文在變量的數(shù)據(jù)選取上，用城鎮(zhèn)居民人均可支配收入代表城鎮(zhèn)居民收入，用變量Y表示；政府基礎(chǔ)設施投資支出用每年的支出總額來代表，并用變量X 表示。具體變量的含義范圍如下：城鎮(zhèn)居民人均可支配收入主要是城鎮(zhèn)居民能夠自由支配的收入，就是從居民總收入中扣除了繳納給國家的各項稅費和各項社會保險后余下的收入；政府基礎(chǔ)設施投資支出主要指用于保障性住房、社會事業(yè)建設、災后恢復重建和鐵路、公路、機場和港口等設施方面的投資支出。
為了考察政府城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與政府基礎(chǔ)設施投資支出的關(guān)系，我們選取X為解釋變量，Y作為被解釋變量。同時，為了消除時間序列數(shù)據(jù)的自相關(guān)性和數(shù)據(jù)的大幅度波動，模型設定過程中我們將采用對數(shù)的形式，這樣也不影響原數(shù)據(jù)變量之間的協(xié)整關(guān)系。另外，在van de Walle（2004）[5]對越南公共安全網(wǎng)的實證研究所建立的復合函數(shù)基礎(chǔ)上，我們提取了公共轉(zhuǎn)移和消費兩個變量，而收入的多少又決定著消費需求的大小。所以基于上述分析，我們建立的雙對數(shù)模型如式（1）：
lnY = α+ βlnX + ε（1）
其中，α為常數(shù)項，β為lnХ的系數(shù)，ε為隨機誤差項。
本文中用于研究的1980—1989年的數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒（1990）》，1990—2008年的數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒（2009）》，2009年的數(shù)據(jù)來自2010年3月《政府工作報告》中公布的數(shù)據(jù)。
二、實證分析
（一）單位根檢驗
在進行協(xié)整檢驗之前，由于時間序列數(shù)據(jù)大都具有非平穩(wěn)性，容易產(chǎn)生“偽回歸”現(xiàn)象，所以要先進行單位根檢驗，也就是數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗。本文采用最常用的ADF（Augmented Dickey-Fuller）檢驗方法，通過Eviews3.1軟件分析得出的結(jié)果（如表1所示）。
表1變量數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗
注：（1）D表示一階差分，（2）** 表示顯著水平為10%，* 表示顯著水平為5%。
由變量數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗可知，lnY和lnX都是不平穩(wěn)的，但兩個序列的一階差分數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的，所以它們是一階單整序列，可能存在一定的協(xié)整關(guān)系，可以繼續(xù)分析。
（二）協(xié)整關(guān)系檢驗
通過單位根檢驗的分析，兩變量之間可能存在長期的協(xié)整關(guān)系，于是接下來對它們進行協(xié)整（Cointegration）檢驗。對協(xié)整關(guān)系的檢驗與估計，本文采用Engle和 Grangle（1987）提出的EG兩步法[6]，即第一步建立變量間長期均衡的回歸方程，第二步對方程模型中的殘差序列做單位根檢驗。具體操作步驟如下：
首先，采用OLS（Ordinary Least Square）回歸分析法對兩變量進行回歸，結(jié)果得到的協(xié)整方程如式（2）:
lnY=0.5118+1.0662lnX （2）
（0.9945）（14.6628）
R2=0.8848 DW=0.7672
括號里的數(shù)字代表的是對應系數(shù)的t統(tǒng)計值。
其次，對協(xié)整方程中的殘差序列進行平穩(wěn)性檢驗。結(jié)果（如表2所示）。
表2 殘差序列的平穩(wěn)性檢驗
注：Et表示殘差序列，* 表示顯著水平為5%。
可以看到，在顯著水平為5%時，Et序列是平穩(wěn)的。這表明方程式（2）不是偽回歸，lnY與lnX之間存在協(xié)整關(guān)系，也就是說政府基礎(chǔ)設施投資支出的不斷增加和城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的不斷增長，兩者具有長期穩(wěn)定的平衡關(guān)系。
（三）Granger因果關(guān)系檢驗
通過協(xié)整關(guān)系分析，我們知道政府基礎(chǔ)設施投資支出和城鎮(zhèn)居民人均可支配收入具有長期的平衡關(guān)系，但是這種關(guān)系是否具有另外一種關(guān)系——因果關(guān)系，也就是說是政府基礎(chǔ)設施投資支出的增加促進了城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的增加，還是城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的增加促進了政府基礎(chǔ)設施投資支出的增加，這時候就要通過因果關(guān)系檢驗來證明。本文選用Granger在1969年提出的通過時間序列具有的可觀測性來分析的一種方法[7]，即若A變化能引起B(yǎng)變化，則A變化是發(fā)生在B變化之前的。所以此檢驗的關(guān)鍵在于滯后期的選擇，因為滯后期不同得出的結(jié)論也會有所不同。根據(jù)赤池信息準則（AIC）最小化準則，我們選取的滯后期為6、7、8、9階，結(jié)果（見表3）。
從表中分析得出，當我們選擇的滯后期為8階時，拒絕LNX does not Granger Cause LNY 的虛無假設，P值的大小通過了顯著性水平為5%時的檢驗，此時說明政府基礎(chǔ)設施投資支出變動是城鎮(zhèn)居民人均可支配收入變動的Granger原因，即政府基礎(chǔ)設施投資支出的增加會引起城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的增加。另外，當滯后期為6、7、8、9階時，都接受LNY does not Granger Cause LNX的虛無假設，說明城鎮(zhèn)居民人均可支配收入不是政府基礎(chǔ)設施投資支出的Granger原因。
（四）建立誤差修正模型
由于通過協(xié)整檢驗簡單差分不一定能解決非平穩(wěn)時間序列所遇到的全部問題，所以要進行誤差修正。誤差修正模型就是將誤差修正項看做一個解釋變量，連同其他反映短期波動的解釋變量一起，建立短期模型（李子奈，2000）[8]。本文將殘差序列Et作為誤差修正項，與政府基礎(chǔ)設施投資支出和城鎮(zhèn)居民人均可支配收入兩個變量的差分有機的結(jié)合在一起，建立誤差修正模型，用于說明變量差分項表現(xiàn)出的短期波動。根據(jù)分析結(jié)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
括號里的數(shù)字代表的是對應系數(shù)的t統(tǒng)計值。可見，AIC、SC的值都比較小，變量的整體擬合優(yōu)度也比較好。從模型中分析得知，lnXt的系數(shù)是0.0656。說明短期內(nèi)政府基礎(chǔ)設施投資支出每變化1%，本期內(nèi)城鎮(zhèn)居民人均可支配收入就會同方向變化0.0656%，也說明在短期內(nèi)，支出的增加對收入增長的促進作用不是很明顯。同理，在本期政府基礎(chǔ)設施投資支出不變的情況下，上期城鎮(zhèn)居民人均可支配收入變化1%，本期城鎮(zhèn)居民人均可支配收入就會同方向變化0.9185%，也說明了收入在一定時期內(nèi)是具有剛性的。另外，誤差修正項系數(shù)為負數(shù)，符合反向修正機制，說明長期均衡關(guān)系對城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的變化具有修正作用，由于系數(shù)是0.0365，也說明修正作用并不是十分顯著。
結(jié)論分析及政策建議
本文從政府基礎(chǔ)設施投資支出和城鎮(zhèn)居民人均可支配收入兩個變量進行討論，采用了1980—2009年政府相關(guān)時間序列數(shù)據(jù)，利用協(xié)整檢驗和Granger因果檢驗以及誤差修正模型的方法進行實證研究，得出的結(jié)論及建議如下：（1）從協(xié)整檢驗模型結(jié)果分析表明，所選時間序列數(shù)據(jù)的一階差分是平穩(wěn)的，且政府基礎(chǔ)設施投資支出每增加1%，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入就會同方向增加1.0662%，說明兩者存在長期均衡關(guān)系的同時，政府基礎(chǔ)設施投資支出的增加會對城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的增加起到顯著的促進作用。從Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果中分析，當我們選擇滯后期為8階時，得出政府基礎(chǔ)設施投資支出是城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的Granger原因（反向關(guān)系不成立），于是印證了基礎(chǔ)設施支出對收入的顯著促進作用。所以，政府應連續(xù)逐年增加政府基礎(chǔ)設施投資支出數(shù)額，保證城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的可持續(xù)增長。但并不是說一年內(nèi)增加的政府基礎(chǔ)設施投資支出，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入就能在一年內(nèi)立即增長，它是在相當長的時期內(nèi)實現(xiàn)與政府基礎(chǔ)設施投資支出均衡的狀態(tài)。另外還要求政府優(yōu)化政府基礎(chǔ)設施投資支出結(jié)構(gòu)，使其支出更多的轉(zhuǎn)移到城鎮(zhèn)居民生活水平上，變相提高其收入。（2）從誤差修正模型的結(jié)果來看，短期內(nèi)，本期的人均收入水平在本期的政府基礎(chǔ)設施投資支出和上期的收入水平之間相比，更多的依賴于上期的收入水平（0.9185＞0.0656）。因此，短期內(nèi)政府不可過多的增加政府基礎(chǔ)設施投資支出，盡管長期均衡關(guān)系對城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的變化具有修正作用，但作用并不是十分顯著，若實際城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的增長幅度小于通貨膨脹的增長幅度，這時候短期政府基礎(chǔ)設施投資支出的劇增很可能會引發(fā)通貨膨脹。
參考文獻：
[1]朱玲，金成武.中國居民收入分配格局與金融危機應對[J].管理世界，2009，(3):63-71.
[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]朱柏銘，車琰.居民收入增長對公共支出的需求變動分析——基于中國1978—2006年數(shù)據(jù)的實證研究[J].技術(shù)經(jīng)濟與管理研究，
2010，(4):28-32.
[5]Vn de Walle.Testing Vietnam’s public safety net[J]. Journal of Public Economics，2004，(32).
中圖分類號：C812 文獻標識碼：A
一、引言
城鎮(zhèn)居民收入是反映區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展和居民生活水平的重要指標。改革開放以來，伴隨著甘肅省經(jīng)濟的快速增長，甘肅省的城鎮(zhèn)居民收入水平不斷提高。一般來說，居民收入的增長與經(jīng)濟的發(fā)展有著密切的關(guān)系。但長期以來，甘肅省的經(jīng)濟發(fā)展一直處于低于全國水平的狀態(tài)，對居民的收入提生了一定的影響。
二、城鎮(zhèn)居民收入與甘肅生產(chǎn)總值變動分析
（一）城鎮(zhèn)居民收入大幅提高，但總體水平仍然偏低。
自1980年以來，甘肅省的居民收入有較大幅度的增長，尤其是1991年以來增幅更加明顯，其中城鎮(zhèn)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，增長了近37倍。圖1為甘肅省近6年來的城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的情況：2006年―2011年的城鎮(zhèn)居民可支配收入分別為8920.59元、10012.34元、10969.41元、11929.78元、13188.55元、14988.68元（數(shù)據(jù)來自甘肅省統(tǒng)計年鑒）；增長速度分別為10.31%、12.24%、9.56%、8.75%、10.56%、13.6%，平均增長速度超過了10%，可見近年來甘肅的居民可支配收入水平有顯著提升。雖然甘肅省居民收入增長較快，但因甘肅省經(jīng)濟發(fā)展總體水平較低，歷年來居民收入均低于全國平均水平，在全國中的序位依然居后。今年城鎮(zhèn)居民可支配收入位于全國省市區(qū)的最后一位，低于全國的平均水平。
從城鎮(zhèn)居民的收入來源看，其人均可支配收入包括工薪收入、經(jīng)營凈收入、財產(chǎn)性收入、轉(zhuǎn)移性收入、其近年的收入情況分析如下：（1）工薪收入仍是居民家庭收入構(gòu)成和增長主體，對家庭收入和人均可支配收入的增長起著決定性作用。（2）隨著社會保障體系的進一步完善，政府加大了轉(zhuǎn)移支付力度，如近幾年來已經(jīng)多次適當增加了離退休人員的退休金收入，保障了離退休人員的生活水平。隨著經(jīng)濟的發(fā)展不斷提高，使轉(zhuǎn)移性收入實現(xiàn)平穩(wěn)增長，成為拉動可支配收入增長的一個比較明顯的因素。（3）財產(chǎn)性收入、經(jīng)營凈收入偏低。首先財產(chǎn)性收入下降，城鎮(zhèn)居民單純靠財產(chǎn)獲得收益的意向偏淡。其次經(jīng)營凈收入偏低，對人均可支配收入的拉動明顯低于工薪收入和轉(zhuǎn)移性收入。
甘肅省城鎮(zhèn)居民收入變動特征主要有一下幾個方面：（1）不同收入群體分布呈現(xiàn)“中低部大，上頭小”的形狀。我們按人均純收入把家庭分為三個層次，即低于全省平均水平的中等偏下收入戶、中等收入戶、高于平均水平的高收入戶，可得中等及偏下戶占據(jù)了相當大的一部分，高收入戶比重仍然很小。（2）高、低收入群收入整體上普遍偏低，與高收入的地區(qū)相比差距更大。
（二）甘肅省經(jīng)濟增長變動分析。
伴隨著改革開放的不斷深入，我省經(jīng)濟進入了一個持續(xù)快速發(fā)展的新階段，全省經(jīng)濟實力大大提高。1980年-2005年我省生產(chǎn)總值按可比價格計算，年平均增長9.6%，經(jīng)濟總量由1980年的73.90億元上升到2005年的1933.98億元，經(jīng)濟總量增長了26.2倍。然而，在我省經(jīng)濟建設取得顯著成績的同時，橫向比較看，我省經(jīng)濟發(fā)展并不樂觀，突出表現(xiàn)在經(jīng)濟總量占全國的份額逐漸變小、位次后移。1980年我省經(jīng)濟總量占全國的1.64%，至2000年占全國的1.18%，到2005年我省經(jīng)濟總量占全國總量的1.06%，與此同時，我省經(jīng)濟總量在全國位次也逐漸后移。1980年我省經(jīng)濟總量居全國各省排名第23位，至2000年后移至第27位。
圖1 2006 ― 2011年甘肅省生產(chǎn)總值及增長速度
三、實證分析
通過選取1984-2011年的甘肅省人均可支配收入和生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)，并對兩個變量取對數(shù)后進行單位根檢驗，結(jié)果如下：
對兩個變量取對數(shù)后進行單位根檢驗，其ADF值分別為-0.12和-1.97，大于5%水平下的臨界值，落在了接受域內(nèi)，即接受原假設：兩個變量存在單位根，是不平穩(wěn)的時序過程。在對兩個取對數(shù)的變量的一階差分進行單位根檢驗，其ADF值落在拒絕域，應該拒絕原假設，即兩個變量差分后平穩(wěn)。根據(jù)結(jié)果可知兩個變量都是一階單整的，進行協(xié)整分析結(jié)果如下：
根據(jù)檢驗結(jié)果可知，殘差的ADF值落在接受域內(nèi)，應該接受原假設，殘差存在一個單位根，所以殘差序列并未通過平穩(wěn)性檢驗，認為殘差是非平穩(wěn)的，所以居民可支配收入和甘肅經(jīng)濟增長之間并不存在協(xié)整關(guān)系，無法建立協(xié)整模型。
（作者單位：蘭州商學院統(tǒng)計學院統(tǒng)計學專業(yè)）
參考文獻：
一、引言
隨著我國經(jīng)濟的不斷發(fā)展，我國居民的消費已不再是一個可以忽視的問題，在許多方面已被廣泛的研究。本文著重探討影響我國城鎮(zhèn)居民消費水平的主要影響因素（城鎮(zhèn)居民消費水平主要與消費水平價格指數(shù)、可支配收入、人口增長率以及工資水平等有關(guān)），采用多元線性回歸分析和逐步回歸分析的方法得到與數(shù)據(jù)擬合得相對較好、能夠反映其內(nèi)部規(guī)律的回歸模型。
二、問題分析及變量選擇
制約和影響我國城鎮(zhèn)居民消費水平的因素有很多：例如生產(chǎn)發(fā)展水平、居民的收入水平、市場物價水平、通貨膨脹情況、消費品的質(zhì)量與包裝等。為了得到與數(shù)據(jù)擬合的相對較好、能夠反映其內(nèi)部規(guī)律的回歸模型，首先我們從定性的角度分析影響城鎮(zhèn)居民消費水平的主要因素（消費水平價格指數(shù)、可支配收入、人口增長率以及城鎮(zhèn)居民工資水平），以及相關(guān)關(guān)系以便接下來建立模型：
（1）城鎮(zhèn)居民消費水平與城鎮(zhèn)居民消費價格指數(shù)
消費價格指數(shù)（CPI），是根據(jù)與居民生活有關(guān)的產(chǎn)品用勞動價格統(tǒng)計出來的物價變動指標。而居民消費價格指數(shù)反映了居民購買并用于消費的消費品及服務價格水平的變動情況，是影響居民消費水平的一個重要因素。
（2）城鎮(zhèn)居民消費水平與城鎮(zhèn)居民人均可支配收入
個人可支配收入被認為是消費開支的最重要的決定性因素。通過對社會消費需求總水平的考察，我們可以看到，在物價水平不變的情況下，一定時期人們的可支配收入越高，消費水平越高；可支配收入越低，消費水平也越低。
（3）城鎮(zhèn)居民消費水平與城鎮(zhèn)人口自然增長率
人口自然增長率是反映人口發(fā)展速度和制定人口計劃的重要指標。我國是世界上人口最多的一個國家，城鎮(zhèn)人口自然增長率對城鎮(zhèn)居民消費水平也有比較大的影響。
（4）城鎮(zhèn)居民消費水平與城鎮(zhèn)居民工資水平
人們的工資收入并非都是可以由消費者自由支配的收入，比如要依法繳納個人所得稅、依法繳納社會保險費等。同時，居民也會享有社會福利、社會優(yōu)救濟和社會保險以及商業(yè)保險等帶來的收入。本文研究城鎮(zhèn)居民的工資水平的目的主要是與城鎮(zhèn)居民的可支配收入相對應。
三、數(shù)據(jù)收集整理
根據(jù)2010年《中國統(tǒng)計年鑒》以及中華人民共和國國家統(tǒng)計局網(wǎng)站等官方網(wǎng)站，搜集了從1990年到2009年城鎮(zhèn)居民消費水平指數(shù)、消費價格指數(shù)、人均可支配收入、城鎮(zhèn)人口自然增長率、居民工資水平等相關(guān)數(shù)據(jù)，保證了數(shù)據(jù)的有效性、合理性和真實性。
回歸前后消費水平隨時間的變化圖
從殘差圖中可以看出只有兩個異常點（1993年和2002年），從擬合圖可以看出擬合優(yōu)度很高，回歸效果好；通過計算得知R2=0.999和F=3835.4，說明其結(jié)果很好，p遠小于，此模型具有廣泛的適用性。而且各參數(shù)的置信區(qū)間都沒有包含零點，所以對模型系數(shù)的解釋可靠。
五、結(jié)束語
本文建立的模型能客觀真實反映我國目前城鎮(zhèn)居民消費水平情況；求得的模型擬合優(yōu)度較高，回歸效果較好而且擬合參數(shù)置信區(qū)間均未包含零點，對模型的系數(shù)解釋可靠；采用逐步回歸的方法建立模型不斷引入對因變量影響顯著和剔除對因變量影響不顯著的自變量，使得最終模型的確立更加合理。除我們考慮的幾個因素外，還有其他一些因素對城鎮(zhèn)居民消費水平有影響。
總之，我們要從多方面、多層次、多渠道提高人們的消費水平，從而促進社會經(jīng)濟的發(fā)展。
參考文獻：
[1]中國統(tǒng)計局，2010中國統(tǒng)計年鑒，2011.
[2]張恒利，徐英花，關(guān)于我國城鎮(zhèn)居民消費水平及影響因素的分析研究，《預測》，1996.01.
