城镇居民可支配收入精品(七篇)

序论：写作是一种深度的自我表达。它要求我们深入探索自己的思想和情感，挖掘那些隐藏在内心深处的真相，好投稿为您带来了七篇城镇居民可支配收入范文，愿它们成为您写作过程中的灵感催化剂，助力您的创作。

篇(1)

关键词：城镇居民；消费性支出；可支配收入；回归分析

中图分类号：F22 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2013）24-0229-04

珠海市位于广东省珠江口的西岸，是中国南方港口城市，经济特区。珠海1953年建县，1979年建市，1980年成立经济特区，2008年国务院颁布实施珠江三角洲地区改革发展规划纲要（2008—2020年），并明确珠海为珠江口西岸的核心城市。珠海建市以来，经济持续快速增长，从一个默默无闻的边陲小镇发展成为初具规模的现代化花园式海滨城市。随着珠海经济的快速发展，珠海城镇居民的消费性支出与可支配收入水平也持续稳步提高。研究珠海城镇居民消费性支出与可支配收入的变化趋势及相关关系，发现二者之间在数量关系上的基本规律，对增加居民收入，提高人民生活水平具有重要的现实意义。本文根据1993—2011年珠海城镇居民家庭消费性支出与可支配收入的统计数据，采用一元线性回归模型进行回归分析，为珠海市政府研究制定相关政策措施提供可靠的依据。

一、一元线性回归模型

对于变量间的相关关系，我们可以根据大量的统计资料，找出它们在数量变化方面的规律（即“平均”的规律），这种统计规律所揭示的关系就是回归关系，所表示的数学方程就是回归方程或回归模型。在研究变量间的相关关系时，一般将引起某一现象变化的因素（或原因）称为自变量，将被引起变化的现象（即结果）称为因变量。在直角坐标系中将大量数据绘制成散点图，这些点不在一条直线上，但可以从中找到一条合适的直线，使各散点到这条直线的纵向距离之和最小，这条直线就是回归直线，这条直线的方程叫做线性回归模型。

（四）模型检验

1.显著性检验。表3中，相关系数是R=0.979，预定显著性水平a=0.05，在自由度n-2=17下查相关系数表知Ra=0.45553。因为|R|Ra，所以消费性支出与可支配收入呈正相关关系，说明可支配收入是决定消费性支出的关键因素，因此，该一元线性回归模型通过显著性检验。

2.R2检验。R2是样本决定系数（R-square），它测度了在y的总变异中，由回归模型解释的那个部分所占的比例，所以R-square反映回归方程的拟合优度，取值范围在0～1之间，越接近1，则拟合越好，拟合优度高；越接近0，则拟合越差，拟合优度低。表3中我们可以看到，R-square为0.958，数值较大，并且接近于1，因此我们认为该一元线性回归模型拟合好，拟合优度高，因此，该一元线性回归模型通过R2检验。

3.正态性检验。假设在一元线性回归模型中，ε服从正态分布，即ε～N（0，σ2）。我们可以绘出回归残差值的直方图来检验这一假设能否成立，如果绘出回归残差值的直方图是钟状图形，假设成立。我们用SPSS软件绘制回归模型的残差值直方图（如图2所示）。从图2来看，该直方图接近于钟状图形，即正态分布，因此，该一元线性回归模型通过正态性检验。

4.异方差性检验。绘制自变量可支配收入的回归残差值散点图，可以检验自变量可支配收入的回归残差值的异方差性。我们使用SPSS软件绘制可支配性收入的回归残差值散点图（如图3所示）。图3中，回归模型中自变量可支配收入的残差值的分布是乱七八糟的，没有规律，因此，该一元线性回归模型通过异方差性检验。

三、结论

通过上述分析，我们可以得出以下三个结论。

1.珠海城镇居民消费性支出与可支配收入存在较优的回归关系，且呈正相关关系。经过对回归模型的各项检验，可以确定珠海城镇居民年人均消费性支出与可支配收入之间的一元线性回归模型为： i=913.718+ 1.227xi。

2.可支配收入是决定消费性支出的关键因素。政府应合理调整收入分配格局，努力增加居民收入，实现居民收入增长和经济发展同步，提高低收入群体的收入水平，缩小贫富差距，才能真正刺激内需，促进消费，从而推动经济持续健康发展。

3.可支配收入不是影响消费性支出的唯一因素，非收入因素对消费的影响也十分重要。政府应高度重视这些非收入因素，尽可能完善促进消费的政策措施，巩固扩大传统消费，积极培育热点消费，推动消费结构的优化升级，改善消费环境，加快商贸流通环境等基础设施建设，扩大消费信贷，整顿和规范市场价格秩序，为广大消费者提供更加便利、安全、放心的消费环境。

参考文献：

[1] 孙彩虹.中国城镇居民消费结构变动的因子分析[J].重庆工商大学学报：西部经济论坛，2007，（2）.

篇(2)

依据西方经济学理论，人均消费和人均可支配收入成正相关关系。这一关系是否在中国也成立呢，为此，我们收集相关数据，假设在中国人均可支配收入与人均消费支出存在正相关关系，并进行相关的实证分析。这可以帮助我们了解中国居民的消费倾向，并且对指导相关政策有一定的意义。

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.

[3]William H.Green，Econometric Analysis，，Prentice-Hall International Inc.，1997.

篇(3)

关键词：消费性支出；可支配收入；计量经济检验

中图分类号：F127 文献标识码：A

原标题：江西省城镇居民消费与收入之间关系的计量分析

收录日期：2012年10月29日

引言

消费与收入一直以来都是人们研究的重点内容，我国政府也相当重视消费与收入的关系问题。本文采用spss软件分析江西省城镇居民消费与收入之间的关系，分析二者之间数量关系的基本规律，有助于了解江西的经济发展状况，了解人民的生活问题，希望可以为江西省政府等相关部门制定地方政策或分析预测时提供参考意见。

一、数据收集与初步分析

本论文提取1997年至2010年中国统计年鉴中江西省城镇居民人均消费性支出与城镇居民人均可支配收入的数据为研究对象，分析二者之间的关系，相关数据如表1。（表1）

表1中平均消费倾向由人均消费性支出与人均可支配收入之比所得。从表中可以看出，从1997年到2009年江西省城镇居民人均消费性支出和人均可支配收入有明显的提高，2010年与1997年相比，分别提高了7，419.08元和11，409.8元，但人均消费性支出的增幅明显落后于人均可支配收入的增幅。此外，从表中我们还可以得知平均消费倾向大体上呈递减趋势，从1997年到2008年下降了0.108，但2008年到2010年平均消费倾向稍微有所回升，上升了0.017。

二、江西省消费函数模型

分析城镇居民人均可支配收入与消费性支出的影响关系，选取变量x为城镇居民家庭人均可支配收入，被解释变量y为城镇居民人均消费性支出，依据对样本数据的研究，可采用线性函数的形式将其关系表示成：y=a+bx，用线性回归方法估算其相关系数。

（一）参数估计。采用spss统计分析可以得到以下相关数据：

F=6263.643 R2=0.998

■■=0.998 DW=1.246

由最小二乘估计法估计的结果可得简单线性消费函数方程为：

y=400.305+0.655x

下面首先进行拟合优度的检验。拟和优度是指模型对样本数据的近似程度，主要用判定系数来进行判断。从上可知拟合优度为0.998，相当接近1，表明模型对样本数据的拟和优度很高，说明在城镇居民的消费性支出变动中，由该模型中的解释变量可支配收入变动所引起的变动百分比为99.8%。

再进行显著性检验。由于解释变量只有一个，所以本文采用F检验：查F分布表可得F0.05（k，n-k-1）=4.84，而F=6263.643>F0.05（k，n-k-1）=4.84，所以模型中的人均可支配收入与消费性支出的线形关系很显著。上式为江西省城镇居民个人的简单凯恩斯消费函数，由上式可得常数400.305大于0，边际消费倾向为0.655，而0

（二）计量经济检验。下面进行模型的计量经济检验：

首先进行自相关性检验。当n=13，k=1时，查得DW检验表得dl=1.010，du=1.340，而dl=1.010

运用excel回归分析得出残差图，从图中可以知道图形分布的离散程度有明显扩大趋势，这说明存在异方差性。（图1）

（三）消费函数模型。从分析结果可以看出，用凯恩斯消费函数模型无法全面地解释消费性支出与可支配收入之间的关系，所以必须添加必要的解释变量，试估计出其跨时期动态消费模型。凯恩斯消费函数模型只考虑了当期收入对消费的影响，通过对二者进行相关分析可知，其前两期的收入对当期消费有着重要的影响。假设消费函数模型可以线性的表示为yt=a0+b0xt+b1xt-1+b2xt-2，其中yt是第t期城镇居民的人均消费性支出，xt是城镇居民第t期人均可支配收入，xt-1和xt-2是城镇居民上一期和再上一期的人均可支配收入。

下面利用阿尔蒙估计法求解参数。求得：

F=2113.764 R2=0.997

■■=0.998 DW=1.56

从而得到消费函数的计量经济模型为：

yt=435.2673+0.5892xt+0.3547xt-1-0.2823xt-2

下面对模型进行拟合优度检验、显著性检验和计量经济检验。从上可知：R2=0.997，接近于1，表明拟合优度很高，也即在城镇居民的人均消费性支出变动中，由当期和前两期人均可支配收入变动所引起的变动百分比为99.7%，拟合优度检验通过。

显著性检验采用F检验，查F分布表可知F0.05（k，n-k-1）=3.86，而F=2113.764>F0.05（k，n-k-1）=3.86，因此人均可支配收入当期和前两期对人均消费性支出的影响是显著的。

计量经济检验分自相关性检验和异方差性检验。自相关性检验在这里不适合用DW检验，因为含有前两期的解释变量，在此处采用h统计量检验：

h=1-■■=0.8232

当？琢=0.05时，h=0.8232

通过以上分析可知，江西省城镇居民消费函数模型为：

yt=435.2673+0.5892xt+0.3547xt-1-0.2823xt-2

从中可以看出，在当期没有任何可支配收入的情况下基本人均消费性支出为435.27元，当人均可支配收入增加1元时引起的消费性支出为0.5892元，当期可支配收入的35.47%将用在下一期的消费性支出上，换句话说就是上一期人均可支配收入增加1元可以引起当期消费性支出0.3547元。总的来说，江西省城镇居民的平均消费量是不断提高的，但人均消费性支出的增长要慢于人均可支配收入的增长；同时，当期人均消费性支出要受到当期和以前人均可支配收入的影响。

三、政策性建议

首先，调整工资收入分配。政府相关部门可以制定新的工资分配制度，增加中低收入阶层的收入，刺激消费，让消费和收入到达一个新的、更高的平衡点。

其次，加大社会保障力度。如今，城镇居民仍然面临着教育难、看病难、住房难的问题，政府相关部门应该根据江西省的实际情况，采取办法保障那些需要保障的群体。比如，加大保障房的建设力度，解决中低收入阶层住房难的问题；加大医疗保障制度，解决低收入群体看病难的问题；提高教育的质量，对少部分成绩优异而又有家庭困难的学生采取经济性资助方式，这样可以降低学生家庭的负担，减少用于教育资金的投入，将消费性支出用于改善生活水平等其他方面。

最后，积极引导、促进消费。我国是人口大国，政府部门可以加大消费宣传力度，鼓励居民消费，扩大内需，让百姓放心消费。

主要参考文献：

[1]李宝仁.我国居民消费和投资的计量分析[J].北京工商大学学报（社会科学版），2006.5.

[2]辛永容，肖俊哲.安徽城镇居民消费与收入之间关系的计量分析[J].云南财贸学院学报（社会科学版），2006.21.5.

篇(4)

关键词:住房支付能力;房价收入比;商品房价格

中图分类号:X3

文献标识码:A

文章编号:1672-3198(2010)07-0026-02

1 西安市城镇家庭住房支付能力测量

1.1 测量住房可支付能力的基本指标

测量住房可支付能力,最为熟知和最为广泛实用的指标是住房支付能力指数(HAI,housing affordability index)和房价收入比(PIR,Housing Price to Income Ratio)。

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

1.2 西安市城镇家庭房价收入比影响因素及其指标计算

依据国内惯例,本文采用房价收入比指标作为判断西安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:家庭年可支配收入、居民住宅平均价格和居民住房面积。

(1)西安2004-2008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。2004年-2008年西安市城镇家庭人均可支配收入见表1。

表1 (单位:元)

2004年2005年2006年2007年2008年

西安市城镇居民人均支配收入8544.039627.8910905.3912662.0315206.89

表1中的数据反映的是西安市2004年到2008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西安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西安市城镇居民实际的收入水平的。本文根据西安市城镇居民收入具体情况将西安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,作为计算西安市城镇居民不同住房支付能力的依据。据《西安市统计年鉴(2004-2008)》显示,不同年份不同水平收入户家庭可支配收入如表2:

表2 (单位:元)

2004年2005年2006年2007年2008年

最低收入户3112.243414.063913.304676.065772.38

低收入户4723.045183.765995.807128.968770.91

中偏下收入户6185.536639.887704.749097.5411115.31

中等收入户7949.118586.99963.9811722.3814269.78

中偏上收入户9825.9911211.8112578.5314620.5417578.82

高收入户12714.7314828.1216318.1418749.7822272.53

最高收入户19885.2223182.2324923.9427415.4831024.98

从以上数据可以发现西安市城镇居民人均可支配收入存在较大差距,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5倍以上,但从2005年开始逐渐呈下降趋势,2005年为6.8倍,2006年为6.4倍,2007年为5.8倍,2008年为5.3倍。

(2)西安市2004-2008年商品房销售平均价格状况。

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。根据西安市房地产信息网,2004年―2008年西安市商品房销售价格见表3。

表3 (单位:元/平方米)

2004年2005年2006年2007年2008年

西安市商品房销售平均价格23942686307339784268

从表3中可以看出,近5年西安市商品房销售价格逐年提高,相邻年份上涨幅度为:12.20%、14.41%、29.45%、7.29%。2007年商品房价格上涨幅度最高,2008年商品房价格上涨幅度最低。

(3)西安市城镇居民2004―2008年人均住宅面积状况。

国家统计局西安调查总队调查资料显示,2004年西安市城镇家庭人均住宅建筑面积12.9平方米;2005年西安市城镇家庭人均住宅建筑面积13.9平方米;2006年西安市城镇家庭人均住宅建筑面积23.2平方米;2007年西安市城镇家庭人均住房建筑面积23.6平方米;2008年西安市城镇家庭人均住房建筑面积28.5平方米。

(4)西安市城镇居民2004―2008年房价收入比计算。如表4:

表4

2004年2005年2006年2007年2008年

房价收入比3.613.866.527.418

依据表2数据、2004年-2008年西安市城镇居民平均住房面积以及房屋销售价格计算西安市7类不同收入户的房价收入比值,具体计算见表5。

表5

2004年2005年2006年2007年2008年

最低收入户9.9210.918.820.0821.08

低收入户6.547.1811.8613.1713.87

中偏下收入户4.995.69.2310.3210.95

中等收入户3.894.337.148.018.53

中偏上收入户3.143.325.666.426.92

高收入户2.432.514.45.015.46

最高收入户1.551.62.853.423.92

2 西安市城镇居民住房支付能力特征分析

2.1 城镇居民房价收入比呈上升趋势

表4中的数字反映出西安市从2004年到2008年城镇居民房价收入比的平均水平一直处于上升趋势,以2004年为1,每年的上涨比率分别为6.93%、68.91%、13.65%、7.96%。

表5中的数字反映西安市2004―2008年城镇七组不同收入户的房价收入变化情况。以2004年数字为1,最低收入户房价收入比每年上涨比率分别为9.88%、72.48%、6.81%和4.98%;低收入户房价收入比每年上涨比率分别为9.79%、65.18%、11.05%和5.32%;中等偏下收入户房价收入户比每年上涨比率分别为12.22%、64.82%、11.81%和6.1%;中等收入户房价收入比每年上涨比率分别为11.31%、64.9%、12.18%和6.49%;中等偏上收入户房价收入比每年上涨比率分别为5.73%、70.48%、13.43%和7.79%;高收入户房价收入比每年上涨比率分别为3.29%、75.3%、13.86%和8.98%;最高收入户房价收入比每年上涨比率分别为3.23%、78.13%、20%和14.62%。

2.2 西安市城镇居民不同收入群体住房支付能力存在较大差异

(1)最低收入家庭的房价收入比较低。2008年西安市最低收入户的房价收入比为21.08,而2008年全国最低收入户的房价收入比为23.08,西安市低于全国平均水平9.49%。

(2)最高收入家庭的房价收入比高。2008年西安市最高收入户的房价收入比为3.92,而全国最高收入户的房价收入比为2.52,西安市最高收入户房价收入比高于全国平均水平55.56%。

(3)最高收入户和最低收入户的房价收入比差距相对较小。2008年西安市最低收入户房价收入比21.08,最高收入户的房价收入比为3.92,最低收入户房价收入比与最高收入房价收入比差距为17.76,而2008年全国最低收入户与最高收入户房价收入比差距为20.56,西安市的差距数字低于全国平均水平。

(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。

参考文献

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关键词：扩展线性支出系统（ELES） 消费结构 城镇居民

一、数据的初步处理

本文对2012年深圳盐田区城镇居民家庭每户各月的可支配收入和8大类的消费（食品、衣着、家庭设备用品及服务、医疗保健、交通和通信、教育文化娱乐服务、居住、其他商品和服务）进行抽样调查，得到52户居民的数据。在经过数据汇总处理后发现，其中4户居民家庭的仅含有部分月份的数据，并不能很好地体现全年的情况，为了确保数据的完整性与分析的准确度，本文将其4户数据剔除，保留48户城镇居民家庭每户全年的可支配收入数据和消费的8个小类数据进行分析。

二、计量经济模型的估计与检验

（一）模型中参数的估计

首先，对食品消费支出C1、衣着支出C2、家庭设备用品及服务支出C3、医疗保健支出C4、交通和通信支出C5、教育文化娱乐服务支出、居住支出、其他商品和服务支出和可支配收入分别进行回归分析（最小二乘估计），得到以下回归方程（SPSS输出）：

食品：

衣着：

家庭设备用品及服务：

医疗保健：

交通和通信：

教育文化娱乐服务：

居住：

其他商品和服务：

可以看到，以上回归的拟合优度检验均不是很理想，均小于0.5，医疗保健C4和居住C7对可支配收入I的回归通不过方程的显著性检验，各回归的常数项也通不过t检验。观察各支出与可支配收入的散点图可猜测存在异常值的现象，异常值的存在会把回归方程拉向自身，使回归方程产生偏移。因此下面对各回归进行异常值的检验，这里异常值的检验标准为：

即各回归方程的标准化残差的绝对值大于3，可认为是异常值。其检验结果为：除教育文化娱乐服务支出与可支配收入的回归没有异常值外，其他七个方程均存在异常值，具体如下所示：

（三）剔除异常值再做回归

下面在做这7项消费支出与可支配收入的回归分析时，先剔除相应的异常值，得到以下回归方程：

食品：

衣着：

家庭设备用品及服务：

医疗保健：

交通和通信：

居住：

其他商品和服务：

由以上方程的统计量检验可以看到，除食品支出对可支配收入的回归外，其他7项支出对可支配收入的回归均通不过常数项的t检验（其中，居住对可支配收入的回归通不过方程的显著性检验），即表示接受常数项为0的假设，因此下面对这7项支出（除食品支出外）和可支配收入进行不含常数项的回归分析，得到以下方程：

衣着：

家庭设备用品及服务：

医疗保健：

交通和通信：

教育文化娱乐服务：

居住：

其他商品和服务：

可以看到，以上回归方程这时均通过的方程的显著性检验，也通过可回归系数的显著性检验。

（四）模型的计量经济学检验-异方差检验

由样本数据中可以看到，深圳盐田区的贫富差距还是挺大，可支配收入各不相同，因此，对各种商品和劳务的消费支出会存在差异，这种差异使得模型很容易产生异方差性，从而影响模型的估计和应用。为此，必须对模型是否存在异方差进行检验。这里用等级相关系数法（即计算与的等级相关系数）进行异方差的显著性检验，结果如下所示：

由此可见，这8项消费支出和可支配收入的等级相关系数的P值均小于0.05，即认为残差绝对值与自变量显著相关，即这8个回归方程均存在异方差。

三、模型的修正与经济意义检验

针对存在异方差的模型，本文采用加权最小二乘法（WLS）做出修正，选用权数，经过修正后的模型如下：

食品：

衣着：

家庭设备用品及服务：

医疗保健：

交通和通信：

教育文化娱乐服务：

居住：

其他商品和服务：

可以看到，以上回归方程均通过的方程的显著性检验，也通过可回归系数的显著性检验，由此确定了这8个回归方程为最终的模型。

由上面最终确定的模型可以看到，可支配收入前的系数均为正值，表明随着可支配收入的增加，居民的各项消费支出都有所增加，符合经济现实，各回归模型R2的均大于0.4，考虑到所采用的是截面数据，认为模型这样的拟合度是可以接受的。在给定的显著性水平下，F检验结果表明模型均是显著的，各模型的系数也是显著的，所以认为可支配收入对居民的各项消费支出影响是显著的。

四、ELES模型估计结果及分析

根据以上计量模型的估计值，由式（9）可以计算出ELES模型估计值如表4-1所示：

表4-1

（一）基本消费需求分析

应用ELSE模型可以测算居民的基本消费需求支出，而居民基本消费需求支出水平可以作为贫困标准的参考。由表4-1可知，深圳盐田区城镇居民每户全年生活消费品的基本需求支出为14920.218元，这是根据模型测算的城镇居民每户最低贫困线（基本生活线），城镇居民年每户生活消费支出低于该基本线可考虑纳入最低生活保障对象。

（二）边际消费倾向分析

边际消费倾向衡量的是在增加的收入中用于增加消费的数量。由表4-1可知，将8项消费支出的边际消费倾向累加得，边际投资储蓄倾向为，即2012年深圳盐田区城镇居民在满足基本需求后的剩余收入中，用于各项生活消费支出的比例为49.5%，用于投资储蓄的比例为50.5%，消费需求偏低，还不够旺盛。

而从表4-1中数据可以看出：2012年深圳盐田区城镇居民的食品边际消费倾向最高，为0.154，人们将增加收入的15.4%用于食品支出，高于其他商品，说明城镇居民在满足基本生活需求之后，更多的还是用来提高饮食方面的生活水平，可见民以食为天。其次，人们对居住、交通和通信的边际消费倾向也较高，分别为0.098和0.082，反映了随着收入的增加，人们对居住条件、交通工具和通讯工具也越来越重视，从而体现在消费上。

（三）消费需求的收入弹性分析

需求收入弹性是指1%的收入变化所引起的商品需求量变化的百分比。随着收入的增长，深圳盐田区城镇居民的各项消费支出都会有不同程度的提高，其中，居住的收入的弹性均大于1，这说明，随着收入增加，居民对居住的需求量增长率会高于收入的增长率。而其他7项支出的收入弹性均小于1，但均大于0.7，说明这些类别的消费对居民而言属于必需品，需求呈现一定的刚性，即城镇居民对这些类别的消费支出将基本维持在随收入提高而缓慢增长的水平上。

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关键词：城镇居民；收入分配；金融中介发展

中图分类号：F832

文献标识码：A

文章编号：1003－7217(2006)06－0012－07

一、引言和相关研究

改革开放以来，我国经济取得了高速的发展，城镇居民收入有了很大的提高。城镇居民收入在快速增加的同时，城镇居民收入的差距和我国经济发展的其他指标一样，也处于不断扩大的态势。此种差距扩大的趋势表现在阶层间、行业间和地区间。形成城镇居民收入分配差距的因素很多，有很多学者从多方面对此进行了研究。本文考察了金融中介发展对城镇居民收入差距的影响。

近年来，金融与增长文献开始关注金融与收入　分配间的关系。这些文献大体上可以划分为三种不同的理论假说：一种假说认为金融发展和收入分配间存在着倒U字型关系。另一种观点认为金融发展有利于改善收入分配不平等程度，认为在金融发展过程中，穷人和富人之间的收入与财富水平差距将不断收敛。第三种观点怀疑金融发展会降低收入不平等程度，认为随着金融市场的深化，最有可能从金融深化和金融市场发展中获利的是那些已经在位的和高收入阶层，而非穷人和低收入阶层。

在实证研究方面，Clark，Xu&Zou(2003)用全球数据对金融发展和收入分配之间的关系进行了分析，得到的结论是金融发展会显著降低一国收入分配差距。最近，Beck，Demirguc－Kunt和Levine(2004)的研究表明，私人可利用的信贷比例的上升会促进穷人的收入更快的增长。金融发展增加了国民收入，同时降低了收入的不平等。他们把此种效应称之为“惠及穷人的增长”。

关于我国的金融发展和收入分配的关系的研究，文献不多，对金融发展和城镇居民收入分配间的关系的研究就更少。Dayal Gulati和Husain(2000)、李萍、张道宏(2004)、尹希果、陈刚、潘杨和付翔(2005)等研究了我国金融发展和经济发展地区差异的关系，章奇、刘明兴、陶然(2003)、姚耀军(2005)研究了我国金融发展和城乡居民收入差距间的关系。张立军和湛泳(2005)从实证的角度论证了金融发展可能扩大城镇居民收入差距，不过他们只讨论了城镇居民收入差距的基尼系数，而没有讨论城镇居民收入在地区方面的差距，也没有详细讨论城镇居民收入的阶层差距，因此讨论是有局限的。本文在一定程度上弥补了他们论文的缺陷。

二、改革开放以来中国城镇居民收入差距的演变和特点

中国自1978年实施改革开放政策以来，取得的主要成果之一，就是在经济持续增长的基础上，居民收入水平总体攀升。其中，城镇居民的可支配收入从1978年的343．4元，增加到2005年的10493元，按可比价格计算，1978～2005年城镇居民人均可支配收入年均增长率达到6．9l％，同期人均GDP年均增长率为8．37％。但不可否认的是，伴随着收入水平的提高，居民之间的收入差距也在不断扩大，这种差距的扩大在阶层、地区和行业间均有表现。

(一)城镇居民收入的阶层差距

现从两个方面对我国城镇居民收入的阶层差距进行考察：一是城镇居民收入的基尼系数，二是按收入等级划分的最高收入组收入与最低收入组收入比例。

关于中国城镇居民收入的基尼系数，有许多学者进行了计算，结果不完全相同。总体来看，近几年测定的中国城镇居民基尼系数有一个共同的特点，那就是呈长期上升趋势。在20世纪80年代中前期，中国城镇居民基尼系数一般在0．15左右，而到1998年已达到0．3。本文下面的分析采用的是罗日镁(2005)的计算结果。从图1(A)可以看出，我国城镇居民收入的基尼系数自20世纪80年代中期以来，总体上是在不断扩大，特别是在20世纪90年代，城镇居民收入的基尼系数呈加速扩大的态势，进入21世纪后的这几年，城镇居民收入的基尼系数呈现出稳中有升的趋势。基尼系数的这种变化趋势说明，我国城镇居民收入分配的不平等程度自改革开放以来，总体上处于扩大的态势。

图1(B)是根据《中国统计年鉴》各年的相关数据计算绘制的。它反映的城镇居民人均可支配收入最高的10％的家庭户的人均收入与最低的10％的家庭户的人均收入的比例(用HL表示)，1985年这一比例为2．92，到了2004年这一比例已上升到8．8以上，20年间最高收入与最低收入的比例上升了3倍以上。若考虑困难户的人均收入和最高收入组的人均收入，此种差距就更大。图1(B)也反映出最高收入与最低收入的比是从20世纪90年代开始上升的，特别是1996年后加速上升。

(二)城镇居民收入的地区差距

首先分析城镇居民收入在省级行政区间的差异。图2(A)给出了我国1978～2004年城镇居民人均可支配收入的地区变异系数。可以看出，改革开放以来，我国城镇居民人均可支配收入在省级行政区间的差异总体上是在不断扩大的。例如，1978年城镇居民人均可支配收入的地区变异系数是0．183．到2004年这一指标增加到0．281，从收入最高与最低地区的比例看，1978年最高的上海市是560元，最低的贵州省为261．26元，最高是最低的2．14倍；到2004年城镇居民人均可支配收入最高的上海市已达16682．82元，而最低的宁夏则只有7217．87元，最高是最低的2．3倍以上。

具体地又可以划分为三个阶段：(1)1978～1982年，这段时期我国城镇居民人均可支配收入的省际差异略有缩小，1978年变异系数为0．183，1982年为0．124；(2)1983～1994年，这一阶段地区差异持续扩大，特别是1987～1994年，变异系数是迅速拉大，变异系数从1984年0．135扩大到1994年的0．278；(3)1995～2004年，我国城镇居民人均可支配收入省际差异处于相对稳定，并有些微的扩大。

按照各省城镇居民人均可支配收入与全国平均水平的比例，将省份划分为四个类型区：(1)高收入区，城镇居民人均可支配收入在全国平均水平的125％以上；(2)中高收入地区，城镇居民人均可支配收入是全国平均水平的100％～125％；(3)中低收入地区，城镇居民人均可支配收入是全国平均水平的75％～100％；(4)低收入地区，城镇居民人均可

支配收入在全国平均水平的75％以下。表1给出了几个年份的分类结果。从比较静态的角度看，随着经济体制改革的推进，市场化程度的提高，高收入和中高收入地区逐渐转向了沿海地区，而中低收入和低收入地区则集中到中西部和东北地区。

再从传统的东部地区、中部地区和西部地区的划分看，如图2B所示，从绝对数额看，我国城镇居民人均可支配收入东中西部之间差异的扩大主要是因为东部地区与中西部地区的差距快速扩大，而中部和西部之间的差异则相对较小。大体上，东部地区与中西部地区的差距从20世纪90年代初期就开始持续拉大，到了90年代中期，此种差距加速扩大；而中部地区和西部地区间城镇居民人均可支配收入一直相差不大。

三、金融发展与城镇居民收入差距：分析框架

我国城镇居民收入差距的形成是和各地区经济发展的初始水平和城镇居民收入增加的速度相关的。考虑两个地区，分别为w地区和E地区，E地区经济发展水平高，城镇居民收入高，w地区经济发展水平低，城镇居民收入也低，令YWo和YWt为w地区在所考察的两个时期的城镇居民人均收入水平，gW为它的增长速度，YWo和YEt为E地区在所考察的两个时期的城镇居民人均收入水平，gE为其增长速度，则E地区与W地区在t年的收入比为：

上式左边为两个地区城镇居民人均纯收入的对数差距，右边说明这样的差距由两部分构成，右边第一项是初始收入的对数差，右边第二项是两个地区收入增长速度的差距。也就是说，两个地区城镇居民收入的发展差距受到初始发展水平和收入增长速度的制约。

金融发展对城镇居民收入差距的影响就表现为对这两个方面差距的影响上，其影响是通过对经济增长的影响而实现的，即：金融发展――经济增长――城镇居民收入差距。这可以用下面的生产函数来加以说明：

Y=f(K，L，F，t)　(3)

其中Y代表产出或者就是城镇居民收入，K是物质资本的投入，L是劳动力投入，F代表金融发展水平，t是时间变量。对该生产函数进行简单处理就可得

Y＆=αK＆+βL＆+γF＆　(4)

其中，Y＆是产出或者城镇居民收入的增长率，K＆是资本投入的增长率，L＆是劳动力投入的增长率，α、β和γ分别表示它们的贡献系数。所以，金融发展水平既要影响城镇居民收入的初始水平，也要影响城镇居民收入的增长速度。

四、中国金融发展与城镇居民收入差距的实证分析

(一)指标选择和模型的设定

本文用下面几个指数来衡量金融中介的发展水平：

1．经济货币化指数(EM)。该指标定义为：

经济货币化指数(EM)=M2/GDP　(5)

其中，M2是货币和准货币。EM测度的是中国经济发展的金融深度。

2．金融，中介发展指数(FIR)。本文简单地利用金融机构的存款和贷款的和与GDP的比率，定义为金融相关比率(FIR)，即

3．私人贷款(PRIVATE CREDIT)占GDP的比重(FD)。它等于金融机构贷给私人部门(包括私营企业及个体贷款和三资企业贷款)的贷款除以GDP。这一指标排除了中央银行和开发银行发放的贷款。还排除了给公共部门的贷款和中介间彼此的交叉贷款。

这样，本文所定义的金融中介发展水平F就可写成：

(二)金融中介发展与城镇居民收入的增长

对1978～2004年城镇居民人均可支配收入、EM、FIR进行相关分析表明，EM、FIR和城镇居民收入的增长强正相关(相关系数分别为0．989和0．977)，执行格兰杰因果检验，在滞后阶数取3和4时，发现城镇居民人均可支配收入的增长是FIR和EM的Granger原因，这部分反映了改革开放以来，我国货币供给和金融中介发展中的倒逼机制，即，城镇居民人均可支配收入的增长，引起货币需求的增长，促进了经济的货币化和金融中介的发展。

从年增长率来看，相关分析表明，EM的增长率和城镇居民人均可支配收入增长率间正相关(相关系数为0．396)，而FIR增长率和城镇居民人均可支配收入增长率间呈现出不具统计意义的微弱负相关(相关系数仅－0．019)。

沿着Thorsten Beck，Asll Demirgüc－Kunt和Ross Levine(2004)的思路，本文分析了私人贷款／GDP与城镇最低10％人口收入的增长间的关系，发现这两者间在我国的关系非常弱，几乎没有关系(相关系数仅0．012)，这和Thorsten Beck，Asl1DemirRüc－Kunt和Ross Levine(2004)的分析不同。一个解释是我国金融机构主要是政府垄断，偏好于向公营部门贷款，对私人贷款的门槛高，因此私人贷款占银行贷款的比例非常低，到2003年才3％多点，而且还包括对三资企业的贷款，这对城镇居民收入的提高作用很有限。进一步分析FD和城镇居民收入的增长间的关系，也非常弱(相关系数为0．22)。

(三)金融中介发展与城镇居民收入差距

表2给出了相关变量的描述性统。表3是这些变量的相关系数矩阵。可以看出，反映金融发展的各项指标和反映城镇居民收入差距的各项指标间，除了FD和HL间呈现显著正相关外，其余都具

执行格兰杰因果检验，具有格兰杰因果关系的变量见表4。主要结论是：

(1)经济货币化程度与城镇居民收入差距之间的因果关系：在滞后阶数为1和3的情况下，经济货币化是基尼系数的Granger原因；在滞后阶数为1的情况下，经济货币化是城镇居民中最高收入与最低收入比例扩大的Granger原因；无论滞后期长短，经济货币化和城镇居民收入地区差异间既不存在双向的Granger因果关系，也不存在单向的Granger因果关系。

(2)金融中介发展与城镇居民收入差距问的因果关系：在滞后阶数为1的情况下，金融中介的发展是基尼系数的Granger原因；无论滞后期长短，金融中介发展和城镇居民最高收入与最低收入间的差距间既不存在双向的Granger因果关系，也不存在单向的Granger因果关系；在滞后阶数为2的情况下，金融中介发展是城镇居民收入地区差异的Granger原因。

(3)私人贷款／GDP和城镇居民收入差距间的因果关系：无论滞后期长短，FD和基尼系数之间既不存在双向的Granger因果关系，也不存在单向的Granger因果关系；在滞后阶数为4的情况下，城镇

居民最高收入与最低收入比(HL)是FD的格兰杰原因，但相反的因果关系不成立；在滞后阶数为1、3和4的情况下，城镇居民收入的地区差异是FD的格兰杰原因，但相反的关系不成立。

五、结论和评论

改革开放以来，我国经济的高速增长，带来了城镇居民收入的快速增长，但此种快速增长在阶层、地区和行业间的分布是不均衡的，结果城镇居民收入差距呈现出持续扩大的态势。本文的分析表明，我国经济货币化和金融中介发展水平的提高促进了我国经济的高速增长，但惠及增长的金融发展与城镇居民收入分配的影响在我国的表现与ThorstenBeck，Asll Demirgüc－Kunt和Ross Levine(2004)的分析不同。

从金融发展与城镇居民收入增长的趋势关系看，虽然金融发展和城镇居民收入的增长有相当的同步性，且呈现出强相关关系，但在因果关系方面，城镇居民人均可支配收入的增长是FIR和EM的Granger原因，这部分反映了改革开放以来，我国货币供给和金融中介发展中的倒逼机制，即，城镇居民人均可支配收入的增长，引起货币需求的增长，促进了经济的货币化和金融中介的发展。

从金融发展和城镇居民收入分配关系看，衡量金融发展的各项指标和衡量收入分配的各项指标间存在显著和强的正相关关系。因果检验表明，经济货币化程度和金融中介的发展扩大了城镇居民收入的基尼系数，也拉大了城镇最高收入阶层和最低收入阶层的差距，金融中介的发展在一定程度上拉大了城镇居民收入的地区差距。

在我国金融发展和城镇居民收入分配间之所以存在上面的关系，这与我国金融体系的特点密切相关。Greenwood和Jovanovic(1990)的分析认为，由于在金融市场不发达的情况下，享受金融服务需要一定的成本，不同收入阶层因收入的不同享受到不同的金融服务，高收入阶层能够比低收入阶层享受更多的金融服务，即在金融发展水平较低的情况下，高收入阶层在获得金融资源上有优势，从而总体上提高高收入阶层的收入，收入分配差距因而扩大。

改革开放以来，我国的金融中介体系有了很大的发展，但离社会主义市场经济的要求还有相当的距离，金融机构的集中度高，有“廉价投票权”的政府控制的金融中介机构居于垄断地位，金融中介机构的治理效率有待提高，直接融资体系尚不发达，低收入阶层和中小企业由于进入门槛高，难以利用金融体系。

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【关键词】德阳市 城镇居民 消费水平 消费结构

一、前言

消费是宏观经济主要变量，是推动经济增长重要因素。正确把握居民消费水平和消费结构变化趋势，对全面建成小康社会有重要意义。消费水平有狭义和广义之分，通常所说的消费水平是狭义消费水平，它是指按人口平均的消费品（包括服务）的数量，反映人们物质文化需要实际满足的程度。广义的消费水平，不仅包括消费品的数量，而且包括消费品的质量。消费结构是指在消费过程中，对不同消费资料（包括劳务）的消费所形成的组合和比例关系。合理的消费结构是一定的需求结构和供给结构相互作用的产物。同时，一定的消费结构又转过来给需求结构和供给结构以积极的影响，或促进供给的改善与需求的满足，或延缓着供给的改善与需求的满足。建立一个合理的消费结构模式是国民经济持续健康发展、实现国家经济发展战略的需要。

二、德阳市城镇居民消费水平分析

（一）数据说明

本文所采用2001年至2013年年度可支配收入、消费支出数据均来自《德阳统计年鉴》。消费比例、可支配收入年增长比例及消费支出年增长比例均由此得出并进行整理。由于2001年是基期，故2001年可支配收入年增长比例和消费支出年增长比例数据空白。

表1 德阳市城镇居民人均可支配收入与消费支出情况统计表（单位：元）

（二）德阳市城镇居民年均可支配收入与消费水平情况说明

根据《德阳统计年鉴》，整理得到2001-2013年德阳市城镇居民年均可支配收入与消费支出统计表。从表1可以看出，随着时间推移，德阳市城镇居民人均消费绝对额随着可支配收入的增加。从2001年到2013年，人均可支配收入从2001年7224元增加到2013年24701元，2013年消费绝对额比2001年增加2.41倍，除去2002年和2003年，年均增长率基本达到10%，最高年份增长率达到16.92%。消费支出从2001年5950元增加到2013年17506元，消费支出2013年比2001年实际增加1.94倍，消费支出年均增长率在统计年份中大部分低于10%，最高年份增长率为13.51%。从数据显示得出，除2001年和2002年，消费支出年增长比例均低于可支配收入年增长比例，消费比例在可支配收入中呈现逐年递减趋势。

（三）收入-消费模型建立与检验

关于收入和消费的关系，不同学者从不同方面提供了很多理论。其中以凯恩斯提出的“绝对收入假定”有最广泛影响。其基本思想是：消费随收入的变化而绝对地变化。随着收入的增加，消费也随之增加，但消费的增加幅度小于收入的增加幅度，即边际消费倾向递减。根据这一理论假设，可建立如下消费函数模型：

consp=α0+α1*income+ε

其中，consp表示消费支出，α0为回归系数。因变量为消费支出，自变量为可支配收入。income分别表示可支配收入， ε为残差项。α0为一位于0和1之间的常数，反应了收入水平变化后，消费需求的增长幅度。根据表1数据和EVIEWS7.2软件进行回归分析：

通过以上的回归分析可以发现，在置信水平为0.05下，自变量的系数通过统计学检验。上表显示，模型的决定系数为0. 998059，修正的决定系数为0.997883， F值为5657.311，其显著性概率值小于0.05，即拒绝总体回归系数均为0的原假设，认为最终的回归方程拟合效果较好。

INCOME的回归系数为0.650905，T值为75.21510，对应的P值小于0.05，具有统计学意义，说明解释变量INCOME会对被解释变量CONSP有显著影响，确切地说：可支配收入对消费支出产生正向影响作用。即可支配收入越高，消费支出也随之越高。

最终建立的回归方程为：

consp=1595.201+0.650905*income+ε （1）

t=（12.80316）（75.21510） （括号中的数据为该参数的检验值）

R2=0. 998059， F=5657.311， DW=0. 645001

从检验的结果来看，模型拟合效果较好，但是DW值为0. 645001，与2相差较大，说明方程可能存在序列自相关问题，以下进行修正。

通过以上的回归分析可以发现，在置信水平为0.05下，自变量的系数通过统计学检验。上表显示，模型的决定系数为0. 999376，修正的决定系数为0.999237， F值为7205. 369，其显著性概率值小于0.05，即拒绝总体回归系数均为0的原假设，认为最终的回归方程拟合效果较好。

INCOME的回归系数为0.629014，T值为39.04378，对应的P值小于0.05，具有统计学意义，说明INCOME会对CONSP产生正向影响作用，INCOME每增加1元，CONSP增加0. 629014元。即可支配收入越高，消费支出也随之越高。

最终建立的回归方程为：

consp=1996.448+0.629014*income+0.603598*AR+ε （2）

t=（6.339135） （39.04378） （2.889877）

上述的结果中，DW为1.409617，通过查表，在置信水平为0.05下，临界值Dl=1.00973，Du=1.34040，而DW大于Du，说明不存在自相关问题。

利用 Glejser 检验法检验上述是否存在异方差进行检验，运用最小二乘法得到如下的回归方程：

e=122.8478+0.000381*income+ε （3）

t=（1.604971） （0. 071644）

其中，调整后的R2=000466，F等于0.005133，DW=1.256737。从回归方程可以看出变量的显著性较低，总体显著性和拟合度低，因此认为上述方程不存在明显的线性关系，从而表明模型（2）不存在异性方差。

收入-消费模型（2）成立，说明德阳市城镇居民可支配收入与消费支出存在显著正相关，可支配收入每增加1元，消费支出增加0.629014元。即可支配收入越高，消费支出也随之越高。

三、德阳市城镇居民消费结构分析

（一）数据说明

我国城镇居民消费性支出分为食品、衣着、设备用品、医疗保健、交通通讯、教育文化娱乐、居住、杂项商品及服务八个项目。根据《德阳统计年鉴》，对德阳市2001年至2013年消费支出项目进行整理得下表：

表2 德阳市城镇居民人均消费支出项目统计表

从表2可以看出，德阳市城镇居民在2001-2013年期间支出最大的项目是食品，其次是教育文化娱乐与交通通信。从整体恩格尔系数情况来看，德阳市城镇居民生活已达到富裕水平。各项支出都随着可支配收入的提高而提高。消费结构从传统的衣、食、住、行向食、教育、交通通信、衣方面转变。这种变化反映出由于产业结构变化对消费机构的影响，说明德阳市城镇居民消费结构已经在总体上完成了从生存型向发展型的过渡，进入大众消费阶段。

（二）目前消费结构存在的问题

食品类支出较高。德阳市经济发展水平2000年以来有了较大进步，但和四川成都、甚至中国东部很多城市相比有较大差距，食品支出在整个城镇居民可支配收入中占较大比例。直接导致其他消费项目消费不足。

医疗支出偏低。受传统消费观念影响，德阳市很多城镇居民仍然在医疗支出上采取“能省就省”，“平时不保养，小病就忍着，不行再大修”的观点。观念落后，加上现在医疗费用高居不下，各种因素形成医疗支出边际消费倾向偏低的情况。

杂项商品及服务支出偏低。这和第三产业在国民经济中的产值、就业比重有紧密关系。随着第三产业的发展，服务性消费支出所占比重将大幅上升。也就是说，当收入水平达到一定程度后，消费水平的提高将表现在服务性消费水平的提高以及服务性消费支出所占比重的上升。

四、提高消费水平和完善消费结构的建议

（1）大力提高城镇居民收入，特别是加强城镇低收入居民的消费能力。在目前整体经济环境不景气情况下，只有切实依靠消费需求拉动，才能实现经济平稳顺利发展。建立并执行好正常工资增长机制与最低工资标准制度，居民实际收入增加，消费水平才能得以提高。

（2）调整收入分配政策。我国的收入分配政策经过10年改革，较之过去已有长足进步。如何增加居民收入在国民收入再分配中的比重，建立公共资源出让收益的全民共享机制，建立完善的高收入者税收调节机制切实让居民从收入分配改革中获得改革红利，增强实际购买力。

（3）进一步完善社会保障体系，大力发展商业保险。目前，我国的社保体系处于广覆盖，低保障水平，适当增加商业保险，切实推进医疗、教育等各项民生工程改革，有利于居民消费结构趋于合理。社会保障体系是国家增进社会公平正义的重要制度体系，也是广大人民群众敢于消费的信心保障。进一步健全和完善我国社会保障体系， 减少居民预期风险和预期支出，增加居民即期消费，这是我国全面发展小康社会的必然要求。

（4）加强信贷消费。传统的消费观念制约着居民消费的倾向，也间接导致了消费结构不合理。总的来说，用一生的收入满足一生的消费是消费的基本原则。信贷消费可以缩短消费者即期消费与预期消费的距离，有利于消费升级和消费结构合理化。

（5）培养新的消费热点。培育消费热点，有利于消费的可持续发展和消费结构升级。消费结构升级，是实现经济持续健康快速发展的必然要求。可以考虑进一步普及和丰富信息消费，扩大教育消费，拓展旅游消费，扶持家政养老消费。

参考文献：

[1]尹世杰.消费经济学[M].高等教育出版社，2012.