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序論：在您撰寫城鎮(zhèn)居民可支配收入時，參考他人的優(yōu)秀作品可以開闊視野，小編為您整理的7篇范文，希望這些建議能夠激發(fā)您的創(chuàng)作熱情，引導(dǎo)您走向新的創(chuàng)作高度。
關(guān)鍵詞:可支配收入;消費;影響
作為GDP主要組成部分的居民消費在經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展中發(fā)揮著重要的作用。改革開放以來隨著中國經(jīng)濟的快速發(fā)展,人民生活水平不斷提高,居民的消費水平也不斷增長。但是由于中國各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展速度不同,居民消費水平也有明顯差異。
一、實證分析
(一)模型設(shè)定
本文選擇同一時期各地區(qū)城市居民的消費支出來建立模型,影響各地區(qū)城市居民人均消費支出的因素有多種,從理論和經(jīng)驗分析,最主要的影響因素是居民可支配收入,其他因素雖然對居民消費也有影響,但有的不易取得數(shù)據(jù)。因此這些其他因素可以不列入模型,即便它們對居民消費有某些影響也可歸入隨機擾動項中。本文選擇在統(tǒng)計年鑒中可以獲得的“城鎮(zhèn)居民每人每年可支配收入”作為解釋變量DPI,各地區(qū)城鎮(zhèn)居民家庭平均每人全年消費性支出為被解釋變量PC。從2009年《中國統(tǒng)計年鑒》中得到表1的數(shù)據(jù)。
運用統(tǒng)計軟件EVIEWS6.0作城鎮(zhèn)居民家庭平均每人每年消費支出(PC)和城鎮(zhèn)居民人均年可支配收入(DPI)的散點圖(見圖1):
從散點圖可以看出城鎮(zhèn)居民家庭平均每人每年消費支出(PC)和城鎮(zhèn)居民人均年可支配收入(DPI)大體呈現(xiàn)線性關(guān)系,所以可以建立如下線性模型:
PCi=β1+β2DPI+μi
(二)估計參數(shù)
運用統(tǒng)計軟件EViews6.0對表1的數(shù)據(jù)作簡單線性回歸分析,用OLS法估計其參數(shù),得到模型及參數(shù)估計的結(jié)果為:
Y^i=725.3459+0.664746Xi
(456.4659) (0.029549)
t=(1.589047)(22.49622)
R2=0.945802;R2=0.943934;F=506.0798;df=29
(三)模型檢驗
所估計的參數(shù)β2=0.664746,說明城市居民人均年可支配收入每增加1元,可導(dǎo)致居民消費支出增加0.664746元。這與經(jīng)濟學中邊際消費傾向的意義相符?？蓻Q系數(shù)R2為0.945802,修正的可決系數(shù)為R2=0.943934,說明所建模型整體上對樣本數(shù)據(jù)擬合較好,即解釋變量“城市居民人均年可支配收入”對被解釋變量“城市居民人均年消費支出”的絕大部分差異做出了解釋。
對回歸系數(shù)的t檢驗:H0:β1=0和H0:β2=0;估計的回歸系數(shù)β^1的標準誤差和t值分別為:SE(β^1)=456.4659,t(β^1)=1.589047;β^2的標準誤差和t值分別為:SE(β^2)=0.029549,t(β^2)=22.49622。取α=0.05,查t分布表得自由度為n-2=31-2=29的臨界值t=t0.025(29)=2.045。
t(β^1)=1.589047t0.025(29)=2.045,應(yīng)拒絕H0:β2=0。這表明,城鎮(zhèn)人均年可支配收入對人均年消費支出有顯著影響。
二、結(jié)論與政策建議
城鎮(zhèn)居民人均年可支配收入對消費支出有著顯著的影響,正是由于各地區(qū)城鎮(zhèn)居民個人可支配收入的差距,導(dǎo)致了各地區(qū)城鎮(zhèn)居民人均消費支出的異。為了拉動內(nèi)需,促進可持續(xù)經(jīng)濟增長,我們必須提升消費水平,而影響消費水平的主要因素是個人可支配收入,所以我們可以通過減稅、增加轉(zhuǎn)移支付等措施來提高個人可支配收入,進而增加消費,實現(xiàn)經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展。
參考文獻:
1、李月.中國城鄉(xiāng)經(jīng)濟增長與消費的差異性分析[J].經(jīng)濟科學,2010(2).
2、陳贊曉.論消費創(chuàng)新意義、特點和途徑[J].特區(qū)經(jīng)濟,2010(4).
關(guān)鍵詞：消費性支出;可支配收入;擬合優(yōu)度
中圖分類號：F062.5 文獻標識碼：A
文章編號：1005-913X（2015）10-0096-01
一、引言
近年來黑龍江省經(jīng)濟取得了重大的進步，伴隨著居民可支配收入的逐年增加，消費性支出也隨之增加。眾所周知，消費既是社會再生產(chǎn)的起點，同時也是終點，其對經(jīng)濟的發(fā)展和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整具有重要的引導(dǎo)作用。線性回歸分析理論的研究結(jié)果表明，可支配收入是影響居民消費支出最直接、最具決定性的因素。
根據(jù)2004年至2013年黑龍江省城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和人均消費性支出的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，運用線性回歸分析方法研究城鎮(zhèn)居民消費性支出與可支配收入之間數(shù)量關(guān)系的規(guī)律，并通過得到的回歸方程用2013年的實際人均可支配收入估計出2013年的城鎮(zhèn)居民人均消費性支出，與2013年實際的消費性支出相比偏差很小，證明了方程的高度擬合，揭示了近年來城鎮(zhèn)居民消費性支出與收入的特點和變化趨勢，有助于有關(guān)部門和經(jīng)營者制定切實可行的經(jīng)濟政策并進行有效的宏觀調(diào)控，這對保持經(jīng)濟持續(xù)、健康發(fā)展具有重要意義。
取2004年至2013年黑龍江省城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和人均消費性支出作為回歸分析的研究對象。數(shù)據(jù)來源于《黑龍江省統(tǒng)計年鑒2014》，如表1所示。
二、實證分析
依據(jù)表1的數(shù)據(jù)，我們可以繪制出人均年可支配收入和人均年消費性支出這兩個變量的散點圖（如圖1所示），我們可以看出，二者之間存在明顯的線性關(guān)系。
就此，我們利用表1所提供的數(shù)據(jù)，運用Eviews統(tǒng)計分析軟件進行分析，輸出結(jié)果如圖2所示。從而得到回歸方程：
Y=165.7214+0.732gX
（0.558035） （32.54560）
R2=0.993，F(xiàn)=1059.216，DgWg=0.854860
（一）相關(guān)性檢驗
由圖2可知，相關(guān)系數(shù)R=0.996，給定顯著水平α=0.05，在自由度n-2=8下查相關(guān)系數(shù)表知Rα=0.632.由R>Rα知，顯然消費性支出與可支配收入線性關(guān)系顯著，城鎮(zhèn)居民消費與收入高度正相關(guān)。
（二）擬合優(yōu)度檢驗
<E：＼無PDF＼北方經(jīng)貿(mào)201510＼劉根梅3.tif>
可決系數(shù)高度接近于1，說明回歸方程與樣本觀察值擬合優(yōu)度非常好，充分反映了因變量的波動中能用自變量解釋的比例是非常大的。
（三）變量的顯著性檢驗
為了檢驗解釋變量是否是被解釋變量的一個顯著性的影響因素，我們對估計量進行t檢驗。如果t大于或等于2，就說明解釋變量對被解釋變量的影響是顯著的。在本回歸分析中t=32.54560>2，說明，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入對人均消費性支出的線性影響顯著?？梢姡擎?zhèn)居民人均可支配收入是決定人均消費性支出水平的主要因素。
（四）經(jīng)濟意義檢驗
由于<E：＼無PDF＼北方經(jīng)貿(mào)201510＼劉根梅4.tif>=0.732，從估計量的符號與大小分析，符合經(jīng)濟意義，即居民消費支出按小于1的正比例隨居民可支配收入同步增長。表明黑龍江省城鎮(zhèn)居民年人均可支配收入每增加1元，居民年人均生活費支出平均增加0.732元。
（五）利用模型進行預(yù)測
1.點預(yù)測：將2013年的實際人均居民可支配收入19597元代入上述回歸方程可預(yù)測得到2013年消費性支出的估計值：
Y2013=165.7214+0.732×19597=14510.73
2013年實際的人均居民消費性支出為14161.7元，可見相對誤差僅為2.4%，模型擬合的非常好，以消費性支出建立線性回歸預(yù)測模型是比較成功的。
三、結(jié)論
通過實證分析我們發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)居民的人均可支配收入與消費性支出之間存在形如Y=165.7214+0.732gX的簡單線性回歸關(guān)系。居民收入每增加100元，消費性支出將相應(yīng)增加大約73.2元?？梢?，影響居民消費性支出最直接、最具決定性的因素為可支配收入。通過增加居民收入來刺激消費，增加消費性支出是必要且可行的。同時該方程的擬合優(yōu)度很高，可用于預(yù)測。
參考文獻：
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[2] 張恩英.黑龍江省城鎮(zhèn)居民消費與收入關(guān)系的定量分析[J].商業(yè)研究，2006.
[3] 李子奈，潘文卿.計量經(jīng)濟學（第二版）[M].北京：高等教育出版社，2005.
關(guān)鍵詞：城鎮(zhèn)居民；消費性支出；可支配收入；回歸分析
中圖分類號：F22 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2013）24-0229-04
珠海市位于廣東省珠江口的西岸，是中國南方港口城市，經(jīng)濟特區(qū)。珠海1953年建縣，1979年建市，1980年成立經(jīng)濟特區(qū)，2008年國務(wù)院頒布實施珠江三角洲地區(qū)改革發(fā)展規(guī)劃綱要（2008—2020年），并明確珠海為珠江口西岸的核心城市。珠海建市以來，經(jīng)濟持續(xù)快速增長，從一個默默無聞的邊陲小鎮(zhèn)發(fā)展成為初具規(guī)模的現(xiàn)代化花園式海濱城市。隨著珠海經(jīng)濟的快速發(fā)展，珠海城鎮(zhèn)居民的消費性支出與可支配收入水平也持續(xù)穩(wěn)步提高。研究珠海城鎮(zhèn)居民消費性支出與可支配收入的變化趨勢及相關(guān)關(guān)系，發(fā)現(xiàn)二者之間在數(shù)量關(guān)系上的基本規(guī)律，對增加居民收入，提高人民生活水平具有重要的現(xiàn)實意義。本文根據(jù)1993—2011年珠海城鎮(zhèn)居民家庭消費性支出與可支配收入的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，采用一元線性回歸模型進行回歸分析，為珠海市政府研究制定相關(guān)政策措施提供可靠的依據(jù)。
一、一元線性回歸模型
對于變量間的相關(guān)關(guān)系，我們可以根據(jù)大量的統(tǒng)計資料，找出它們在數(shù)量變化方面的規(guī)律（即“平均”的規(guī)律），這種統(tǒng)計規(guī)律所揭示的關(guān)系就是回歸關(guān)系，所表示的數(shù)學方程就是回歸方程或回歸模型。在研究變量間的相關(guān)關(guān)系時，一般將引起某一現(xiàn)象變化的因素（或原因）稱為自變量，將被引起變化的現(xiàn)象（即結(jié)果）稱為因變量。在直角坐標系中將大量數(shù)據(jù)繪制成散點圖，這些點不在一條直線上，但可以從中找到一條合適的直線，使各散點到這條直線的縱向距離之和最小，這條直線就是回歸直線，這條直線的方程叫做線性回歸模型。
（四）模型檢驗
1.顯著性檢驗。表3中，相關(guān)系數(shù)是R=0.979，預(yù)定顯著性水平a=0.05，在自由度n-2=17下查相關(guān)系數(shù)表知Ra=0.45553。因為|R|Ra，所以消費性支出與可支配收入呈正相關(guān)關(guān)系，說明可支配收入是決定消費性支出的關(guān)鍵因素，因此，該一元線性回歸模型通過顯著性檢驗。
2.R2檢驗。R2是樣本決定系數(shù)（R-square），它測度了在y的總變異中，由回歸模型解釋的那個部分所占的比例，所以R-square反映回歸方程的擬合優(yōu)度，取值范圍在0～1之間，越接近1，則擬合越好，擬合優(yōu)度高；越接近0，則擬合越差，擬合優(yōu)度低。表3中我們可以看到，R-square為0.958，數(shù)值較大，并且接近于1，因此我們認為該一元線性回歸模型擬合好，擬合優(yōu)度高，因此，該一元線性回歸模型通過R2檢驗。
3.正態(tài)性檢驗。假設(shè)在一元線性回歸模型中，ε服從正態(tài)分布，即ε～N（0，σ2）。我們可以繪出回歸殘差值的直方圖來檢驗這一假設(shè)能否成立，如果繪出回歸殘差值的直方圖是鐘狀圖形，假設(shè)成立。我們用SPSS軟件繪制回歸模型的殘差值直方圖（如圖2所示）。從圖2來看，該直方圖接近于鐘狀圖形，即正態(tài)分布，因此，該一元線性回歸模型通過正態(tài)性檢驗。
4.異方差性檢驗。繪制自變量可支配收入的回歸殘差值散點圖，可以檢驗自變量可支配收入的回歸殘差值的異方差性。我們使用SPSS軟件繪制可支配性收入的回歸殘差值散點圖（如圖3所示）。圖3中，回歸模型中自變量可支配收入的殘差值的分布是亂七八糟的，沒有規(guī)律，因此，該一元線性回歸模型通過異方差性檢驗。
三、結(jié)論
通過上述分析，我們可以得出以下三個結(jié)論。
1.珠海城鎮(zhèn)居民消費性支出與可支配收入存在較優(yōu)的回歸關(guān)系，且呈正相關(guān)關(guān)系。經(jīng)過對回歸模型的各項檢驗，可以確定珠海城鎮(zhèn)居民年人均消費性支出與可支配收入之間的一元線性回歸模型為： i=913.718+ 1.227xi。
2.可支配收入是決定消費性支出的關(guān)鍵因素。政府應(yīng)合理調(diào)整收入分配格局，努力增加居民收入，實現(xiàn)居民收入增長和經(jīng)濟發(fā)展同步，提高低收入群體的收入水平，縮小貧富差距，才能真正刺激內(nèi)需，促進消費，從而推動經(jīng)濟持續(xù)健康發(fā)展。
3.可支配收入不是影響消費性支出的唯一因素，非收入因素對消費的影響也十分重要。政府應(yīng)高度重視這些非收入因素，盡可能完善促進消費的政策措施，鞏固擴大傳統(tǒng)消費，積極培育熱點消費，推動消費結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級，改善消費環(huán)境，加快商貿(mào)流通環(huán)境等基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，擴大消費信貸，整頓和規(guī)范市場價格秩序，為廣大消費者提供更加便利、安全、放心的消費環(huán)境。
參考文獻：
[1] 孫彩虹.中國城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)變動的因子分析[J].重慶工商大學學報：西部經(jīng)濟論壇，2007，（2）.
(一)位次變化及收入增長情況
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?！笆濉睍r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(yīng)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(yīng)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(shè)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
要縮小這些差距，需從多方面著手：一要提高財政再分配能力。山西省財政一般預(yù)算支出增速明顯低于財政一般預(yù)算收入增速，2005年二者增速差距為14.9個百分點，用于社會保障支出總量為56.1億元，比2004年減少0.94億元，下降1.65％。鑒于此，今后要充分發(fā)揮財政的再分配功能，加大對困難人群和低收入群體的轉(zhuǎn)移力度。二要對非法收入堅決予以取締。在山西個別人、非法經(jīng)營、偷稅漏稅等現(xiàn)象還較嚴重，對此，要堅決予以取締。三要盡快開征遺產(chǎn)稅、贈與稅等。通過這些稅收對一些收入過高的人員進行調(diào)節(jié)。四要合理調(diào)節(jié)壟斷性行業(yè)的過高收入。按照市場經(jīng)濟利潤平均化的運作規(guī)則，各行業(yè)之間的利潤率應(yīng)大致趨于均等。
關(guān)鍵詞：可支配收入；消費；貴州；城鎮(zhèn)
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(yīng)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(fù)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?yīng)是對凱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(yù)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(yù)期。過去收入作為一種將來的預(yù)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(yù)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)居民收入增長非常快，所以其成為了人們的一種穩(wěn)定的收入預(yù)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(yù)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(yù)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(yīng)大力提高居民的收入增長速度，另一方面應(yīng)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(yù)期，激發(fā)其消費欲望。
參考文獻：
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一、引言
消費是人類通過消費品滿足自身欲望的一種經(jīng)濟行為。在宏觀經(jīng)濟學中，消費是指某時期一人或一國用于消費品的總支出?？芍涫杖?，全稱“國民可支配收入”或“居民可支配收入”，它是觀察和分析國家之間、地區(qū)之間以及部門和人群之間收入如何分配的最重要的經(jīng)濟指標。本文的目的是研究消費與可支配收入之間的關(guān)系。運用計量經(jīng)濟學的觀點，并用EViews軟件進行實驗。本文對2009年全國各地城鎮(zhèn)居民家庭平均每人全年生活費支出的數(shù)據(jù)進行分析并指出收入對各項支出的影響。通過對比2008年的數(shù)據(jù)，分析變化的原因，對未來進行估計的同時提出意見。
（一）背景
幾百年來，關(guān)于收入與消費之間的經(jīng)濟學探討從未停止。亞當·斯密（Adam Smith）在《國富論》中就強調(diào)過消費的重要性，他認為“消費是所有生產(chǎn)的唯一終點和最終目的”。消費作為國家內(nèi)需的重要構(gòu)成部分，與國計民生息息相關(guān)。近幾十年，隨著中國經(jīng)濟的發(fā)展，居民的消費觀念與消費對象也發(fā)生了翻天覆地的變化，從吃得飽到吃得健康、吃得綠色，從穿得暖和到穿得體面，從解決溫飽到全民奔小康，而居民消費的發(fā)展趨勢和消費需求問題也成為我國社會各界密切關(guān)注的熱點和焦點。大量研究成果充分說明，收入是決定消費需求及其變動的最主要因素。
（二）消費結(jié)構(gòu)
所謂消費結(jié)構(gòu)是指在一定的社會經(jīng)濟條件下，消費者（包括各種不同類型的消費者和社會集團）在消費過程中所消費的各種不同類型的消費資料（包括勞務(wù)）的比例關(guān)系。
1.西方經(jīng)濟學家對消費支出的分類，一般有以下三種：
（1）按吃、穿、住、用劃分；
（2）按消費對象基本屬性劃分，分為非耐用消費品、耐用消費品、勞務(wù)；
（3）按消費的社會功能分可為社會消費和生理消費。
消費結(jié)構(gòu)的變化取決于多方面因素，而起決定作用的因素是人均收入水平。恩格爾定律揭示了兩者的關(guān)系，恩格爾系數(shù)=食物支出金額/總支出金額×100%，恩格爾系數(shù)作為衡量一個家庭消費結(jié)構(gòu)，乃至一個國家的居民消費結(jié)構(gòu)變化的指標，也成為衡量富國、窮國的標準。一般隨著收入的增加，恩格爾系數(shù)趨于下降，故發(fā)達國家的恩格爾系數(shù)相對較低。
2.從整個人類社會發(fā)展的過程看，消費結(jié)構(gòu)變化一般規(guī)律可概括為四個轉(zhuǎn)化：
（1）從自給性消費為主的消費結(jié)構(gòu)向商品性消費結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化；
（2）在商品性消費結(jié)構(gòu)中，吃為主的消費結(jié)構(gòu)向穿用為主的消費結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化；
（3）由物質(zhì)性消費為主向精神和勞務(wù)性消費為主的結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化；
（4）由商品消費結(jié)構(gòu)向產(chǎn)品性消費結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化。
3.在人類發(fā)展歷程中，消費結(jié)構(gòu)與不同的社會生產(chǎn)力相對應(yīng)。根據(jù)消費層次理論認為，低級階段吃穿兩項為主，中級階段房子、車子等耐用消費品占主要地位，高級階段則以精神文化生活消費為主要內(nèi)容（張正萍，2008）。
（三）相關(guān)消費理論
相對而言較差。t=3.451409>t0.05，可支配收入對住房支出有顯著影響。
（三）計量經(jīng)濟的檢驗
1.多重共線性的檢驗
2.異方差性的檢驗
由OLS估計的最終結(jié)果中R-squared和Adjusted R-squared的值（見表5和表6）可知，模型的擬合較好，由懷特異方差檢驗的結(jié)果可知OLS*R-squared統(tǒng)計量的伴隨概率p
三、實證結(jié)果對比分析
（一）食品消費支出
2009年的R2=0.780773，2008年的R2=0.780773，都較高，模型整體擬合良好，居民可支配收入對食品的影響顯著。2009年食品支出占總支出份額與2008年度相比變化不大，但有所下降，隨著經(jīng)濟的發(fā)展，人們生活水平的提高，相對而言食品支出占的總份額會有所下降，這符合了消費結(jié)構(gòu)變化的一般規(guī)律。從指數(shù)上看出，由于人均收入水平的在提高，總消費支出也有了明顯的提高。用于食品消費支出的金額也加大了許多，這是2008年后的經(jīng)濟危機通貨膨脹物價上漲的結(jié)果。說明人們生活水平的提高，對吃的要求已經(jīng)不僅僅局限于溫飽階段，而是要吃得飽、吃得天然、吃得健康。
（二）衣著支出
對比2009年和2008年，人們用于衣著消費的支出有所上升，但總體變化不明顯。說明近幾年居民都已經(jīng)比較注重衣服的質(zhì)量和質(zhì)感了，不僅僅追求穿得暖和，還要穿得舒服，穿得符合自己的性格愛好和身份，并且越來越追求時尚與高檔了。也說明居民生活消費狀態(tài)相對穩(wěn)定，我國經(jīng)濟穩(wěn)步發(fā)展，人們對我國經(jīng)濟的發(fā)展趨勢持樂觀態(tài)度。
（三）醫(yī)療消費支出
2009年和2008年相比，人們用于醫(yī)療保健支出占總支出比例有所上升。說明了隨著人們收入的增加和生活水平的提高，人們對于疾病本身也越來越重視，健康意識增強，同時也反映了醫(yī)療費用還是相對較高。但由于醫(yī)療相關(guān)消費價格上漲，消費者所享受的商品和服務(wù)卻并不一定提升了。所以我國急需完善居民醫(yī)療保險體制，并解決居民看病難看病貴的問題，以促進社會安定人民安居樂業(yè)經(jīng)濟的長久穩(wěn)步發(fā)展（吳沛、楚曉東，2007）。
（四）住房消費支出
對比2009年和2008年，住房消費總支出份額下降。這說明在收入基數(shù)增大的同時，人們把更多的支出放在了食品、衣著和醫(yī)療消費方面，而在住房方面人們則持保守態(tài)度。表明受2008年金融危機的影響，雖然經(jīng)濟穩(wěn)步發(fā)展，但是通貨膨脹物價上漲，從而導(dǎo)致各種消費的增加，因而房地產(chǎn)的未來發(fā)展趨勢不明朗。
四、對策建議
1.建立收入穩(wěn)定增長的長效機制，促進居民收入的穩(wěn)步提高。收入增長是促進消費增長的決定性因素，因此建立有效的穩(wěn)定增長經(jīng)濟體制，是增加收入，全面提高和改善人民生活水平的重要途徑。對城鎮(zhèn)低收入者和下崗職工的再培訓(xùn)，對二次創(chuàng)業(yè)的技術(shù)培訓(xùn)、政策支持、資金援助等，都是非常重要的。大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，發(fā)展多種形式的集體經(jīng)濟，鼓勵支持個體經(jīng)濟、私營經(jīng)濟健康發(fā)展，扶持中小型企業(yè)，創(chuàng)造更多的就業(yè)機會。
2.建立健全和完善市場競爭機制。緊跟城鎮(zhèn)居民消費結(jié)構(gòu)的變化趨勢，一方面滿足城鎮(zhèn)居民現(xiàn)有的消費需求，另一方面創(chuàng)造并發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)居民可能的潛在的消費需求。鼓勵對市場上現(xiàn)有的商品進行改善或者更新?lián)Q代，或者不斷地開發(fā)新穎、功能獨特的新產(chǎn)品，或者個性化的產(chǎn)品，滿足不同人群的不同消費需求。
3.進一步完善社會保障體制。醫(yī)療消費支出的邊際消費傾向較小，完善社會保障體制有助于推動企業(yè)的改革，增強企業(yè)的活力，促進社會經(jīng)濟的發(fā)展；有助于維護勞動者的利益，減少改革的阻力，維護社會穩(wěn)定；有助于調(diào)節(jié)貧富差距，營造和諧的社會氛圍，促進社會公平正義的實現(xiàn)。社會保障是市場經(jīng)濟的重要支柱，市場經(jīng)濟的不斷發(fā)展，居民對社會保障的需求日益強烈，完善社會保障體系早已是勢在必行（黃繼煒，2008）。
4.完善健全金融證券機構(gòu)，引導(dǎo)消費趨向。人們在消費時，應(yīng)當理性消費，人們應(yīng)該考慮在金融保險證券行業(yè)和科技教育方面等有長期回報率的領(lǐng)域投資。國家應(yīng)當完善和健全這些金融機構(gòu)，使人們能夠安心地進行投資和理財。
【參考文獻】
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[2] 張正萍.重慶市城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)的分析[D].西南大學碩士學位論文，2008：32-34.
一、對城鎮(zhèn)居民可支配收入現(xiàn)狀的分析
（一）城鎮(zhèn)居民可支配收入實現(xiàn)較快增長
改革開放以來，伴隨著鄒平縣綜合實力的穩(wěn)步攀升，鄒平縣城鎮(zhèn)居民可支配收入也得到了較快增長，統(tǒng)計顯示，2012年鄒平縣城鎮(zhèn)居民人均可支配收入25027元，增長15.0%，扣除價格因素，實際增長12.6%；2008-2012年總體名義增長64.98%，扣除價格因素年平均增長9.4%；同期GDP五年總體名義增長102.1%，高出居民收入37.1個百分點；GDP可比價年均增長12.7%，高出居民收入3.3個百分點，居民收入的增長滯后于經(jīng)濟發(fā)展的增長。
表1：2008年—2012年鄒平縣GDP和居民人均可支配收入情況
年份 GDP（億元） 同比增長（%） 可支配收入（元） 名義增長（%） 同比增長（%）
2008年 429.76 14.5 15170 9 4.1
2009年 473.26 12.4 16600 9.43 9.5
2010年 540.14 13.7 19007 14.5 11.6
2011年 632.47 12.6 21763 14.5 9.6
2012年 694.92 10.5 25027 15 12.6
（二）橫向比較差距逐年縮小
1.在總量上逐漸迫近省市水平
根據(jù)調(diào)查數(shù)據(jù)顯示， 2008年鄒平縣縣居民可支配收入為15170元，比省、市分別低790元和1135.41元；2012年鄒平縣居民可支配收入為25027元，比省、市低781.69元和728元，比2008年收窄8.31元和407.41元，但是城鎮(zhèn)居民入均可支配收仍低于省市平均水平！近三年來，雖然增速超過省市平均增長水平，但由于基數(shù)較低，受經(jīng)濟發(fā)展和增資因素的影響，總量與省市相比差距仍然很大。
表2：2008年—2012年鄒平縣居民人均可支配收入與省市比較 單位：元
年份 鄒平縣 增長 濱州市 增長 差距 山東省 增長 差距
2008年 15170 9.00% 15960.00 14.90% 790.00 16305.41 14.30% 1135.41
2009年 16600 9.43% 17500.00 9.65% 900.00 17811.04 9.23% 1211.04
2010年 19007 14.50% 19686.00 12.50% 679.00 19945.83 12.00% 938.83
2011年 21763 14.50% 22540.34 14.50% 777.34 22791.84 14.27% 1028.84
2012年 25027 15% 25808.69 14.50% 781.69 25755.00 13.00% 728.00
2.增長速度逐漸超越省市水平
2008年-2012年，鄒平縣居民可支配收入增長速度逐年加快，分別為：9%、9.43%、14.5%、14.5%、15%。近三年來，增速均超過省市水平，但由于基數(shù)較低，經(jīng)濟發(fā)展起步晚和增資幅度小等因素的影響，增收額并不高，總量與省市相比差距仍然較大。
二、制約增長的因素
1.工資水平相對較低，制約了居民收入的提高
從上面的分析可以看出，工資性收入在鄒平縣居民可支配收入的主要來源。與省市城鎮(zhèn)在崗職工工資水平比較，鄒平縣的工資性收入相對較低，提高比較慢。以城鎮(zhèn)在崗職工工資平均水平指標為例，2012年全省平均水平為42837元，全市平均指標為40733元，而鄒平縣在崗職工平均工資為37731元，比全省平均水平低5106元，比全市平均水平低3002元。在崗職工工資低于全省全市平均水平直接導(dǎo)致了居民收入中占比重最大的工資性收入偏低，是影響鄒平縣城鎮(zhèn)居民收入水平的重要因素。
另外，低收入家庭對工資收入依存度較大，高收入家庭收入來源多樣，資本增值能力強，增長速度快。低收入家庭的收入來源主要靠職工工資，進而導(dǎo)致了其可支配收入增長速度有限。
2.物價上漲抑制了居民可支配收入的實際增長
2008年-2012年鄒平縣居民消費指數(shù)分別是（上年為100）105.3%、101.5%、102.5%、104.5%、102.1%，五年累計上漲了16.9%。物價上漲對居民的收入的增長注入了“水分”，降低了居民的實際購買力，一定程度上抑制了居民可支配收入的實際增長。
3.經(jīng)營性收入有待提高，經(jīng)營存在資金不足等問題
隨著經(jīng)濟的發(fā)展，城鎮(zhèn)居民中從事生產(chǎn)經(jīng)營活動的家庭逐漸增加，經(jīng)營性收入在居民可支配收入中占的比重增加。根據(jù)工商局年報統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，鄒平縣城鎮(zhèn)私營企業(yè)和個體戶的數(shù)量從2008年1915戶和1906戶，增長到2012年的2170戶和2616戶。但受近兩年經(jīng)濟形勢的影響，特別是信貸部門金融形勢的影響，企業(yè)從銀行貸款，承兌、貼現(xiàn)等金融衍生品多，加大了企業(yè)的融資成本。個體經(jīng)營戶就更難獲得銀行的資金支持，面臨無法擴大經(jīng)營，制約了其增加收入。
三、關(guān)于提高城鎮(zhèn)居民收入的一點建議
1.大力發(fā)展經(jīng)濟
居民可支配收入的高低與當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展的速度和實力密切相關(guān)，提高居民可支配收入，要以發(fā)展帶動增收，以經(jīng)濟的不斷發(fā)展帶動財力的不斷加強，以提供財力支持。
2.提高工資收入
工資性收入是居民可支配收入的主要來源。提高城鎮(zhèn)居民收入首先應(yīng)從提高工資入手。一是提高黨政事業(yè)單位人員的工資；二是嚴密監(jiān)控企業(yè)職工的工資。將企業(yè)職工的工資與在企業(yè)的工作年限、工作表現(xiàn)以及企業(yè)的發(fā)展水平相掛鉤，保證在崗職工的工資水平；三是制定適合鄒平縣的企業(yè)最低工資規(guī)定，保障勞動者的權(quán)益。
3.實現(xiàn)城鎮(zhèn)居民的充分就業(yè)
充分就業(yè)才能促進家庭總收入的增加。社會就業(yè)面的擴大，對提高居民收入有著舉足輕重的作用。勞動部門及社會各界要關(guān)注下崗職工和失業(yè)人員，加大對下崗失業(yè)人員的培訓(xùn)力度，幫助他們通過各種途徑實現(xiàn)就業(yè)，增加家庭收入。
4.進一步完善社會保障
一是養(yǎng)老保險方面，完善企業(yè)職工養(yǎng)老保險制度，構(gòu)建多層次的養(yǎng)老保障。二是醫(yī)療保險方面，企業(yè)凡是有參保意愿、有繳費能力的都應(yīng)允許立即參保。對收入水平較低的勞動者繳費標準可以低一些。對生活困難、無能力參加醫(yī)療保險的勞動者及城市貧困群體，通過多渠道籌集資金盡快建立社會醫(yī)療救助制度解決。三是完善失業(yè)保險制度。四是加強對低收入和困難家庭的補助力度。
