时间：2022-07-07 11:42:44
开篇：写作不仅是一种记录，更是一种创造，它让我们能够捕捉那些稍纵即逝的灵感，将它们永久地定格在纸上。下面是小编精心整理的12篇城镇居民可支配收入，希望这些内容能成为您创作过程中的良师益友，陪伴您不断探索和进步。
(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。
一、目标任务
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
积极扩大投资渠道，促进居民财产性收入增加。大力推动金融创新，引导城乡居民积极参与储蓄、债券、股票、基金、保险、不动产投资等金融产品的投资，促进居民财产性收入增加。鼓励居民投资的配套政策法规，引导居民逐步从存款保值向投资生财转变。
运用文献资料、问卷调查等方法，对宿迁家庭体育教育投资能力特征进行了分析。结果表明，宿迁城镇居民家庭体育教育投资潜力有逐年增强趋势;体育教育宿迁城镇居民的家庭体育教育投资边际消费倾向低(0．012)，缺乏需求收入弹性(0．869);从城镇居民年可支配收入标准判断，宿迁城镇居民家庭完全有投资能力。
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］
［4］边际消费倾向．［EB/OL］
关键词 居民可支配收入 经济增长
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：
[1]崔松虎，金福子.城市化与经济增长关系研究--以河北省为例.统计与决策 2010.19.
[关键词] 住房支付能力 房价收入比 商品房价格
一、天津市城镇家庭住房支付能力测量
1.住房支付能力定义及测量指标
住房支付能力反映居民家庭从市场购买或租赁住房的交易能力。目前国内外经常使用的测量居民住房支付能力的指标主要有住房支付能力指数(HAI，housing affordability index)和房价收入比（PIR ,Housing Price to Income Ratio）。
HAI主要用于考察住宅市场中位数收入水平的家庭对中位数价格住宅的承受能力，若该指数大于等于100%，则目前的房价没有超过居民的支付能力，反之则存在支付能力问题；房价收入比，根据联合国人类与住区中心《城市指标指南》的定义其是指市场居住单元的中间价格与中间价格的年收入之比，它是衡量商品房销售价格偏离其真实价值程度的指标，也是预测商品房价格未来走势的重要依据。房价收入比指标很重要，因为在其它条件相同时，房价收入比可以反映有购房能力的人占总体人口的比例及其政府的住房政策是否存在失误等，计算公式为：
房价收入比=（住宅面积*住宅的平均价格）/家庭年可支配收入
目前，国内判断居民的住房可支付能力大小经常使用房价收入比指标。世界银行对96个国家〈地区〉的统计资料显示，各地房价收入之比最高的为30，最低的为0.8，平均值为8.4，中位数为6.4，世界银行专家认为房价收入比为4――6属于合理范围。依据世界银行的统计数据，当前国际上通常将房价收入比指标值6定为警戒线，超过6倍则认为房价超出了居民的承受能力。从国外房地产市场发展的统计规律来看，在正常的房地产形势下，一些比较重要的数量关系是：普通居民的住房开支占家庭收入的20%-30%左右，在此情况下，房价收入比在3-6之间。一般说来，当房价收入比高于10时，居民收入水平不足以负担高水平的房价。当房价收入比在5左右时，存在着大量的有支付能力的住房需求。当房价收入比小于3时，说明已进入高收入社会，住房问题已基本得到解决。
2.天津市城镇家庭房价收入比影响因素及其指标计算
本文依据国内惯例采用房价收入比指标作为判断天津市城镇居民家庭住房支付能力指标。计算房价收入比主要考虑三个因素：居民住房面积、居民住宅平均价格和家庭年可支配收入。
(1)天津2003――2006年城镇家庭人均可支配收入状况
城镇家庭人均可支配收入是影响居民住房支付能力高低重要因素。2003年――2006年天津市城镇家庭人均可支配收入见表3―1。
表3―1 天津市2003-2006年城镇居民人均可支配收入
单位：元
资料来源：天津统计年鉴（2004-2007）
表3――1中的数据反映的是天津市2003年到2006年城镇居民平均家庭人均可支配收入，其数值的高低代表的是天津市近年城镇居民可支配收入的平均水平。然而在现实生活中由于行业、职业等因素的差异，不同家庭的人均可支配收入和家庭总体可支配收入存在较大差异。所以，仅仅采用平均的人均可支配收入不能全面具体地反映天津市城镇居民实际的收入水平的。本文根据天津市城镇居民收入具体情况将天津市城镇家庭分为最低收入户、低收入户、中等偏下收入户、中等收入户、中等偏上收入户、高收入户和最高收入户等七组，分别收集不同收入户的人均可支配收入数据，作为计算天津市城镇居民不同住房支付能力的依据。据《天津统计年鉴（2004――2007）》显示，不同年份不同水平收入户家庭可支配收入如表3―2：
表3―2 2003――2006年天津市城镇不同收入户人均年可支配收入
单位：元
资料来源：天津市统计年鉴（2004――2007）
从以上数据可以发现天津市城镇居民人均可支配收入存在较大差距，从2003年到2006年，最高收入户的人均可支配收入一直是最低收入户人均可支配收入的7倍以上且呈现逐渐增大趋势，2003年为7.2倍，2004年为7.6倍，2005年为 7.9倍，2006年为6.72倍。
(2)天津市2003――2006年商品房销售价格状况
商品房销售价格是决定居民住房支付能力高低的决定性因素。据《中国房地产市场年鉴》，天津市2003年到2006年商品房销售平均价格分别为2795元/平方米、3480元/平方米、4250元/平方米和4791元/平方米。近4年天津市商品房销售价格逐年提高，相邻年份上涨幅度为：24.51%、22.12%、17.95%。2004年商品房价格上涨幅度最高，2005年和2006年上品房价格虽有上涨但上涨相对2004年有所降低。
(3)天津市城镇居民2003――2006年人均住宅面积状况
国家统计局天津调查总队调查资料显示，2003年天津市城镇家庭人均住宅建筑面积23.1平方米；2004年天津市城镇家庭人均住宅建筑面积24.2平方米；2005年天津市城镇家庭人均住宅建筑面积23.4；2006年天津市城占家庭人均住房建筑面积25.8平方米。
(4)天津市城镇居民2003――2006年房价收入比计算
依据天津市2003年――2006年城镇家庭住房建筑面积、商品房销售均价及家庭可支配收入数据，计算得出2003年――2006年天津市城镇居民家庭住房收入比如表3-3：
表3-3 天津市2003―2006年城镇家庭房价收入比
依据表3――2数据、2003年――2006年天津市城镇居民平均住房面积以及房屋销售价格计算天津市7类不同收入户的房价收入比值，具体计算见表3――4。
表3―4 天津市2003―2006年城镇家庭不同收入户房价收入比
二、天津市城镇居民住房支付能力特征分析
1.城镇居民住房支付能力处于全国平均水平
2003年全国房价收入比为8.42，2004年全国房价收入比为6.67，2005年我国房价收入比为6.77。而根据世界银行的统计数据，1998年全球中等收入家庭的房价收入比平均水平在5.4―9之间。天津市城镇家庭住房收入比2003年到2006年分别为6.26、7.34、7.86和9.05。通过与国内平均房价收入比水平和国际经验数据相比，天津市城镇居民基本具备住房支付能力。数字分析天津市城镇居民住房支付能力与我国居民住房支付能力与国际同等水平相当。
2.城镇居民房价收入比呈上升趋势
表3――3中的数字反映天津市2003――2006年城镇居民房价收入比的平均水平，从2003年的6.26、2004年的7.34、2005年的7.86到2006年的9.05，近4年天津市城镇居民家庭的房价收入比一直处于上升趋势，以2003年为1，每年的上涨比率分别为14.71%、7.08%、15.14%。
表3――4中的数字反映天津市2003――2006年城镇七组不同收入户的房价收入变化情况。从数字中可以看出，天津市城镇居民在2003年到2006年四年中，除最低收入户房价收入比2005年比2006年低之外，其余各户房价收入比均处于上涨状态。以2003年数字为1，最低收入户房价收入比每年上涨比率分别为16.84%、10.35%和-0.25%；低收入户房价收入比每年上涨比率分别为16.61%、12.14%和2.84%；中等偏下收入户房价收入户比每年上涨比率分别为7.70%、10.45%和5.22%；中等收入户房价收入比每年上涨比率分别为8.83%、9.60%和6.90%；中等偏上收入户房价收入比每年上涨比率分别为8.60%、6.72%和9.60%；高收入户房价收入比每年上涨比率分别为18.34%、5.60%和9.04%；最高收入户房价收入比每年上涨比率分别为11.33%、5.61%和17.61%。
3.天津市城镇居民不同收入群体住房支付能力存在较大差异
天津市城镇家庭不同收入群体的房价收入比差距很大，由于本课题数据来源的限制，以下分析以2005年的统计数据为例，天津市城镇家庭居民房价收入比差距具有以下几个特征：
(1)最低收入家庭的房价收入比较高。2005年天津市最低收入户的房价收入比达到了23.89，而2005年全国最低收入户的房价收入比为22.69，高于全国平均水平5.29%。
(2)最高收入家庭的房价收入比低。2005年天津市最高收入户的房价收入比为2.56，而全国最高收入户的房价收入比为2.45，天津市最高收入户房价收入比高于全国平均水平4.49%。
(3)最高收入户和最低收入户的房价收入比差距大。2005年天津市最低收入户房价收入比23.89，最高收入户的房价收入比为3.01，最低收入户房价收入比与最高收入房价收入比差距为20.89，而2005年全国最低收入户与最高收入户房价收入比差距为20，24，天津市的差距数字高于全国平均水平。
(4)中等收入以下家庭的房价收入比上涨趋势呈现不断降低的趋势，而高收入以上家庭的房价收入比上涨趋势呈现不断上升的趋势。这一变化趋势符合中国房价收入比的总体走势。
受海河开发工程的进一步深入、路建工程扩大、外地来津人员的增多、天津市城市化建设、建筑材料价格的提升等相关因素的影响，2008年天津市城镇商品房价格仍然存在进一步上涨的可能。在住房价格不断上涨的趋势下，在当前城镇居民收入差距不断扩大的客观背景下，天津市不同收入的城镇居民对住房的需求呈现分化趋势：中等收入户以下的居民具有解决最基本的住房需求，中等及中等以上收入户具有改善性的住房需求，高收入户和最高收入户具有住房投资和投机的需求。
总之，结合天津市城镇家庭不同的收入水平，对于天津市的城镇居民住房问题应有一个清醒认识，针对天津市城镇家庭住房的需求会出现的分层分类特点，采用不同的对策解决居民的住房问题。最高和高收入居民可以完全依靠自身实力购买大面积、高档次住房，或将购买商品房作为一种投资渠道，房地产开发商可以根据高收入和最高收入户住房需求开发能满足高收入阶层个性化需求的住房；中等偏上和中等收入居民则可以利用多种融资方式购买适宜的中小户型、中低价位适中的普通商品住房，加大普通商品房建设则是解决这类居民住房需求的关键；而中等收入以下的居民从其住房支付能力来看是不具备购买商品房的能力的，这部分居民的住房问题必须依靠政府完善的住房保障体系来解决。
参考文献：
[1]《中国城市居民住房支付能力研究》，城市发展研究[J] ，2007年2月
[2]《天津市统计年鉴（2004――2007）》
[3]天津市国土资源和房屋管理局和天津市合富辉煌房地产公司的统计数据
关键词：宏观经济；经济指标；旅游支出；旅游消费
一、研究背景
旅游消费具有辐射面宽、带动性强、需求弹性大等特点。近年来，在世界金融危机影响下、全球旅游业一片消沉之中，我国旅游业发展显示出了令人振奋的增长势头。国内旅游消费成为驱动我国内需的引擎之一。
2010年我国旅游业三大市场实现全面恢复并较快增长，全国旅游业总收入1.57万亿元，同比增长21.7%。其中，国内旅游人数达21亿人次，同比增长10.6%；国内旅游收入1.26万亿元，同比增长23.5%。入境旅游人数达1.34亿人次，同比增长5.8%；出境旅游人数5739万人次，同比增长20.4%。“十一五”期间，我国国内旅游人数年均增长12%，入境过境旅游人数年均增长3.5%，出境旅游人数年均增长19%，全国旅游业总收入年均增长15%。我国跃居全球第四大入境旅游接待国和亚洲第一大出境旅游客源国。
研究宏观经济指标对旅游消费的影响，特别是收入和消费物价指数对旅游消费的影响，有助于了解旅游消费市场内在机理，有效调节旅游经济收入，减少金融危机的负面影响。
二、变量选取与模型构建
（一）变量选取
国内对收入与旅游消费之间的关系研究较多，结论大多以定性方法为主。近两年来，用计量经济学方法构建旅游消费模型的研究逐渐增多，大多选取GDP、居民收入、利率等作为主要变量，得出相关关系的结论。
影响旅游消费支出的因素众多。收入、时间和旅游市场成熟程度等都是主要因素。价格指数反映了居民消费的市场环境，是重要变量之一；此外，由于GDP概念包括范围太大，不能成为影响居民旅游消费支出最直接的影响因素，因此选取居民可自由支配收入更为科学。
以凯恩斯消费理论为支撑，结合计量经济学方法，以城镇消费群体为研究对象，构建旅游消费模型。选取的宏观经济的相关变量分别是：城镇居民可支配收入和城镇居民恩格尔系数。
1.城镇居民人均可支配收入（X1）
凯恩斯消费理论认为：在其他条件不变时，旅游消费与人均可支配收入之间存在着正向的比例关系，即收入增加、旅游消费增加。
2.城镇居民消费物价指数(X2)。
物价指数反映了消费环境的变化。物价水平对居民消费能力有着反向的作用，当物价指数提高时，居民会面临高价消费，而旅游又是需求价格弹性大的产品，因此，一般意义上，在其他条件不变的情况下，较高的物价水平会降低人们的实际收入水平，抑制旅游出游率，从而影响旅游消费支出。
（二）模型建立及数据来源
1.构建模型
基于上述分析，试建立如下计量经济学的双对数多元线性回归模型：
lnY=B0+B1lnX1+B2lnX2+u
其中：
Y——表示城镇居民人均旅游消费支出
X1——表示城镇居民人均可支配收入
X2——表示城镇居民消费价格指数
B0、B1、B2——分别表示城镇居民人均旅游消费对城镇居民人均可支配收入、对城镇居民消费价格指数的弹性。
u——表示随机误差项。
2.数据选择和来源
基于数据的可得性，我国各类统计数据从1994年开始逐步完善，2010年统计数据尚未公布，本文模型的数据样本选择时间区间为1994年—2009年。
表1 城镇居民各项数据
年份 我国城镇居民人均旅游消费支出（元/年） 我国城镇居民人均可支配收入（元/年） 我国城镇居民消费价格指数
Y X1 X2
1994 414.67 3496.2 125.0
1995 464.02 4283.0 116.8
1996 534.10 4838.9 108.8
1997 599.80 5160.3 103.1
1998 607.00 5425.1 99.4
1999 614.80 5854.0 98.7
2000 678.56 6280.0 100.8
2001 708.30 6859.6 100.7
2002 739.70 7702.8 99.0
2003 684.90 8472.2 100.9
2004 731.8 9421.6 103.3
2005 737.8 10493.0 101.6
2006 766.4 11759.5 101.5
2007 906.9 13785.8 104.5
2008 849.4 15780.8 105.6
2009 801.1 17175 99.1
（摘自《中国统计年鉴》（1995-2010））
三、模型估计、检验及修正
（一）模型估计
运用 SPSS软件对表 1中的数据进行 OLS回归分析，得到如下结果：
lnY=8.715+0.329lnX1-1.111lnX2+u
其中：
se=(1.551)(0.039)(0.289)
t=(5.618)(8.374)(-3.847)
p=(0.000)(0.000)(0.002)
VIF=（1.351）（1.351）
R2=0.924，修正的R2=0.913
F=79.584，DW=1.662
（二）模型检验
关键词：个人所得税 免征额 区域差异
一、免征额的涵义
免征额是税法规定的课税对象全部数额中免予征税的数额，是对所有纳税人的照顾。它是按照一定标准从征税对象总额中预先减除的，当课税对象小于起征点和免征额时，都不予征税；当课税对象大于起征点和免征额时，起征点制度要对课税对象的全部数额征税，免征额制度仅对课税对象超过免征额部分征税。
二、文献综述
目前不少学者就个人所得税免征额的制定提出自己的看法。杨卫华(2009)提出应建立消费范围和物价水平相适应的减除费用标准自动调整机制、全国应实行幅度减除费用标准。彭月兰（2008）认为统一的免征额导致不同地区、不同家庭的居民税负不公，主张实施家庭综合分类所得税。沈玉平（2008）认为地区差别的免征额缺乏科学依据，提出，只有不同地区消费支出水平差异中物价水平差异所造成的份额才可以作为各地免征额的差异额。
笔者认为区别差异的免征额不妥，个人所得税免征额的制定考虑区域差异，只是表面上的公平，按各地区实际状况分别制定免征额会导致区域收入差距进一步加大。本文以苏南、苏北为例从城镇人均可支配收入、城镇居民人均消费支出两方面入手对实行差别、统一的免征额所造成的收入差距进行对比分析。
三、苏南、苏北经济发展现状
改革开放30年来，江苏省经济发展迅速，人民生活水平提高很快，全省各项经济指标都居全国领先水平。但是，由于历史沿革、地理位置、经济政策以及思想观念等原因，江苏省各地区却呈现出不同的发展态势。苏南、苏中、苏北三个地区分别属于较发达、次发达和欠发达三个不同的层次。多年来苏南、苏北经济发展差距呈现出迅速扩大趋势。苏南、苏北经济发展差距比我国东西部还要大，苏南、苏北的经济发展差距可以代表我国发达地区与欠发达地区的经济发展差距。因此以苏南、苏北为例分析具有一定的代表性。
四、苏南、苏北经济社会基本情况分析
资料来源：《江苏统计局》
1.从苏南、苏北税前基本情况角度分析。计算公式如下：
城镇就业居民月总收入：（城镇居民月人均可支配收入×年末常住人口）+月个人所得税；
城镇居民就业人口的月人均收入：城镇就业居民月总收入/从业人员。
计算过程如下：
苏南城镇就业居民月总收入（即税前总收入）：（24995×3079.95+961200×10^4）/12=6495379.19（万元）；
城镇居民就业人口的月人均收入（即税前月平均收入）：6495379.19/1799.19=3610.19（元）①
苏北城镇就业居民月总收入（也即税前总收入）：（14101×3015.02+153000×10^4）/12=3555649.75（万元）；
城镇居民就业人口的月人均收入（税前月平均收入）：3555649.75/1798.83=1976.65（元）②
苏南城镇就业居民税前月人均收入/苏北城镇就业居民税前月人均收入：3610.19/1976.65=1.83。③
2.按统一的个税免征额标准来分析税后苏南、苏北人均可支配收入差距。
人均可支配收入扣除了个人所得税部分，而目前个人所得税免征额全国范围是统一的。现比较苏南、苏北人均可支配收入差距，即税后差距。计算过程如下：
苏南城镇居民月人均可支配收入：24995/12=2082.92（元）；
苏北城镇居民月人均可支配收入：14101/12=1175.08（元）。
苏南、苏北城镇居民月人均可支配收入差距：2082.92/1175.08=1.77。④
由③知，苏南、苏北城镇居民税前月人均收入差距为1.83，与④税后月人均可支配收入差距1.77相比，税后苏南、苏北城镇居民月人均可支配收入差距缩小。
3.考虑到苏南、苏北人均消费差距因素，按差别免征额征收个人所得税原则分析税后两地收入差距。
由表一可知，苏南、苏北城镇居民人均消费支出差距：15839/9355=1.69。
苏南城镇居民人均消费支出比苏北高出（15839-9355）/9355=0.69约为70%。
如果考虑区域差异，即考虑两地区消费支出水平，那么免征额也应随着两地人均消费支出差距进行相应调整。
（1）苏北免征额不变。
苏南在原免征额基础上上浮70%即为：2000×（1＋70%）=3400（元）⑤
苏北的个人所得税总和仍为：15.30亿元。
由②、⑤得苏南的个税为：（3610.19-3400）×5%=10.51（元）
月人均可支配收入为：（3610.19-10.51)=3599.68（元）。
苏南、苏北月人均可支配收入差距为：3599.68/1175.08=3.06。⑥
按统一的免征额标准，苏南、苏北城镇居民月人均可支配收入差距是1.77，显然按消费支出水平调整后的免征额征收个人所得税后，苏南、苏北城镇居民月人均可支配收入差距拉大。
（2）苏北免征额不变。
苏南在原免征额基础上向上浮动50%即为：
2000×（1+50%）=3000（元）。
则苏南个税为：（3610.19-3000）×10%-25=36.02（元）。
月人均可支配收入为：
（3610.19-36.02)=3574.17（元），而苏北个税不动；
苏北城镇居民月人均可支配收入仍为1175.08元。
两地差距为：3574.17/1175.08=3.04。⑦
按统一的免征额标准，苏南、苏北城镇居民月人均可支配收入差距④是1.77，显然按消费支出水平调整后的苏南、苏北城镇居民月人均可支配收入差距拉大，但又比⑥的差距3.06要小。
综上所述，对比分析了税前苏南、苏北收入差距、按统一的免征额征税后的收入差距、根据区域差距因素按调整后的免征额征税后所造成的收入差距。
由上分析可知，在苏北免征额不变的情况下，苏南免征额上浮的幅度越大，最后两地区收入差距越大。因为苏南免征额提高了，应纳个税就减少了，其可支配收入及剩余收入就会增多，而苏北一切都不变，则差距一定会拉大。这不能体现税收调节收入分配的功能，有失公平。
四、总结
“高收入地区消费水平高，应适用高的免征额，低收入地区消费水平低，应适用低的免征额”，看似公平，其实只是表面上的公平。税收的公平性应体现在缩小税后高收入地区与低收入地区剩余收入差距，最终达到共同富裕。而由上分析可知，按区域消费水平差异分别适用不同的免征额使得税后两地剩余收入差距扩大。所以，主张个税免征额应考虑区域差异的观点是不可取的。另外，按“高收入者多纳税，低收入者少纳税或不纳税”原则，个税免征额也不应考虑区域差异。
五、撰写此文的意义
虽然主张个税免征额应考虑区域差异的呼声高涨，但是，我们应透过现象看本质。纵观世界各国个税实践，我们并没有发现哪个国家实行区域差别的费用扣除标准。我国在以后调整个税免征额时应排除区域差异因素，考虑区域差异因素并不能解决我国贫富差距这种现状， 考虑区域差距因素并只能说是治标不治本，应考虑以家庭为单位征收，虽然我国目前由于金融体系不发达等因素，还达不到这种征管水平，但以家庭为单位征收应该是我们努力的方向。
参考文献：
[1]沈玉平，刘颖.设计个人所得税免征额的制度框架和技术路径研究.财政与税务，2008（12）.
[2]杨卫华.我国个人所得税减除费用的性质与标准.财财政与税务.2009(10).
[3]彭月兰，李霞，王丽娟.由我国个人所得税免征额调整引发的思考.财政与税务，2008（7）
[4]杨斌.论确定个人所得税工薪所得综合费用扣除标准的原则和方法.财政与税务，2006（04）.
关键词：贵州 城镇居民 消费结构 预测
居民消费结构是指人们在消费过程中多种消费资料和劳务的构成或比例关系，可以用各项消费支出在生活消费支出中所占的比重来表达。消费结构从不同的角度分为消费主体结构、消费支出结构、消费层次结构等。目前，世界上大多数国家都采用消费支出结构分析研究居民生活消费情况。我国的统计年鉴将居民消费分为食品、衣着、家庭设备用品及服务、医疗保健、交通通讯、文教娱乐用品及服务、居住和其他商品与服务等8大类。分析消费结构对于了解消费者行为研究产业结构及其变化方向，研究社会消费水平以及消费趋势都有重要意义。本文采用定性分析与定量分析相结合，大量运用统计资料，对贵州省城镇居民的消费结构进行实证分析和未来发展趋势预测。
一、扩展线性系统(ELES)模型的建立
线性支出系统模型是由英国经济学家斯通(R.Stone)于1954年根据柯布―道格拉斯函数提出的需求系统模型，把需求看成是消费支出与价格的函数。模型的表达式为：
式中，pi表示第i种商品的价格，ci是对第i种商品的消费支出，c=∑ci是总消费支出，qi是对第i种商品的基本需求量，piqi是对第i种商品的基本需求支出；∑piqi是对所有其他商品的基本需求，bi表示超过基本需求的支出中用于购买第i种商品的百分比。
显然，线性支出模型是把消费支出看成是总体消费支出c的函数。事实上，总消费支出与收入的多少有密切联系，与其说Ci受c的影响，不如说受收入的影响更为贴切。因此，1973年经济学家朗奇(C，Luch)在线性支出系统的基础上进行改进，提出了扩展的线性支出系统模型。模型表达式如下：
显然，(4)式是一个一元线性方程，通过最小二乘法或计算机软件进行回归计算，可以很容易求出方程的截距与斜率，前者是居民的基本消费量，后者则为对产品的边际消费倾向。
二、贵州省城镇居民消费结构ELES模型分析
本文采用1992--2008年贵州省城镇居民的人均可支配收入与消费支出数据为基础，运用计算机软件SPSS16.0进行回归分析，求出截距与斜率。以人均可支配收入为自变量，分别对人均消费总支出、食品支出、衣着支出、家庭设备用品和服务支出为因变量进行回归，得到各类消费支出的回归方程如下：
各回归方程的斜率(即边际消费倾向)、相关系数、判定系数的数据见表1。
B为0.684，表明在1992--2008年间，贵州城镇居民每增加1元收入，将有68.4％(0.684元)用于消费。具体的分配比例是：食品支出占23.9％(0.239元)，衣着支出占7.2％(0.072元)，家庭设备用品及服务支出占2.9％(0.029元)，医疗保健支出占4.5％(0.045元)，交通通讯支出占10.2％(0.102元)，文教娱乐用品及支出占10.3％(0.103元)，居住支出占7.7％(0.077元)，杂项商品和服务支出占1.8％(0.018元)。因此，1992－2008年，贵州城镇居民最重要的边际消费依次是食品(0.239)，文教娱乐用品及服务(0.103)以及交通通讯(0.102)，其次是居住(0.077)、衣着(0.072)和医疗保健(0.045)。从边际消费倾向上可以看出，1992--2008年间贵州城镇居民的消费结构正由原来注重生存消费的阶段，转向注重享受与发展的小康型消费阶段的过程，其显著标志就是文教娱乐用品及服务、交通通信、居住、医疗保健等消费已经成为贵州城镇居民消费的重要组成部分，成为推动贵州城镇居民消费结构的转型主力。
三、2009－2015年贵州省居民消费结构发展数量预测
从相关系数来看，贵州城镇居民的消费总支出与及各类消费支出与人均可支配收入之间都具有正相关关系(相关系数均大于0.7)，但相关的程度不一。除家庭设备用品及服务、杂项商品及服务消费支出外，其它类消费支出回归的相关系数都在0.93以上，与人均可支配收入具有强烈的正相关关系；杂项商品及服务支出与人均可支配收入的相关关系也较强，相关系数为0.907；家庭设备用品及服务支出的相关系数相对较低，只有0.766，这说明随着贵州城镇居民生活水平的提高，此项支出已经基本稳定，与人均可支配收入的关系已经不是特别紧密。
从回归方程的判定系数来看，除了家庭设备用品及服务的拟合优度不甚理想之外(0.586)，其它回归方程的拟合优度均大于0.8，表明各类消费支出的变异性能较好地为人均可支配收入的变化所解释，即人均可支配收入与各类消费支出之间具有较强的线性关系。
在得到各类消费支出与人均可支配收入之间的回归方程后，就可以运用估计的回归方程对未来几年的消费支出进行估计与预测。在进行预测之前，首先要估计出预测年份期间贵州城镇居民人均可支配收入的具体数据。由于影响人均可支配收入的因素多且复杂，因此，对未来贵州城镇居民人均可支配收入的预测也只能是一个粗略的估计。我们拟利用统计学中的趋势推测法来预测未来几年的可支配收入的情况，在此基础上预测贵州城镇居民的消费结构。设年份为t，1992年为起点年(即t=1)，2008年为第17年(即t=17)，以t为自变量，以可支配收入(y)为因变量，采用1992--2008年的历史数据进行回归，得到1个一元线性方程，其表达式为：
y=1082.9+530.4t (14)
相关系数R为0.963，判定系数R2为0.927，表明贵州城镇居民人均可支配收入与时间(年份)具有极强的正相关关系，估计的回归方程也具有一个比较高的拟合优度。以式(14)为基础，运用趋势推测法求出2009--2015年贵州城镇居民人均可支配收入的估计值。再将2009--2015年贵州城镇居民的人均可支配收入的估计值(y)分别带入(5)－(13)式，可得出相应年份贵州城镇居民的消费总支出及各类消费支出的点估计值。再以估计值为基础，算出2009--2015年贵州城镇居民各类消费支出占总消费支出的比重(表2)。
基本结论：表3数据显示，各类消费支出比重的变化不大，趋于稳定。食品、家庭设备用品及服务的支出比重将略有下降，但下降的幅度不大。衣着、居住的支出比重基本稳定，变化不大。医疗保健、文教娱乐用品
及服务、交通通讯等支出的比重将进一步上升，但相对于“九五”、“十五”时期来说，上升的幅度很小。可以预见，在2009--2015年间贵州城镇居民消费结构将由前一阶段的升级换代的剧变期到停缓理性调整期，或者说处于消费结构再一次升级的酝酿时期。这个阶段可能较长，需要10年左右的时间，原因是下一次升级的特征将是以居住、交通通讯、文教娱乐等为新的消费增长点，而住宅、汽车等大众消费品的消费需要一个较长的积累期。
四、促进贵州城镇居民消费结构升级的对策建议
(一)全面快速提高居民的收入水平
在ELES模型分析中可以看出，消费与收入存在着很强的正相关关系。因此，要提高城镇居民的消费水平，收入水平的提高是首要条件。近几年，贵州城镇居民的收入水平虽然得到了显著提高，但是相对于其它省市而言，收入水平还很低，一直处于倒数后3位的水平。目前，贵州省消费结构正向着以轿车、住宅等大宗消费品为特征的新的消费结构转型的酝酿之中，收入水平的普遍提高可以缩短这一酝酿阶段，有利于消费结构的升级。
(二)促进交通通信、居住、医疗保健方面消费的宏观管理与制度完善
交通通信、居住、医疗保健等消费支出项目是近17年来支出比重不断加强的项目，并且边际消费倾向相对较高，随着收入增加，这几方面的支出比重也会增加。因此，为协调促进结构优化应该注重在这些方面的消费宏观管理制度的完善，为其发展提供便利条件。1，居住方面：促进房租与房价合理化，为降低房价因积极发展住房的二级市场和三级市场，允许个人购买公房和私房上市交易和流通，以通过活跃住宅流通市场的方式，促进住房消费。2，医疗保健方面：鼓励交纳养老保险、医疗保险，并促使养老保险、医疗保险等社会保障制度趋于完善。3，交通通信方面：加强水、电、路、通信等基础设施建设，彻底解决过高的电费、电话费，促进交通和通信的消费。
关键词：城乡收入差距；回归分析；芜湖市
中图分类号：F064.1 文献标识码：A 文章编号：1008-4428（2017）02-66 -02
一、引言
芜湖市地处长三角西南部，南倚皖南山系，北望江淮平原，是华东重要的工业基地、科教基地和全国综合交通枢纽。芜湖市因地理位置极佳，经济发展态势也越来越好，截至2015年，芜湖市全年实现地区生产总值2457.32亿元，同比上年增幅高于全国3.4个百分点。伴随着经济的发展，人均生产总值的提高，芜湖市城乡居民收入也在不断提高，但城乡收入差距同时也在扩大。如何在协调经济发展的同r又缩小城乡收入差距，本文针对此问题提出相关对策建议。
二、选取样本和变量
本文选取2005―2015年芜湖市城镇居民人均可支配收入，农村居民纯收入，城乡收入差距，人均生产总值数据作为样本（表1）。以城镇居民可支配收入，农村居民纯收入，城乡收入差距作为因变量，人均生产总值作为自变量，分别建立回归模型，并通过定量分析来确定芜湖市城镇居民可支配收入，农村居民纯收入，城乡收入差距与人均生产总值的量化关系。
三、定量分析
（一）数据解读
2015年芜湖市人均生产总值67592元，比上一年增长5.6%，比2005年增长2.8倍；2015年芜湖市城镇居民人均可支配收入29766元，比上一年增长8.7%，比2005年增长2.1倍；2015年芜湖市农村居民纯收入15964元，比上一年增长9.3%，比2005增长3.0倍；2015年芜湖市城乡收入差距13802元，比上一年增长8.0%，比2005年增长1.45倍，所以可以得出：2005-2015年芜湖市城镇居民人均可支配收入、农村居民纯收入都伴随着经济的增长而不断提高，同时城乡收入差距总体上也在随着经济的增长而不断扩大，这说明人均生产总值的扩大不但不会缩小城乡收入差距，反而使得城乡收入差距越来越大。
（二）模型分析
运用SPSS软件，对芜湖市2005-2015年样本数据进行相关分析、回归分析，并建立线性回归模型，最后对所得结果进行分析并得出相关结论。
1.相关分析
从表2中可以看出，芜湖市城镇居民人均可支配收入与人均生产总值皮尔森相关系数为0.975，单尾显著性检验的概率P值为0.000，小于0.05，所以城镇居民人均可支配收入与人均生产总值存在显著相关性；芜湖市农村居民纯收入与人均生产总值皮尔森相关系数为0.961，单尾显著性检验的概率P值为0.000，小于0.05，所以农村居民纯收入与人均生产总值存在显著相关性；芜湖市城乡收入差距与人均生产总值皮尔森相关系数为0.888，单尾显著性检验的概率P值为0.000，小于0.05，所以城乡收入差距与人均生产总值存在显著相关性。
2.回归分析与建立回归方程
运用SPSS软件对2005-2015年芜湖市城镇居民人均可支配收入、农村居民纯收入，城乡收入差距，人均生产总值相关样本数据进行回归分析，可以得到方差分析表（表3）。
由表3可知：方程1（Y1）F统计量为175.223，显著性为0小于0.05，所以城镇居民人均可支配收入与人均生产总值存在高度线性相关；方程2（Y2）F统计量110.099，显著性为0小于0.05，所以农村居民纯收入与人均生产总值存在高度线性相关；方程3（Y3）F统计量为33.476，显著性为0小于0.05，所以城乡收入差距与人均生产总值存在高度线性相关。
根据SPSS软件所得结果以及相关分析，可以得出下列线性方程：
Y1=2423.436+0.403X （Y1表示城镇居民人均可支配收入，X表示人均生产总值）
Y2=-1020.624+0.228X （Y2表示农村居民纯收入，X表示人均生产总值）
Y3=3444.060+0.175X （Y3表示城乡收入差距，X表示人均生产总值）
（三）结论
城镇居民人均可支配收入，农村居民纯收入，城乡收入差距分别与人均生产总值存在显著线性关系。芜湖市人均生产总值每提高1元，城镇居民人均可支配收入提高0.403元，农村居民纯收入提高0.228元，城乡收入差距扩大0.175元。
随着经济的发展，人均生产总值不断提高，无论是城镇居民还是农村居民的收入都在随之增长，但城镇居民收入增幅明显高于农村居民，所以单纯靠着经济发展和人均生产总值的提高，达到缩小城乡收入差距的方法是不可行的，只能再从别的方面入手，实施多元化方法和措施来缩小城乡收入差距。
三、建议与对策
（一）转变收入增长方式，实现农民收入快速稳定增长
按照目前收入增长速度，芜湖市城镇居民收入增速是明显高于农村居民的，所以只有保证农村居民收入增速高于城镇居民，才能有效缩小城乡收入差距。
1.将单纯依靠农产品生产收入转变为通过延长产业链，对农产品进行深加工，提高农产品附加值，加强农产品的市场宣传，提升农产品品牌效应，积极开拓高附加值农产品市场，增加农民收入。
2.将“两轮驱动”的农民收入形成格局转变为“三轮驱动”的新格局。目前农民收入绝大部分来源于务农收入和外出务工收入，在增加务农及务工收入的基础上，大力发展主要依靠资金和技术实现的农业规模经营和非农业产业的“创业收入”，形成务农收入、务工收入、创业收入的农民收入新格局。
（二）加大对农业和农民收入的支持力度
农业是一国发展之基础，国家必须高度重视农业的发展。政府应加强对农业的政策扶持，加大对农村科研的投入，提高农业科技，增强农业和农产品竞争力。首先，做到价值支持，运用差价补贴法、最低支持价格、保护价收购等方法来保证农产品的价格，保证农民的收入。其次，政府应该加大对农业基础设施建设的投入，为农民提供相关专业性培训，提升农民专业化的农业知识，加强农业竞争力以及提高产出水平。最后可以进行其他收入支持，比如：提供担保信贷政策，提供低利率政策，延期纳税等。
（三）深化改革收入分配制度
通^对收入分配制度的深化改革，使得初次分配和再次分配更加合理科学化。在初次分配时，利用效率这个指标，将劳动者的利益与贡献进行结合，多劳多得，能够有效地调动劳动者的积极性。在二次分配环节，应重点强调公平这一原则，对那些低收入人群进行适当性照顾，可以通过税收来调节，优化税率结构，形成公平合理的收入分配制度，这样可以有效缩小城乡收入差距。
（四）深化农村金融制度改革，夯实农村发展金融基础
积极鼓励和支持各类金融机构在农村开展营业网点，实现乡镇网点全覆盖。加大政策性金融机构的支农力度，如农业银行，发挥其在政策支农方面的主渠道作用，加大农村基础设施建设力度。努力培育农村金融多元化主体，降低农村金融市场的准入门槛，加大对农村的金融供给，实现农村经济的更好发展，建立健全多元化农村金融服务体系，满足农村经济发展需要。
参考文献：
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城乡居民旅游消费需求主要是指城乡居民为了满足旅游消费需要，并且具有货币支付能力的支出，主要分为两类：一是城乡居民收入因素，由城镇居民人均可支配收入、农村居民年纯收入及收入类型与结构来衡量；二是非收入因素，如城乡居民旅游消费需求习惯、旅游产品价格、旅游消费环境、旅游消费政策等。收入因素是影响城乡居民旅游消费需求的主要因素，而收入的水平、收入的类型、结构等对城乡居民旅游消费需求产生了不同影响[1]。1995-2010年间，城乡居民人均旅游花费比从1996年的7.58逐步降低到2010年的2.89，而同期城乡居民收入比在3.00左右徘徊。1995-2010年间，我国城乡居民收入绝对差异持续扩大，但在中国城镇化率持续上升及乡村人口数持续下降背景下，农村居民旅游总花费水平持续提升，出游总人次仍保持一定的增长速度。城乡居民收入变迁及其旅游消费影响机制的分析有助于正确认识收入变化对城镇居民、农村居民旅游消费的影响差异及其内在机制，这对优化调控城乡居民旅游消费结构与潜力，及如何提升城乡居民、尤其是农村居民旅游消费水平具有一定价值。
一、数据来源与研究方法
（一）数据来源
本文数据主要有城镇与农村居民旅游消费支出、城镇与农村居民收入水平、城乡居民人口、城镇与农村居民生活消费支出、城镇与农村居民旅游总花费等指标，数据年限为1995-2010年共16年时
间序列数据，这些数据来源主要是1996-2011年各年《中国统计年鉴》、《中国农村统计年鉴》、《中国旅游统计年鉴》、《中国国内旅游抽样调查资料》（2009年后为《中国旅游抽样调查资料》）。
（二）数据分析方法与步骤
本文使用EViews6.0统计分析软件，对时间序列数据进行分析的方法与步骤如下：
1.对数据序列进行ADF单位根检验。ADF单位根检验对于检查时间序列的平稳性非常重要。时间序列只有同阶单整才能进行OLS估计，如果ADF统计量为负，且数值大于0.05显著水平上的临界值，则拒绝单位根假设而表明时间序列是平稳的。如果一阶差分不包含单位根，它就是一阶单整，如果一阶差分是非平稳的，可以继续对二阶差分进行检验[2]。
2.对数据序列进行格兰杰因果关系检验。小树长成参天大树的过程与GDP的增长过程可能存在高度相关关系，但两者未必存在因果关系。格兰杰因果检验的基本依据是将来不能预测过去，如果某变量的变化是由另一变量引起的，则另一变量的变化应该发生在某变量之前[3]。格兰杰因果检验统计量F服从标准的F分布，若检验统计量F的值大于F分布的临界值，则拒绝零假设。
公式（1）表明yt变动既受ΔXt的影响，又受上一次误差ecm影响。α为短期调整系数，反映了变量在短期波动中偏离它的长期均衡关系的程度及短期调整方向，若这一误差是负值，说明该变量在本期就应该做相应的正修正。
二、城乡居民收入与旅游消费数据稳定性与因果关系分析
（一）农村居民收入与旅游消费指标稳定性检验与因果关系分析
根据AIC最小原则，本文使用EViews分析软件，对农村居民旅游消费及农村居民年纯收入、工资收入、家庭经营收入、财产性与转移性收入等指标进行ADF单位根检验（表1）。由表1观察以上指标均是二阶稳定性数据，农村居民人均旅游花费与年纯收入、工资收入、家庭经营收入、财产性与转移性收入之间存在协整与长期均衡关系，可进行OLS估计。
（二）城镇居民旅游花费与收入数据稳定性检验（ADF单位根检验）
本文使用EViews分析软件，根据AIC最小原则，对城镇居民旅游花费、年人均纯收入、工资收入、家庭经营收入、财产性与转移性收入等进行ADF单位根稳定性检验（表2）。由表2观察以上指标均是二阶稳定性数据，城镇居民人均旅游花费与人均可支配收入、年人均纯收入、工资收入、家庭经营收入、财产性与转移性收入之间存在协整与长期均衡关系，可进行OLS估计。
（三）城乡居民收入与旅游消费分析
1.农村居民收入与旅游消费因果关系分析。本文把农村居民旅游消费设为因变量Y1，农村居民年人均纯收入等设为自变量X1，村居民工资性收入X2、农村居民家庭经营性收入X3、农村居民财产性与转移性收入X4。格兰杰检验的基本依据是将来不能预测过去，如果Y的变化是由X引起的，则X的变化应该发生在Y之前。
本文使用EViews6.0，通过选择滞后期2、3、4，对我国农村居民旅游消费和农村居民年人均纯收入、农村居民工资性收入、农村居民家庭经营性收入、农村居民财产性与转移性收入进行格兰杰因果关系检验，结果如表3。由表3可见选择滞后期为2，在0.05显著水平下，农村居民年人均纯收入、工资收入、家庭经营收入、财产性与转移性收入均为农村居民人均旅游花费的格兰杰原因。
2.城镇居民收入与旅游消费因果关系分析。通过使用EViews6.0进行运算，本文选择滞后期2、3、4，对我国城镇居民旅游消费和城镇居民可支配收入、工资性收入、家庭经营性收入、财产性与转移性收入进行格兰杰因果关系检验，结果如表4。由表4可见选择滞后期为2，在0.05显著水平下，城镇居民可支配收入为城镇居民人均旅游花费的格兰杰原因；工资收入、家庭经营收入、财产性与转移性收入与城镇居民人均旅游花费，在0.05显著水平上，不具有格兰杰因果关系。
三、城乡居民收入与旅游花费水平回归分析
（一）中国农村居民旅游花费与年纯收入及类型之间的回归分析
1.中国农村居民人均旅游花费与年纯收入回归分析。据本文第三部分分析，农村居民旅游花费、农村居民年人均纯收入、工资性收入、家庭经营收入、财产性与转移性收入等均是二阶单整序列，且农村居民人均年纯收入是旅游花费的格兰杰原因，可以借鉴EG检验法来检验它们之间是否存在长期均衡关系。本文使用EViews6.0分析软件得出农村居民旅游花费与年纯收入之间的回归方程及表3、表4。
经过测算，现进一步对估计方程（2）的残差序列进行平稳性检验。根据AIC最小原则，选择滞后期1时的单位根检验形式，残差平稳性检验的ADF统计量（-3.417419）小于0.05显著水平下的临界值（-3.098896），说明残差序列稳定，估计方程（2）不存在伪回归，序列Y1和X1线性关系显著。农村居民旅游花费与人均年纯收入之间存在着长期均衡关系，1995-2010年间农村居民旅游边际消费倾向为0.0382。农村居民年人均纯收入的增长促进了农村居民人均旅游花费的增长，且在其他不变的条件下，农村居民人均年纯收入每增长100元，可以平均实现3.82元的人均旅游花费增长。姚丽芬等（2010）认为旅游消费和居民收入为长期均衡关系，居民收入每增加1%，可以使旅游消费增加1.144%；农村居民旅游消费的长期收入弹性系数为1.175，短期弹性系数为-0.924；居民收入对旅游消费促进作用明显[7]。中国农村居民经济收入直接影响中国农村居民的旅游人均花费和旅游购买力，但对出游率影响不大。农村居民人均纯收入每增加1000元，人均花费大致增加161元[8]。黄秀娟（2004）认为农村居民人均纯收入（城镇居民人均可支配收入）2 000元为我国居民旅游消费的一个重要临界点，超过这一临界点，居民旅游消费将会以很快的速度增长。但是，从我国当前的经济收人来看还有大部分居民，尤其是农村居民的人均收人没有达到这一临界点。刁宗广（2009）认为促进农村经济的发展和农村居民收入水平的提高，是提高旅游消费水平的重要因素[8]。中国农村居民旅游消费还受到城镇化率、农业产业化发展水平、农村社会保障水平等因素影响，1995-2010年我国乡村人口比重持续下降，人口数量持续减少，而同期农林牧渔业总产值、第一产业总产值、政府财政用于农业的支出、农村固定资产投资等农村、农业社会经济、农村居民出游率等指标均以较快速度增长，这些因素在一定程度上提升了农村居民旅游总人次、年人均旅游消费支出及中国农村居民旅游总花费。因此，需要采取加大农村财政支持力度、发展农村经济、加大农村居民社会保障水平等措施，有效降低农村居民负担，提升其收入水平，这样才能有效提升收入对旅游消费的促进作用。
2.农村居民旅游消费与年纯收入误差修正分析。根据协整方程（1），运用EViews软件得到农村居民旅游花费受年纯收入影响的短期波动误差修正模型为：
估计方程（4）拟合优度R2为67%，表明被解释变量变化的67.0%可以由解释变量的变化得到解释，F统计量均满足显著水平为5%的统计显著性检验。如果其残差序列是平稳的，则说明其不存在伪回归现象。根据AIC最小原则，现进一步对估计方程（4）的残差序列进行平稳性检验，经过测算选择滞后期1时的单位根检验形式，结果如表3所示（使用EViews6.0分析软件）。由表3可知残差平稳性检验的ADF统计量（-3.866761）小于0.05显著水平下的临界值（-3.098896），说明残差序列是I（0）平稳的，可以认为农村居民旅游消费支出与其家庭经营收入、工资性收入、财产与转移性收入之间存在协整关系，存在长期均衡关系，且协整方程不存在伪回归，序列Y1和X1、X2、X3线性关系显著。
估计方程（4）表明：（1）农村居民年人均工资性收入的增长促进了农村居民人均旅游花费的增长，且在其他不变的条件下，农村居民人均工资性收入每增长100元，可以平均实现21.7元的人均旅游花费的增长；（2）农村居民年人均家庭经营收入的增长促进了农村居民人均旅游花费增长，且在其他不变的条件下，农村居民人均家庭经营收入每增长100元，可以平均实现3.0元的人均旅游花费增长；（3）农村居民年人均财产性与转移性收入的增长抑制了农村居民人均旅游花费的增长，且在其他不变的条件下，该项收入每增长100元，将会抑制56元的人均旅游花费增长。黄秀娟（2004）认为我国居民收入对居民的国内旅游消费起着决定性作用，居民旅游消费的多少不仅与居民收人的绝对值有关，还与收人的增长率及城镇居民和农村居民收人增长的相对速度有关。因此，在分析我国居民旅游消费时不仅要考虑居民的总体收人增长情况，还要分析居民的收人增长结构。
（二）中国城镇居民旅游花费与年可自由支配收入及类型之间的回归分析
1.中国城镇居民旅游花费与人均可支配收入回归分析。本文使用EViews6.0分析软件得出城镇居民旅游花费与人均可支配收入之间的回归方程为：
估计方程（5）的F，t统计量均满足显著水平为5%的统计显著性检验，如果其残差序列是平稳的，则说明其不存在伪回归现象。现进一步对估计方程（5）的残差序列进行平稳性检验，根据AIC最小原则，使用EViews6.0分析软件经过分析，选择滞后期1时的单位根检验形式，残差平稳性检验的ADF统计量大于0.05显著水平下的临界值，小于0.10显著水平下的临界值，说明残差序列是稳定的，估计方程（5）不存在伪回归，序列Y2和X5线性关系显著。城镇居民旅游花费与人均可支配收入之间存在着长期均衡关系，城镇居民人均可支配收入的增长促进了城镇居民人均旅游花费的增长，且在其他不变的条件下，城镇居民人均可支配收入每增长100元，可以平均实现2.3元的人均旅游花费增长。陈敏（2011）研究表明我国城镇居民人均可支配收入每增长1元，其中仅有约2.22%部分用于旅游消费，我国城镇居民的人均旅游消费占人均可支配收入的比重较小，旅游消费市场还有很大的潜力可以开发，城镇居民人均可支配收入对人均旅游消费支出的影响较弱，即在可支配收入较快增长的情况下，个人旅游消费增幅并不是很大[9]。
2.中国城镇居民旅游消费与可支配收入误差修正分析。根据协整方程（1），运用EViews软件得到城镇居民旅游花费受可支配收入影响的短期波动误差修正模型为：
估计方程（7）的F统计量均满足显著水平为5%的统计显著性检验，工资性收入、财产与转移性收入t统计量不满足显著水平为5%的统计显著性检验。如果其残差序列是平稳的，则说明其不存在伪回归现象。现进一步对估计方程（7）的残差序列进行平稳性检验，根据AIC最小原则，经过测算，选择滞后期1时的单位根检验形式，结果如表3显示，残差平稳性检验的ADF统计量（-4.016165）小于0.05和0.01显著水平下的临界值（-3.098896，-4.004425），说明残差序列是I（0）平稳的，协整方程不存在伪回归，序列Yt和X6、X7、X8线性关系显著，城镇居民人均旅游花费与工资性收入、家庭经营收入、财产性与转移性收入之间存在着长期均衡关系。
估计方程（7）表明：（1）城镇居民年人均工资性收入的增长促进了城镇居民人均旅游花费的增长，且在其他不变的条件下，城镇居民人均工资性收入每增长100元，可以平均实现3.21元的人均旅游花费增长；（2）城镇居民年人均家庭经营收入的增长抑制了城镇居民人均旅游花费的增长，且在其他不变的条件下，城镇居民人均家庭经营收入每增长100元，将会抑制32.79元的人均旅游花费增长；（3）城镇居民年人均财产性与转移性收入的增长促进了农村居民人均旅游花费增长，且在其他不变的条件下，城镇居民人均财产性与转移性收入每增长100元，将会促进11.61元人均旅游花费的增长。
四、结论与讨论
第一，收入水平与旅游边际消费倾向对城乡居民旅游花费影响差异明显。随着我国城镇化率提升，虽然我国城乡人口比逐渐升高，但2001年以来城乡居民旅游总花费一直在均值2.52左右波动，一方面源于农村居民人均旅游花费逐步提升，另一方面也与农村居民出游人次增长迅速有关。本文研究结论再次证明提升农村居民人均年纯收入水平，对旅游消费水平提升及我国旅游经济发展水平具有十分重要的作用。
第二，提升城镇居民旅游边际消费倾向与农村居民纯收入水平，是提升我国城乡居民旅游总花费的关键。从促进我国旅游发展视角，增加农村居民收入对促进我国旅游总收入持续、快速增长具有重要作用。因此，培育城镇居民旅游消费理念，优化旅游消费环境，促进旅游消费水平，提升城镇居民旅游边际消费倾向，对促进我国旅游业发展具有极为重要的作用；对农村居民来说，提升农村居民收入水平是促进农村居民旅游发展的关键要素之一。
第三，城乡居民旅游消费对收入过度敏感性均过低。本研究表明农村居民、城镇居民旅游消费过度敏感性分别为0.023449、0.013403，城乡居民旅游消费对收入的过度敏感性系数均较低。相对于其他生活消费支出，旅游消费属于精神性非必需品消费，只有收入达到一定水平后才会考虑旅游等精神消费需求。在我国农村居民年纯收入不到1 000美元及城镇居民可支配收入尚未达到3 000美元前提下，以2010年城镇居民生活消费结构为例，居住、食品、医疗保健、交通通讯等花费占到总生活花费支出的87%，文教娱乐花费只占12.1%，且教育花费占到文教娱乐花费的75%，旅游消费水平比较低。城乡居民旅游消费对收入过度敏感性均过低，这对促进城乡居民旅游等精神消费或发展、享受型生活消费需求的增长是严重障碍。城镇居民消费过度敏感性系数比农村居民还要低，这在一定程度上说明我国城镇居民旅游消费对收入的依赖性，或收入增长对旅游消费增长的促进作用很微小。旅游消费在城镇居民收入得以持续提升背景下持续徘徊不前需要多方面思考，尤其是城镇居民的民生社会保障力度问题，如住房价格过高、教育负担过重、医疗成本过高、食品价格持续上扬等对居民收入实际提升的影响。农村居民消费变动呈现出对收入变动的过度敏感性；农村居民消费表现出了显著的内部习惯形成，即消费存在着棘轮效应，城镇居民的消费行为对农村居民具有示范效应[10]。
第四，采取有效措施降低城乡居民食品、住房、医疗、教育等生活消费支出，提升城乡居民旅游消费对收入过度敏感性水平，促进旅游消费水平提升。增加农村居民收入能有效提高农村居民收入对旅游消费的影响力，提升过度敏感性系数，增加农村居民旅游消费额，提高农村居民旅游消费水平。对于城镇居民来说需要在提升居民可支配收入水平的基础上，有效解决住房、医疗保健、城镇公共交通基础设施等方面的制度改革，有效减轻城镇居民生活消费负担，以避免城镇居民节省支出以增加储蓄来应付不确定性大额支出，从而影响城镇居民消费能力。
第五，城乡居民收入结构对城乡居民旅游花费影响具有较大差异，其中城乡居民财产性与转移性收入对城乡居民旅游消费影响相反。城乡居民工资性收入的增长对旅游花费的促进作用差异较大，农村居民工资性收入的增长能显著促进旅游消费的增长（100元增长促进21.7元旅游消费），而城镇居民则影响甚小（100元增长促进3.21元旅游消费）。因此，加大农业产业化及发展乡村经济，提升农村居民就业与工资性收入水平对促进农村居民旅游消费及我国旅游经济发展具有十分重要的意义。城乡居民财产性与转移性收入的增长对旅游花费的促进作用相反。农村居民财产性与转移性收入的增长能显著抑制旅游消费的增长（100元增长抑制56元旅游消费），而城镇居民则影响为正向（100元增长促进11.61元旅游消费）。中国的城镇化发展需要充分重视农村居民土地流转及土地征用过程中对土地价值的补偿水平提升，使农村居民在城镇化过程中财产性和转移性收入得以有效提升；需要为农村居民利用宅基地自建住房能办理房产证，使农居房不仅具有实用价值，也具有价值，而不是利用较多资金兴建的住房不具有财产性价值。此外，还需要加大对农业、农村、农民的财政性转移支付水平，使农村居民财产性与转移性收入的增长具有质量。只有采取与城镇居民财产性与转移性收入相等同的措施，才能使农村居民财产性与转移性收入的提升对其旅游消费或其他生活消费的正向影响水平。
关键词：居民电价 承受能力 中国
中图分类号：F12文献标志码：A文章编号：1673-291X（2011）27-0205-02
引言
居民电价承受力一直以来都是政府进行电价改革首要考虑和优先顾及的问题，也是在电价调整听证中大众关注的焦点。目前中国居民电价承受能力研究多局限于定性分析，如施慧[1] 等人定性分析了电价波动对工业、居民等不同用户电力需求的影响。也有部分学者利用模型定量分析了电价波动的经济影响，如何永秀[2]等人利用投入产出价格模型分析了不同的调价方案对经济运行的影响；Nguyen（2008）[3]研究了越南电价波动对其他产品长期边际成本的影响；马晓蕾[4]等根据成本费用分析法研究了居民等用电客户的电价承受能力，提出了不同用电客户承受能力衡量指标。本文从国际比较、城乡比较、不同收入阶层比较、与电信产品比较等不同方面比较分析中国居民电价承受能力，构建投入产出价格模型，综合分析电价变动对中国居民消费物价指数的影响，进而分析居民综合电价承受能力。在当前物价形势较为严峻的情况下，研究中国居民电价承受能力对于政府调价工作具有重要指导意义。
一、比较法分析中国居民电价承受能力
1.国际比较。国际上一般采用人均电费支出占人均可支配收入的比例作为居民用户电价承受能力的衡量标准。2006年，①欧洲经济合作发展组织成员国OECD（包含欧洲发达国家美国、日本、韩国等30个成员国）人均电费支出占人均可支配收入的比例中，挪威、芬兰、丹麦等北欧国家由于实行电力市场化定价，电价相对较高，因此人均电费支出占人均可支配收入的比例较高，分别为10.22%、5.18%和3.85%，捷克由于人均可支配收入较低，人均电费支出占人均可支配收入的比例相对较高，为5.09%，其余大部分OECD成员国这一比例均在1%~3%之间，平均水平为2.75％，而中国2006年城镇居民人均可支配收入为1 475美元（11 759.45元），人均电费支出为32美元（252.34元），占比为2.15%，略低于OECD国家的平均水平。2006―2008年，中国人均可支配收入不断提高，年均增长15.8%，而居民销售电价②由于存在交叉补贴现象，呈逐年降低趋势，年均增长率为-4.1%，2008年中国居民人均电费支出占人均可支配收入的比例降低到1.29%。
由此可见，从总体上看，由于中国居民电价存在较为严重的交叉补贴，居民电价相对较低，中国居民对电价具有一定的承受能力，而且，随着中国居民人均可支配收入的逐年增加，居民对电价的承受能力逐年增强。
2.城乡间比较。从各省城乡居民总体情况看，2008年全国农村居民人均电费支出占人均可支配收入的比重为2.29%，而城镇居民人均电费支出占人均可支配收入的比重为1.18%，城镇居民电价承受力约为农村居民的2倍。从各省城镇居民比较来看，各省城镇居民对电价的承受能力差异较大。具体来看，承受能力相对较高的省份为内蒙古、江苏和山东，人均电费支出占人均可支配收入的比重分别为0.89%、0.95%和0.97%，主要原因是内蒙古居民电价水平相对较低，江苏和山东居民人均可支配收入相对较高。承受能力相对较低的省份为和贵州，人均电费支出占人均可支配收入的比重分别为2.22%和1.95%，主要原因是人均可支配收入相对较低。从各省农村居民比较来看，各省农村居民对电价的承受能力差异也较大，一线城市如广东和北京，农村居民对电价的承受能力相对较低，人均电费支出占人均纯收入的比重分别为5.37%和3.71%，主要原因是广东和北京农村居民用电量相对较高，城市农村居民和城镇居民收入两极分化较为严重；人均收入相对较低的省份如和青海，农村居民对电价的承受能力相对较高，人均电费支出占人均纯收入的比重分别为0.69%和0.98%，主要原因是由于该省份人均用电量和居民电价水平相对较低，电气化程度不高。
3.不同收入层次间比较。从城镇居民不同收入层次间人均电费支出占人均可支配收入的比例来看，中国2008年城镇居民困难户的这一比例为3.5%，最低收入户为3.1%，低收入户为2.5%，中等偏下户为2.2%，中等收入户为1.9%，中高等偏上户为1.6%，高等收入户为1.4%，最高收入户为1.0%。可见，中国城镇居民困难户和最低收入户对电价的承受能力最弱，而中等收入到高收入户对电价具有一定的承受能力，且随着收入等级的提高，对电价的承受力也随之提高，最高收入户的承受能力约为最低收入户的3倍多。
4.与电信产品居民承受力比较。电信和电力消费具有很多的相似性。一是两者都具有自然垄断性，二是两者都具有不可存储性。国际上基本都充分肯定电信服务和电网服务都具有准公共物品性质。但近年来居民在电力消费部分和电信消费部分的情况却出现了较大差异，居民消费电信产品的消费规模和电信产业的销售收入都在大幅增长，而且随着人们生活水平的提高，通信消费逐渐成为人们生活的重要组成部分，但电力作为居民生活消费的必需品，近年来居民用电的电力销售收入却并未出现大幅增长，2008年城镇居民通信消费支出占人均消费性支出的5.4%，而城镇居民电力消费支出占人均消费性支出的1.66%，尽管由于从统计上无法区分居民通信中用于工作和生活的电话消费，居民电信人均消费包括了用于工作的消费部分，即使是假定居民通信支出中只有一半是生活性消费，居民通信支出仍高于电力消费支出。从理论上来讲，居民对电力消费的承受力高于对电信产品的承受力，但从消费的价格感知上来看，由于电信产品初始作为生活奢侈品出现，定价较高，随着居民生活水平的大幅提高，电信产品逐渐成为居民生活的必需品，价格也在逐年降低，居民在心理上比较容易认可，而电力一直作为生活必需品，其价格一直偏低，由于消费者对任何消费价格的上涨都是排斥的，所以电力价格的上涨尽管在合理范围内，但却阻力重重。
二、利用投入产出价格模型研究中国居民电价承受能力
投入产出法是一种研究经济联系的数量分析方法，它通过编制投入产出表来综合地研究国民经济各部门“投入”与“产出”的数量平衡关系。投入产出表的各列能够反映各部门产出的价值形成过程，即在产品实际生产中的价格构成要素。对于电力部门来说，如果电力部门的劳动者报酬能够反映电力部门生产过程的劳动力消耗，那么在给定生产税净额和营业盈余后，利用投入产出模型能够计算出电力部门的价格。
利用投入产出法对中国居民电价承受能力进行综合分析。由于投入产出调查和编制投入产出表是经国务院批准的一项长期性和周期性工作，每逢2、7年度进行一次投入产出调查，编制投入产出表，每逢0、5年度编制投入产出延长表。目前国家公布的最新投入产出表是2007年投入产出表，利用2007年的投入产出表计算得到的电价变动对中国CPI影响是基于2007年中国经济社会发展实际情况，本文利用2007年投入产出表综合分析销售电价变动对中国CPI的影响，测算结果在中国当前经济环境下仍然具有较强的参考价值。
经测算，中国销售电价上涨5%，CPI上涨0.41个百分点，销售电价上涨10%，CPI上涨0.83个百分点。从总体上看，电价变动不超过5%，对中国居民消费物价指数的影响不大，因此电价变动在5%以内，中国居民具有较强的承受能力。
结论和建议
通过计算分析，本文主要有以下几点结论和建议：
1.中国居民对电价提高有一定的承受能力。从中国不同收入阶层、不同地区、城乡间的居民电价承受能力来看，居民电价仍有一定的调升空间，这也是改变居民电价长期以来一直偏低，价格严重偏离其真实价值，改变居民用电交叉补贴现状的必然要求。
2.中国各地经济发展极不平衡，居民贫富差距较大，各地居民、农村和城镇居民对电价的承受能力均存在较大差异。电价调整要根据各地的实际情况区分城镇和农村逐步调整到位，不宜采取“一刀切”或“一蹴而就”的简单方法考验居民的承受能力。
3.中国居民电价应借鉴国外经验，采取阶梯式递增电价和分时电价。阶梯式递增电价和分时电价能够确保居民基本生活需要，体现公平负担的原则，增加居民用电的选择性。政府和电力企业要加强宣传，扭转消费者“电价改革就是涨价”的错误认识，建立电力公司与消费者良好的沟通渠道和互信关系，做好节约用电意识的普及和节电方法的宣传工作，促进居民节约用电。此外还要做好城乡低收入群体的扶助政策。
参考文献：
[1]施慧，温克利.电价波动对不同用户电力需求的影响[J].长春工程学院学报，2002，(3)：40-41.
[2]何永秀，张松磊，刘硕，等.中国电价调整经济影响的投入产出分析[J].华北电力大学学报，2009，(2)：94-105.
[3]Nguyen KQ. Impacts of a rise in electricity tariff on prices of other products in Vietnam[J].Energy Policy，2008，(8).
关键词：江苏居民；财产性收入；消费需求；对策
中图分类号：F127 文献标识码：A 文章编号：1004-1605（2012）07-0050-04
国际金融危机的冲击表明，江苏经济的可持续增长亟需由投资、出口驱动转向内需特别是消费性需求驱动。2010年江苏居民消费占GDP的比重为26.4%，还有很大的提升空间。而且，随着“两个率先”的加速推进，江苏居民个人财富的积累已蔚为可观。如何用好这一桶金生出更多的金，就成为一个现实问题。我们认为，财产性收入的提升是增加江苏居民消费力、购买力，刺激内需的主要渠道。具体而言，可以通过提高劳动报酬在初次分配中的比重、降低居民参与股票市场的固定成本、降低居民参与房地产市场的固定成本、降低居民创办私营企业的固定成本、盘活农村土地市场等措施来进一步提升江苏居民财产性收入刺激内需。
一、江苏居民财产性收入的现状
从纵向比较来看，自1990年来以来，江苏省城镇居民人均可支配收入呈稳步增长态势。由1990年的1463.79元增长至2010年的22944元。与此同时，居民经营性收入、工资性收入、财产性收入以及转移性收入也呈现高速增长的态势。从人均可支配收入的构成来看，居民工资性收入一直是居民可支配收入的大头，虽然近几年该比例有所下降，但是2010年江苏居民工资性收入占居民可支配收入的比重仍达64.5%。转移性收入和经营性收入占居民可支配收入的比例相对较小，自2000年以来，转移性收入占居民可支配收入比例有增大的趋势，而经营性收入占居民可支配收入的比例比较平稳。财产性收入一直是居民可支配收入的小头，自2000年以来有逐步稳定的趋势，由2000年城镇居民人均87.45元增长至2010年人均471元，占家庭总收入的比重为2%。从横向比较来看，2010年江苏城镇居民人均财产性收入471元，分别比浙江、福建、云南、广东和北京低999元、950元、691元、486元和185元，同时还低于广西、海南、湖南、山东等省份，而福建、山东、云南、湖南、广西等省的人均可支配收入尚不及江苏，这表明江苏“富民”的步伐明显滞后于“强省”。具体而言，江苏居民财产性收入呈现出四个显著特征，表现为在城乡结构上“一快一慢”、在收入结构上“两大两小”，在区域结构上“一高一低”，在来源结构上日趋多元。
第一，城乡结构的“一快一慢”。“一快一慢”是指农村居民人均财产性收入增长要快于城镇居民。江苏城镇居民人均财产性收入由1990年的22.59元增长到2010年的471元，年均增长16.4%；而农村居民人均财产性收入则由1990年的6.49元增长到2010年的399元，年均增长速度为22.87%，高于城镇居民6.5百分点。
第二，收入结构的“两大两小”。“两大两小”指的是高收入户财产性收入的基数大，增幅大；低收入户居民财产性收入的基数小，增幅小。高低收入户居民不但人均财产性收入差距较大，而且差距还有不断扩大的趋势。从绝对额看，占全部调查户数10%的最低收入户人均财产性收入由1990年的460元增长至2010年的100元，仅仅增长95.4元；而占全部调查户数10%的最高收入户人均财产性收入则由1990年的76元增长至2010年的2811，增长了2735元。从相对额来看，最低收入户财产性收入增长了22倍，而最高收入户财产性收入增长了37倍。而且，自2000年以来最高收入户的财产性收入有加速增长的趋势，而最低收入户的财产性收入并没有明显增长，高低收入户之间财产性收入差距越来越大，其中，2005年高收入户财产性收入是低收入财产性收入的80倍。
第三，区域结构的“一高一低”。“一高一低”指的是江苏居民财产性收入呈现明显的地域差异，表现为苏南高，苏北和苏中低。而且，居民人均财产性收入的地域差距要比人均可支配收入的地域差距更加明显。以2010年城镇居民为例，苏南地区人均可支配收入为27780元，苏中地区为20748元，而苏北地区仅为16020元，收入最高的苏南地区是收入最低的苏北地区的1.73倍。与此形成对比，2009年苏南地区人均财产性收入为880元，苏中地区为395元，苏北地区为334元，收入高的苏南地区是收入低的苏中和苏北地区的2.63倍。
第四，来源结构的日趋多元。2002年以前江苏城镇居民财产性收入来源单一，主要以利息和红利为主。近年来已经扩展为包含出租房屋收入、股息与红利收入、利息收入、保险收益和投资收入等其他财产性收入在内的收入结构，居民资产组合日趋多元化。“十一五”期间江苏居民利息收入、股息与红利收入和出租房屋收入迅速增长，是财产性收入的主要组成部分。对江苏不同区域农民财产性收入来源的样本调查表明，近郊农村居民财产性收入主要来源于房租和利息，而远郊由于缺乏这种区位优势，基本不能获得房屋租金，来源相对单一，主要以利息为主。
二、江苏居民财产性收入
