城鎮(zhèn)居民可支配收入范文第1篇

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(xué)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(biāo)準(zhǔn)誤差和t值分別為:SE(β^1)=456.4659,t(β^1)=1.589047;β^2的標(biāo)準(zhǔn)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(jìn)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(jìn)而增加消費,實現(xiàn)經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展。

參考文獻(xiàn):

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(xué),2023(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,2023(4).

城鎮(zhèn)居民可支配收入范文第2篇

關(guān)鍵詞：消費性支出；可支配收入；相關(guān)分析；回歸分析

江蘇省是中國的經(jīng)濟大省，伴隨中國市場經(jīng)濟體制的確立和完善，其城鎮(zhèn)居民的消費性財富和可支配財富的層次和質(zhì)量更是得到了顯著提升。探索二者的變動特征，從而得出它們的函數(shù)關(guān)系的基礎(chǔ)性模型，有利于國家宏觀調(diào)控、提升社會生產(chǎn)效率。我們依據(jù)江蘇省城鎮(zhèn)人口人均可支配收入與消費性支出的權(quán)威數(shù)字，應(yīng)用相關(guān)回歸分析法和一元線性回歸分析法開展探究活動，為提高地區(qū)生產(chǎn)力發(fā)展水平、實施相關(guān)措施奠定理論基礎(chǔ)。

一元線性回歸分析方法：一元線性回歸分析手段即將一對存在一次函數(shù)關(guān)系的自變量，構(gòu)建線性回歸函數(shù)模型，依據(jù)自變量的變化來預(yù)計因變量平均發(fā)展變動趨向的手段。

假設(shè)x是自變量，y是因變量，y和x滿足特定線性關(guān)系，即一元線性回歸函數(shù)基本模型為：

yi=a+bxi+εi （i=1，2，n）??????? （1）

式中：x即影響元素，這一影響元素是能夠調(diào)控的，所以稱它為自變量；ε指各類隨機元素對各種作用、影響之和，依據(jù)中心極限原理，能夠把它看做滿足正態(tài)分布規(guī)律，即ε～N（0，σ2）；因變量就是預(yù)計結(jié)果，因為受各類隨機元素的制約和作用，它自身是以回歸直線上的相應(yīng)值為核心的正態(tài)隨機變量，即

y～N（a+bx，σ2）。設(shè) i=a+bxi??????????（2）

為由一組觀察值（xi，yi）（i=1，2，n）得到的回歸方程。式2 中， 為yi 的預(yù)計值，關(guān)于單個自變量xi，都能夠求的特定預(yù)計值；a與b是回歸參數(shù)，a是函數(shù)=a+bxi在y軸上的截距，它是Xi=0時的預(yù)計值；b是函數(shù)=a+bxi的傾斜程度，表明自變量變化一個單位，因變量對應(yīng)損益變化。

估測函數(shù)模型的回歸參數(shù)有很多研究手段，運用最普遍的是最小二乘法。這一研究手段的核心理論基礎(chǔ)是以函數(shù)模型，輔助一個比較合理的趨向線。最后取得回歸系數(shù)的預(yù)測值為

（3）

（4）

實證分析：這里引用的是1996年到2008年江蘇省城鎮(zhèn)居民人均消費性支出與人均可支配收入為探究客體。（數(shù)字引用于中國統(tǒng)計網(wǎng)，詳見表一）。假設(shè)人均可支配收入為自變量x，人均消費性支出為因變量y。

（一）相關(guān)分析：使用SPSS系統(tǒng)對消費性支出與可支配收入兩變量開展有關(guān)研究，求的數(shù)據(jù)如下表。

在上圖中不難發(fā)現(xiàn)，收入、支出二者的相關(guān)系數(shù)趨近于1.存在特別顯著的相關(guān)性及統(tǒng)計意義。

（二）繪制散點圖：散點圖一般適用于展現(xiàn)二者變量之間的相關(guān)變化特點，在相關(guān)與回歸探究中，這類圖是特別關(guān)鍵的工具。使用SPSS 軟件設(shè)計支出與收入有關(guān)變量的散點圖（如圖1）。

在上表中不難發(fā)現(xiàn)，上表圖像大致上表現(xiàn)一類線性的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，適用于一元函數(shù)回歸方程來模擬重合。

三．建立回歸模型

基于相關(guān)分析和散點圖，運用一元線性回歸方程來將支出和收入兩變量開展模擬重合。同樣是運用SPSS系統(tǒng)開展數(shù)據(jù)探究，能夠得出表3。

我們可以從表3的數(shù)據(jù)建立回歸模型 =1176.902+0.598x

四．模型檢驗：在核準(zhǔn)完回歸參數(shù)后，仍需對回歸模型開展檢測以保證其可信性和有效性。一般運用的檢測手段有顯著性檢測、及R2等等。

（一）顯著性檢驗：從表3我們可以看出有關(guān)參數(shù)R=0.999，預(yù)定顯著性水平a=0.05，顯然消費性支出與可支配收入線性休戚相關(guān)，呈正相關(guān)，這充分顯示財富收入是影響城鎮(zhèn)居民消費層次和質(zhì)量的核心元素。2.R2檢驗。R2是由自變量的線性回歸等式解釋因變量的觀測值在總變動中的比重。其數(shù)值位于0 到1之間，一般而言，它愈大，那么回歸模型模擬重合愈益完善。通過表3，我們可以看到R平方值為0.998，數(shù)值很大，幾乎等于1，所以我們可以認(rèn)為回歸模型具有相對較高的合理性。

城鎮(zhèn)居民可支配收入范文第3篇

運用文獻(xiàn)資料、問卷調(diào)查等方法，對宿遷家庭體育教育投資能力特征進(jìn)行了分析。結(jié)果表明，宿遷城鎮(zhèn)居民家庭體育教育投資潛力有逐年增強趨勢;體育教育宿遷城鎮(zhèn)居民的家庭體育教育投資邊際消費傾向低(0．012)，缺乏需求收入彈性(0．869);從城鎮(zhèn)居民年可支配收入標(biāo)準(zhǔn)判斷，宿遷城鎮(zhèn)居民家庭完全有投資能力。

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(fēng)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(wù)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，2023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(dāng)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(yīng)，同樣道理，基于升學(xué)導(dǎo)及家庭必要開支的雙重擠出效應(yīng)導(dǎo)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(yīng)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(wù)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(yù)算;二是升學(xué)風(fēng)險。在以文化成績?yōu)閷?dǎo)向的升學(xué)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(xué)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(xué)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(yù)算中家庭生活非基本支出一部分，在家庭預(yù)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�；�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(dāng)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(dāng)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(dāng)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(biāo)準(zhǔn)衡量家庭高等教育投資能力時還需要在此標(biāo)準(zhǔn)基礎(chǔ)上加上高等教育的學(xué)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2023年至2023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(wù)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(fù)擔(dān)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(xué)等風(fēng)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(xué)院體育部

參考文獻(xiàn):

［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(xué)學(xué)報(自然科學(xué)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)．2023．11:91－101．

［3］2023人民生活．［EB/OL］

［4］邊際消費傾向．［EB/OL］

城鎮(zhèn)居民可支配收入范文第4篇

關(guān)鍵詞：城鎮(zhèn)居民；收入分配；金融中介發(fā)展

中圖分類號：F832

文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

文章編號：1003－7217(2006)06－0012－07

一、引言和相關(guān)研究

改革開放以來，我國經(jīng)濟取得了高速的發(fā)展，城鎮(zhèn)居民收入有了很大的提高。城鎮(zhèn)居民收入在快速增加的同時，城鎮(zhèn)居民收入的差距和我國經(jīng)濟發(fā)展的其他指標(biāo)一樣，也處于不斷擴大的態(tài)勢。此種差距擴大的趨勢表現(xiàn)在階層間、行業(yè)間和地區(qū)間。形成城鎮(zhèn)居民收入分配差距的因素很多，有很多學(xué)者從多方面對此進(jìn)行了研究。本文考察了金融中介發(fā)展對城鎮(zhèn)居民收入差距的影響。

近年來，金融與增長文獻(xiàn)開始關(guān)注金融與收入　分配間的關(guān)系。這些文獻(xiàn)大體上可以劃分為三種不同的理論假說：一種假說認(rèn)為金融發(fā)展和收入分配間存在著倒U字型關(guān)系。另一種觀點認(rèn)為金融發(fā)展有利于改善收入分配不平等程度，認(rèn)為在金融發(fā)展過程中，窮人和富人之間的收入與財富水平差距將不斷收斂。第三種觀點懷疑金融發(fā)展會降低收入不平等程度，認(rèn)為隨著金融市場的深化，最有可能從金融深化和金融市場發(fā)展中獲利的是那些已經(jīng)在位的和高收入階層，而非窮人和低收入階層。

在實證研究方面，Clark，Xu&Zou(2003)用全球數(shù)據(jù)對金融發(fā)展和收入分配之間的關(guān)系進(jìn)行了分析，得到的結(jié)論是金融發(fā)展會顯著降低一國收入分配差距。最近，Beck，Demirguc－Kunt和Levine(2004)的研究表明，私人可利用的信貸比例的上升會促進(jìn)窮人的收入更快的增長。金融發(fā)展增加了國民收入，同時降低了收入的不平等。他們把此種效應(yīng)稱之為“惠及窮人的增長”。

關(guān)于我國的金融發(fā)展和收入分配的關(guān)系的研究，文獻(xiàn)不多，對金融發(fā)展和城鎮(zhèn)居民收入分配間的關(guān)系的研究就更少。Dayal Gulati和Husain(2000)、李萍、張道宏(2004)、尹希果、陳剛、潘楊和付翔(2005)等研究了我國金融發(fā)展和經(jīng)濟發(fā)展地區(qū)差異的關(guān)系，章奇、劉明興、陶然(2003)、姚耀軍(2005)研究了我國金融發(fā)展和城鄉(xiāng)居民收入差距間的關(guān)系。張立軍和湛泳(2005)從實證的角度論證了金融發(fā)展可能擴大城鎮(zhèn)居民收入差距，不過他們只討論了城鎮(zhèn)居民收入差距的基尼系數(shù)，而沒有討論城鎮(zhèn)居民收入在地區(qū)方面的差距，也沒有詳細(xì)討論城鎮(zhèn)居民收入的階層差距，因此討論是有局限的。本文在一定程度上彌補了他們論文的缺陷。

二、改革開放以來中國城鎮(zhèn)居民收入差距的演變和特點

中國自1978年實施改革開放政策以來，取得的主要成果之一，就是在經(jīng)濟持續(xù)增長的基礎(chǔ)上，居民收入水平總體攀升。其中，城鎮(zhèn)居民的可支配收入從1978年的343．4元，增加到2005年的10493元，按可比價格計算，1978～2005年城鎮(zhèn)居民人均可支配收入年均增長率達(dá)到6．9l％，同期人均GDP年均增長率為8．37％。但不可否認(rèn)的是，伴隨著收入水平的提高，居民之間的收入差距也在不斷擴大，這種差距的擴大在階層、地區(qū)和行業(yè)間均有表現(xiàn)。

(一)城鎮(zhèn)居民收入的階層差距

現(xiàn)從兩個方面對我國城鎮(zhèn)居民收入的階層差距進(jìn)行考察：一是城鎮(zhèn)居民收入的基尼系數(shù)，二是按收入等級劃分的最高收入組收入與最低收入組收入比例。

關(guān)于中國城鎮(zhèn)居民收入的基尼系數(shù)，有許多學(xué)者進(jìn)行了計算，結(jié)果不完全相同。總體來看，近幾年測定的中國城鎮(zhèn)居民基尼系數(shù)有一個共同的特點，那就是呈長期上升趨勢。在20世紀(jì)80年代中前期，中國城鎮(zhèn)居民基尼系數(shù)一般在0．15左右，而到1998年已達(dá)到0．3。本文下面的分析采用的是羅日鎂(2005)的計算結(jié)果。從圖1(A)可以看出，我國城鎮(zhèn)居民收入的基尼系數(shù)自20世紀(jì)80年代中期以來，總體上是在不斷擴大，特別是在20世紀(jì)90年代，城鎮(zhèn)居民收入的基尼系數(shù)呈加速擴大的態(tài)勢，進(jìn)入21世紀(jì)后的這幾年，城鎮(zhèn)居民收入的基尼系數(shù)呈現(xiàn)出穩(wěn)中有升的趨勢�；�尼系數(shù)的這種變化趨勢說明，我國城鎮(zhèn)居民收入分配的不平等程度自改革開放以來，總體上處于擴大的態(tài)勢。

圖1(B)是根據(jù)《中國統(tǒng)計年鑒》各年的相關(guān)數(shù)據(jù)計算繪制的。它反映的城鎮(zhèn)居民人均可支配收入最高的10％的家庭戶的人均收入與最低的10％的家庭戶的人均收入的比例(用HL表示)，1985年這一比例為2．92，到了2004年這一比例已上升到8．8以上，20年間最高收入與最低收入的比例上升了3倍以上。若考慮困難戶的人均收入和最高收入組的人均收入，此種差距就更大。圖1(B)也反映出最高收入與最低收入的比是從20世紀(jì)90年代開始上升的，特別是1996年后加速上升。

(二)城鎮(zhèn)居民收入的地區(qū)差距

首先分析城鎮(zhèn)居民收入在省級行政區(qū)間的差異。圖2(A)給出了我國1978～2004年城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的地區(qū)變異系數(shù)�？梢钥闯�，改革開放以來，我國城鎮(zhèn)居民人均可支配收入在省級行政區(qū)間的差異總體上是在不斷擴大的。例如，1978年城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的地區(qū)變異系數(shù)是0．183．到2004年這一指標(biāo)增加到0．281，從收入最高與最低地區(qū)的比例看，1978年最高的上海市是560元，最低的貴州省為261．26元，最高是最低的2．14倍；到2004年城鎮(zhèn)居民人均可支配收入最高的上海市已達(dá)16682．82元，而最低的寧夏則只有7217．87元，最高是最低的2．3倍以上。

具體地又可以劃分為三個階段：(1)1978～1982年，這段時期我國城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的省際差異略有縮小，1978年變異系數(shù)為0．183，1982年為0．124；(2)1983～1994年，這一階段地區(qū)差異持續(xù)擴大，特別是1987～1994年，變異系數(shù)是迅速拉大，變異系數(shù)從1984年0．135擴大到1994年的0．278；(3)1995～2004年，我國城鎮(zhèn)居民人均可支配收入省際差異處于相對穩(wěn)定，并有些微的擴大。

按照各省城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與全國平均水平的比例，將省份劃分為四個類型區(qū)：(1)高收入?yún)^(qū)，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入在全國平均水平的125％以上；(2)中高收入地區(qū)，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入是全國平均水平的100％～125％；(3)中低收入地區(qū)，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入是全國平均水平的75％～100％；(4)低收入地區(qū)，城鎮(zhèn)居民人均可

支配收入在全國平均水平的75％以下。表1給出了幾個年份的分類結(jié)果。從比較靜態(tài)的角度看，隨著經(jīng)濟體制改革的推進(jìn)，市場化程度的提高，高收入和中高收入地區(qū)逐漸轉(zhuǎn)向了沿海地區(qū)，而中低收入和低收入地區(qū)則集中到中西部和東北地區(qū)。

再從傳統(tǒng)的東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)的劃分看，如圖2B所示，從絕對數(shù)額看，我國城鎮(zhèn)居民人均可支配收入東中西部之間差異的擴大主要是因為東部地區(qū)與中西部地區(qū)的差距快速擴大，而中部和西部之間的差異則相對較小。大體上，東部地區(qū)與中西部地區(qū)的差距從20世紀(jì)90年代初期就開始持續(xù)拉大，到了90年代中期，此種差距加速擴大；而中部地區(qū)和西部地區(qū)間城鎮(zhèn)居民人均可支配收入一直相差不大。

三、金融發(fā)展與城鎮(zhèn)居民收入差距：分析框架

我國城鎮(zhèn)居民收入差距的形成是和各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的初始水平和城鎮(zhèn)居民收入增加的速度相關(guān)的�？紤]兩個地區(qū)，分別為w地區(qū)和E地區(qū)，E地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平高，城鎮(zhèn)居民收入高，w地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平低，城鎮(zhèn)居民收入也低，令YWo和YWt為w地區(qū)在所考察的兩個時期的城鎮(zhèn)居民人均收入水平，gW為它的增長速度，YWo和YEt為E地區(qū)在所考察的兩個時期的城鎮(zhèn)居民人均收入水平，gE為其增長速度，則E地區(qū)與W地區(qū)在t年的收入比為：

上式左邊為兩個地區(qū)城鎮(zhèn)居民人均純收入的對數(shù)差距，右邊說明這樣的差距由兩部分構(gòu)成，右邊第一項是初始收入的對數(shù)差，右邊第二項是兩個地區(qū)收入增長速度的差距。也就是說，兩個地區(qū)城鎮(zhèn)居民收入的發(fā)展差距受到初始發(fā)展水平和收入增長速度的制約。

金融發(fā)展對城鎮(zhèn)居民收入差距的影響就表現(xiàn)為對這兩個方面差距的影響上，其影響是通過對經(jīng)濟增長的影響而實現(xiàn)的，即：金融發(fā)展――經(jīng)濟增長――城鎮(zhèn)居民收入差距。這可以用下面的生產(chǎn)函數(shù)來加以說明：

Y=f(K，L，F(xiàn)，t)　(3)

其中Y代表產(chǎn)出或者就是城鎮(zhèn)居民收入，K是物質(zhì)資本的投入，L是勞動力投入，F(xiàn)代表金融發(fā)展水平，t是時間變量。對該生產(chǎn)函數(shù)進(jìn)行簡單處理就可得

Y＆=αK＆+βL＆+γF＆　(4)

其中，Y＆是產(chǎn)出或者城鎮(zhèn)居民收入的增長率，K＆是資本投入的增長率，L＆是勞動力投入的增長率，α、β和γ分別表示它們的貢獻(xiàn)系數(shù)。所以，金融發(fā)展水平既要影響城鎮(zhèn)居民收入的初始水平，也要影響城鎮(zhèn)居民收入的增長速度。

四、中國金融發(fā)展與城鎮(zhèn)居民收入差距的實證分析

(一)指標(biāo)選擇和模型的設(shè)定

本文用下面幾個指數(shù)來衡量金融中介的發(fā)展水平：

1．經(jīng)濟貨幣化指數(shù)(EM)。該指標(biāo)定義為：

經(jīng)濟貨幣化指數(shù)(EM)=M2/GDP　(5)

其中，M2是貨幣和準(zhǔn)貨幣。EM測度的是中國經(jīng)濟發(fā)展的金融深度。

2．金融，中介發(fā)展指數(shù)(FIR)。本文簡單地利用金融機構(gòu)的存款和貸款的和與GDP的比率，定義為金融相關(guān)比率(FIR)，即

3．私人貸款(PRIVATE CREDIT)占GDP的比重(FD)。它等于金融機構(gòu)貸給私人部門(包括私營企業(yè)及個體貸款和三資企業(yè)貸款)的貸款除以GDP。這一指標(biāo)排除了中央銀行和開發(fā)銀行發(fā)放的貸款。還排除了給公共部門的貸款和中介間彼此的交叉貸款。

這樣，本文所定義的金融中介發(fā)展水平F就可寫成：

(二)金融中介發(fā)展與城鎮(zhèn)居民收入的增長

對1978～2004年城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、EM、FIR進(jìn)行相關(guān)分析表明，EM、FIR和城鎮(zhèn)居民收入的增長強正相關(guān)(相關(guān)系數(shù)分別為0．989和0．977)，執(zhí)行格蘭杰因果檢驗，在滯后階數(shù)取3和4時，發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的增長是FIR和EM的Granger原因，這部分反映了改革開放以來，我國貨幣供給和金融中介發(fā)展中的倒逼機制，即城市經(jīng)濟體制改革，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的增長，引起貨幣需求的增長，促進(jìn)了經(jīng)濟的貨幣化和金融中介的發(fā)展。

從年增長率來看，相關(guān)分析表明，EM的增長率和城鎮(zhèn)居民人均可支配收入增長率間正相關(guān)(相關(guān)系數(shù)為0．396)，而FIR增長率和城鎮(zhèn)居民人均可支配收入增長率間呈現(xiàn)出不具統(tǒng)計意義的微弱負(fù)相關(guān)(相關(guān)系數(shù)僅－0．019)。

沿著Thorsten Beck，Asll Demirgüc－Kunt和Ross Levine(2004)的思路，本文分析了私人貸款／GDP與城鎮(zhèn)最低10％人口收入的增長間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)這兩者間在我國的關(guān)系非常弱，幾乎沒有關(guān)系(相關(guān)系數(shù)僅0．012)，這和Thorsten Beck，Asl1DemirRüc－Kunt和Ross Levine(2004)的分析不同。一個解釋是我國金融機構(gòu)主要是政府壟斷，偏好于向公營部門貸款，對私人貸款的門檻高，因此私人貸款占銀行貸款的比例非常低，到2003年才3％多點，而且還包括對三資企業(yè)的貸款，這對城鎮(zhèn)居民收入的提高作用很有限。進(jìn)一步分析FD和城鎮(zhèn)居民收入的增長間的關(guān)系，也非常弱(相關(guān)系數(shù)為0．22)。

(三)金融中介發(fā)展與城鎮(zhèn)居民收入差距

表2給出了相關(guān)變量的描述性統(tǒng)。表3是這些變量的相關(guān)系數(shù)矩陣�？梢钥闯�，反映金融發(fā)展的各項指標(biāo)和反映城鎮(zhèn)居民收入差距的各項指標(biāo)間，除了FD和HL間呈現(xiàn)顯著正相關(guān)外，其余都具

執(zhí)行格蘭杰因果檢驗，具有格蘭杰因果關(guān)系的變量見表4。主要結(jié)論是：

(1)經(jīng)濟貨幣化程度與城鎮(zhèn)居民收入差距之間的因果關(guān)系：在滯后階數(shù)為1和3的情況下，經(jīng)濟貨幣化是基尼系數(shù)的Granger原因；在滯后階數(shù)為1的情況下，經(jīng)濟貨幣化是城鎮(zhèn)居民中最高收入與最低收入比例擴大的Granger原因；無論滯后期長短，經(jīng)濟貨幣化和城鎮(zhèn)居民收入地區(qū)差異間既不存在雙向的Granger因果關(guān)系，也不存在單向的Granger因果關(guān)系。

(2)金融中介發(fā)展與城鎮(zhèn)居民收入差距問的因果關(guān)系：在滯后階數(shù)為1的情況下，金融中介的發(fā)展是基尼系數(shù)的Granger原因；無論滯后期長短，金融中介發(fā)展和城鎮(zhèn)居民最高收入與最低收入間的差距間既不存在雙向的Granger因果關(guān)系，也不存在單向的Granger因果關(guān)系；在滯后階數(shù)為2的情況下，金融中介發(fā)展是城鎮(zhèn)居民收入地區(qū)差異的Granger原因。

(3)私人貸款／GDP和城鎮(zhèn)居民收入差距間的因果關(guān)系：無論滯后期長短，F(xiàn)D和基尼系數(shù)之間既不存在雙向的Granger因果關(guān)系，也不存在單向的Granger因果關(guān)系；在滯后階數(shù)為4的情況下，城鎮(zhèn)

居民最高收入與最低收入比(HL)是FD的格蘭杰原因，但相反的因果關(guān)系不成立；在滯后階數(shù)為1、3和4的情況下，城鎮(zhèn)居民收入的地區(qū)差異是FD的格蘭杰原因，但相反的關(guān)系不成立。

五、結(jié)論和評論

改革開放以來，我國經(jīng)濟的高速增長，帶來了城鎮(zhèn)居民收入的快速增長，但此種快速增長在階層、地區(qū)和行業(yè)間的分布是不均衡的，結(jié)果城鎮(zhèn)居民收入差距呈現(xiàn)出持續(xù)擴大的態(tài)勢。本文的分析表明，我國經(jīng)濟貨幣化和金融中介發(fā)展水平的提高促進(jìn)了我國經(jīng)濟的高速增長，但惠及增長的金融發(fā)展與城鎮(zhèn)居民收入分配的影響在我國的表現(xiàn)與ThorstenBeck，Asll Demirgüc－Kunt和Ross Levine(2004)的分析不同。

從金融發(fā)展與城鎮(zhèn)居民收入增長的趨勢關(guān)系看，雖然金融發(fā)展和城鎮(zhèn)居民收入的增長有相當(dāng)?shù)耐�步性，且呈現(xiàn)出強相關(guān)關(guān)系，但在因果關(guān)系方面，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的增長是FIR和EM的Granger原因，這部分反映了改革開放以來，我國貨幣供給和金融中介發(fā)展中的倒逼機制，即城市經(jīng)濟體制改革，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的增長，引起貨幣需求的增長，促進(jìn)了經(jīng)濟的貨幣化和金融中介的發(fā)展。

從金融發(fā)展和城鎮(zhèn)居民收入分配關(guān)系看，衡量金融發(fā)展的各項指標(biāo)和衡量收入分配的各項指標(biāo)間存在顯著和強的正相關(guān)關(guān)系。因果檢驗表明，經(jīng)濟貨幣化程度和金融中介的發(fā)展擴大了城鎮(zhèn)居民收入的基尼系數(shù)，也拉大了城鎮(zhèn)最高收入階層和最低收入階層的差距，金融中介的發(fā)展在一定程度上拉大了城鎮(zhèn)居民收入的地區(qū)差距。

在我國金融發(fā)展和城鎮(zhèn)居民收入分配間之所以存在上面的關(guān)系，這與我國金融體系的特點密切相關(guān)。Greenwood和Jovanovic(1990)的分析認(rèn)為，由于在金融市場不發(fā)達(dá)的情況下，享受金融服務(wù)需要一定的成本，不同收入階層因收入的不同享受到不同的金融服務(wù)，高收入階層能夠比低收入階層享受更多的金融服務(wù)，即在金融發(fā)展水平較低的情況下，高收入階層在獲得金融資源上有優(yōu)勢，從而總體上提高高收入階層的收入，收入分配差距因而擴大。

改革開放以來，我國的金融中介體系有了很大的發(fā)展，但離社會主義市場經(jīng)濟的要求還有相當(dāng)?shù)木嚯x，金融機構(gòu)的集中度高，有“廉價投票權(quán)”的政府控制的金融中介機構(gòu)居于壟斷地位，金融中介機構(gòu)的治理效率有待提高，直接融資體系尚不發(fā)達(dá)，低收入階層和中小企業(yè)由于進(jìn)入門檻高，難以利用金融體系。

城鎮(zhèn)居民可支配收入范文第5篇

城鄉(xiāng)居民旅游消費需求主要是指城鄉(xiāng)居民為了滿足旅游消費需要，并且具有貨幣支付能力的支出，主要分為兩類：一是城鄉(xiāng)居民收入因素，由城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、農(nóng)村居民年純收入及收入類型與結(jié)構(gòu)來衡量；二是非收入因素，如城鄉(xiāng)居民旅游消費需求習(xí)慣、旅游產(chǎn)品價格、旅游消費環(huán)境、旅游消費政策等。收入因素是影響城鄉(xiāng)居民旅游消費需求的主要因素，而收入的水平、收入的類型、結(jié)構(gòu)等對城鄉(xiāng)居民旅游消費需求產(chǎn)生了不同影響[1]。1995-2023年間，城鄉(xiāng)居民人均旅游花費比從1996年的7.58逐步降低到2023年的2.89，而同期城鄉(xiāng)居民收入比在3.00左右徘徊。1995-2023年間，我國城鄉(xiāng)居民收入絕對差異持續(xù)擴大，但在中國城鎮(zhèn)化率持續(xù)上升及鄉(xiāng)村人口數(shù)持續(xù)下降背景下，農(nóng)村居民旅游總花費水平持續(xù)提升，出游總?cè)舜稳员３忠欢ǖ脑鲩L速度。城鄉(xiāng)居民收入變遷及其旅游消費影響機制的分析有助于正確認(rèn)識收入變化對城鎮(zhèn)居民、農(nóng)村居民旅游消費的影響差異及其內(nèi)在機制，這對優(yōu)化調(diào)控城鄉(xiāng)居民旅游消費結(jié)構(gòu)與潛力，及如何提升城鄉(xiāng)居民、尤其是農(nóng)村居民旅游消費水平具有一定價值。

一、數(shù)據(jù)來源與研究方法

（一）數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)主要有城鎮(zhèn)與農(nóng)村居民旅游消費支出、城鎮(zhèn)與農(nóng)村居民收入水平、城鄉(xiāng)居民人口、城鎮(zhèn)與農(nóng)村居民生活消費支出、城鎮(zhèn)與農(nóng)村居民旅游總花費等指標(biāo)，數(shù)據(jù)年限為1995-2023年共16年時

間序列數(shù)據(jù)，這些數(shù)據(jù)來源主要是1996-2023年各年《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》、《中國旅游統(tǒng)計年鑒》、《中國國內(nèi)旅游抽樣調(diào)查資料》（2009年后為《中國旅游抽樣調(diào)查資料》）。

（二）數(shù)據(jù)分析方法與步驟

本文使用EViews6.0統(tǒng)計分析軟件，對時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行分析的方法與步驟如下：

1.對數(shù)據(jù)序列進(jìn)行ADF單位根檢驗。ADF單位根檢驗對于檢查時間序列的平穩(wěn)性非常重要。時間序列只有同階單整才能進(jìn)行OLS估計，如果ADF統(tǒng)計量為負(fù)，且數(shù)值大于0.05顯著水平上的臨界值，則拒絕單位根假設(shè)而表明時間序列是平穩(wěn)的。如果一階差分不包含單位根，它就是一階單整，如果一階差分是非平穩(wěn)的，可以繼續(xù)對二階差分進(jìn)行檢驗[2]。

2.對數(shù)據(jù)序列進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗。小樹長成參天大樹的過程與GDP的增長過程可能存在高度相關(guān)關(guān)系，但兩者未必存在因果關(guān)系。格蘭杰因果檢驗的基本依據(jù)是將來不能預(yù)測過去，如果某變量的變化是由另一變量引起的，則另一變量的變化應(yīng)該發(fā)生在某變量之前[3]。格蘭杰因果檢驗統(tǒng)計量F服從標(biāo)準(zhǔn)的F分布，若檢驗統(tǒng)計量F的值大于F分布的臨界值，則拒絕零假設(shè)。

公式（1）表明yt變動既受ΔXt的影響，又受上一次誤差ecm影響。α為短期調(diào)整系數(shù)，反映了變量在短期波動中偏離它的長期均衡關(guān)系的程度及短期調(diào)整方向，若這一誤差是負(fù)值，說明該變量在本期就應(yīng)該做相應(yīng)的正修正。

二、城鄉(xiāng)居民收入與旅游消費數(shù)據(jù)穩(wěn)定性與因果關(guān)系分析

（一）農(nóng)村居民收入與旅游消費指標(biāo)穩(wěn)定性檢驗與因果關(guān)系分析

根據(jù)AIC最小原則，本文使用EViews分析軟件，對農(nóng)村居民旅游消費及農(nóng)村居民年純收入、工資收入、家庭經(jīng)營收入、財產(chǎn)性與轉(zhuǎn)移性收入等指標(biāo)進(jìn)行ADF單位根檢驗（表1）。由表1觀察以上指標(biāo)均是二階穩(wěn)定性數(shù)據(jù)，農(nóng)村居民人均旅游花費與年純收入、工資收入、家庭經(jīng)營收入、財產(chǎn)性與轉(zhuǎn)移性收入之間存在協(xié)整與長期均衡關(guān)系，可進(jìn)行OLS估計。

（二）城鎮(zhèn)居民旅游花費與收入數(shù)據(jù)穩(wěn)定性檢驗（ADF單位根檢驗）

本文使用EViews分析軟件，根據(jù)AIC最小原則，對城鎮(zhèn)居民旅游花費、年人均純收入、工資收入、家庭經(jīng)營收入、財產(chǎn)性與轉(zhuǎn)移性收入等進(jìn)行ADF單位根穩(wěn)定性檢驗（表2）。由表2觀察以上指標(biāo)均是二階穩(wěn)定性數(shù)據(jù)，城鎮(zhèn)居民人均旅游花費與人均可支配收入、年人均純收入、工資收入、家庭經(jīng)營收入、財產(chǎn)性與轉(zhuǎn)移性收入之間存在協(xié)整與長期均衡關(guān)系，可進(jìn)行OLS估計。

（三）城鄉(xiāng)居民收入與旅游消費分析

1.農(nóng)村居民收入與旅游消費因果關(guān)系分析。本文把農(nóng)村居民旅游消費設(shè)為因變量Y1，農(nóng)村居民年人均純收入等設(shè)為自變量X1，村居民工資性收入X2、農(nóng)村居民家庭經(jīng)營性收入X3、農(nóng)村居民財產(chǎn)性與轉(zhuǎn)移性收入X4。格蘭杰檢驗的基本依據(jù)是將來不能預(yù)測過去，如果Y的變化是由X引起的，則X的變化應(yīng)該發(fā)生在Y之前。

本文使用EViews6.0，通過選擇滯后期2、3、4，對我國農(nóng)村居民旅游消費和農(nóng)村居民年人均純收入、農(nóng)村居民工資性收入、農(nóng)村居民家庭經(jīng)營性收入、農(nóng)村居民財產(chǎn)性與轉(zhuǎn)移性收入進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗，結(jié)果如表3。由表3可見選擇滯后期為2，在0.05顯著水平下，農(nóng)村居民年人均純收入、工資收入、家庭經(jīng)營收入、財產(chǎn)性與轉(zhuǎn)移性收入均為農(nóng)村居民人均旅游花費的格蘭杰原因。

2.城鎮(zhèn)居民收入與旅游消費因果關(guān)系分析。通過使用EViews6.0進(jìn)行運算，本文選擇滯后期2、3、4，對我國城鎮(zhèn)居民旅游消費和城鎮(zhèn)居民可支配收入、工資性收入、家庭經(jīng)營性收入、財產(chǎn)性與轉(zhuǎn)移性收入進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗，結(jié)果如表4。由表4可見選擇滯后期為2，在0.05顯著水平下，城鎮(zhèn)居民可支配收入為城鎮(zhèn)居民人均旅游花費的格蘭杰原因；工資收入、家庭經(jīng)營收入、財產(chǎn)性與轉(zhuǎn)移性收入與城鎮(zhèn)居民人均旅游花費，在0.05顯著水平上，不具有格蘭杰因果關(guān)系。

三、城鄉(xiāng)居民收入與旅游花費水平回歸分析

（一）中國農(nóng)村居民旅游花費與年純收入及類型之間的回歸分析

1.中國農(nóng)村居民人均旅游花費與年純收入回歸分析。據(jù)本文第三部分分析，農(nóng)村居民旅游花費、農(nóng)村居民年人均純收入、工資性收入、家庭經(jīng)營收入、財產(chǎn)性與轉(zhuǎn)移性收入等均是二階單整序列，且農(nóng)村居民人均年純收入是旅游花費的格蘭杰原因，可以借鑒EG檢驗法來檢驗它們之間是否存在長期均衡關(guān)系。本文使用EViews6.0分析軟件得出農(nóng)村居民旅游花費與年純收入之間的回歸方程及表3、表4。

經(jīng)過測算，現(xiàn)進(jìn)一步對估計方程（2）的殘差序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗。根據(jù)AIC最小原則，選擇滯后期1時的單位根檢驗形式，殘差平穩(wěn)性檢驗的ADF統(tǒng)計量（-3.417419）小于0.05顯著水平下的臨界值（-3.098896），說明殘差序列穩(wěn)定，估計方程（2）不存在偽回歸，序列Y1和X1線性關(guān)系顯著。農(nóng)村居民旅游花費與人均年純收入之間存在著長期均衡關(guān)系，1995-2023年間農(nóng)村居民旅游邊際消費傾向為0.0382。農(nóng)村居民年人均純收入的增長促進(jìn)了農(nóng)村居民人均旅游花費的增長，且在其他不變的條件下，農(nóng)村居民人均年純收入每增長100元，可以平均實現(xiàn)3.82元的人均旅游花費增長。姚麗芬等（2023）認(rèn)為旅游消費和居民收入為長期均衡關(guān)系，居民收入每增加1%，可以使旅游消費增加1.144%；農(nóng)村居民旅游消費的長期收入彈性系數(shù)為1.175，短期彈性系數(shù)為-0.924；居民收入對旅游消費促進(jìn)作用明顯[7]。中國農(nóng)村居民經(jīng)濟收入直接影響中國農(nóng)村居民的旅游人均花費和旅游購買力，但對出游率影響不大。農(nóng)村居民人均純收入每增加1000元，人均花費大致增加161元[8]。黃秀娟（2004）認(rèn)為農(nóng)村居民人均純收入（城鎮(zhèn)居民人均可支配收入）2 000元為我國居民旅游消費的一個重要臨界點，超過這一臨界點，居民旅游消費將會以很快的速度增長。但是，從我國當(dāng)前的經(jīng)濟收人來看還有大部分居民，尤其是農(nóng)村居民的人均收人沒有達(dá)到這一臨界點。刁宗廣（2009）認(rèn)為促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟的發(fā)展和農(nóng)村居民收入水平的提高，是提高旅游消費水平的重要因素[8]。中國農(nóng)村居民旅游消費還受到城鎮(zhèn)化率、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化發(fā)展水平、農(nóng)村社會保障水平等因素影響，1995-2023年我國鄉(xiāng)村人口比重持續(xù)下降，人口數(shù)量持續(xù)減少，而同期農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值、第一產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值、政府財政用于農(nóng)業(yè)的支出、農(nóng)村固定資產(chǎn)投資等農(nóng)村、農(nóng)業(yè)社會經(jīng)濟、農(nóng)村居民出游率等指標(biāo)均以較快速度增長，這些因素在一定程度上提升了農(nóng)村居民旅游總?cè)舜巍⒛耆司�旅游消費支出及中國農(nóng)村居民旅游總花費。因此，需要采取加大農(nóng)村財政支持力度、發(fā)展農(nóng)村經(jīng)濟、加大農(nóng)村居民社會保障水平等措施，有效降低農(nóng)村居民負(fù)擔(dān)，提升其收入水平，這樣才能有效提升收入對旅游消費的促進(jìn)作用。

2.農(nóng)村居民旅游消費與年純收入誤差修正分析。根據(jù)協(xié)整方程（1），運用EViews軟件得到農(nóng)村居民旅游花費受年純收入影響的短期波動誤差修正模型為：

估計方程（4）擬合優(yōu)度R2為67%，表明被解釋變量變化的67.0%可以由解釋變量的變化得到解釋，F(xiàn)統(tǒng)計量均滿足顯著水平為5%的統(tǒng)計顯著性檢驗。如果其殘差序列是平穩(wěn)的，則說明其不存在偽回歸現(xiàn)象。根據(jù)AIC最小原則，現(xiàn)進(jìn)一步對估計方程（4）的殘差序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，經(jīng)過測算選擇滯后期1時的單位根檢驗形式，結(jié)果如表3所示（使用EViews6.0分析軟件）。由表3可知殘差平穩(wěn)性檢驗的ADF統(tǒng)計量（-3.866761）小于0.05顯著水平下的臨界值（-3.098896），說明殘差序列是I（0）平穩(wěn)的，可以認(rèn)為農(nóng)村居民旅游消費支出與其家庭經(jīng)營收入、工資性收入、財產(chǎn)與轉(zhuǎn)移性收入之間存在協(xié)整關(guān)系，存在長期均衡關(guān)系，且協(xié)整方程不存在偽回歸，序列Y1和X1、X2、X3線性關(guān)系顯著。

估計方程（4）表明：（1）農(nóng)村居民年人均工資性收入的增長促進(jìn)了農(nóng)村居民人均旅游花費的增長，且在其他不變的條件下，農(nóng)村居民人均工資性收入每增長100元，可以平均實現(xiàn)21.7元的人均旅游花費的增長；（2）農(nóng)村居民年人均家庭經(jīng)營收入的增長促進(jìn)了農(nóng)村居民人均旅游花費增長，且在其他不變的條件下，農(nóng)村居民人均家庭經(jīng)營收入每增長100元，可以平均實現(xiàn)3.0元的人均旅游花費增長；（3）農(nóng)村居民年人均財產(chǎn)性與轉(zhuǎn)移性收入的增長抑制了農(nóng)村居民人均旅游花費的增長，且在其他不變的條件下，該項收入每增長100元，將會抑制56元的人均旅游花費增長。黃秀娟（2004）認(rèn)為我國居民收入對居民的國內(nèi)旅游消費起著決定性作用，居民旅游消費的多少不僅與居民收人的絕對值有關(guān)，還與收人的增長率及城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民收人增長的相對速度有關(guān)。因此，在分析我國居民旅游消費時不僅要考慮居民的總體收人增長情況，還要分析居民的收人增長結(jié)構(gòu)。

（二）中國城鎮(zhèn)居民旅游花費與年可自由支配收入及類型之間的回歸分析

1.中國城鎮(zhèn)居民旅游花費與人均可支配收入回歸分析。本文使用EViews6.0分析軟件得出城鎮(zhèn)居民旅游花費與人均可支配收入之間的回歸方程為：

估計方程（5）的F，t統(tǒng)計量均滿足顯著水平為5%的統(tǒng)計顯著性檢驗，如果其殘差序列是平穩(wěn)的，則說明其不存在偽回歸現(xiàn)象。現(xiàn)進(jìn)一步對估計方程（5）的殘差序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，根據(jù)AIC最小原則，使用EViews6.0分析軟件經(jīng)過分析，選擇滯后期1時的單位根檢驗形式，殘差平穩(wěn)性檢驗的ADF統(tǒng)計量大于0.05顯著水平下的臨界值，小于0.10顯著水平下的臨界值，說明殘差序列是穩(wěn)定的，估計方程（5）不存在偽回歸，序列Y2和X5線性關(guān)系顯著。城鎮(zhèn)居民旅游花費與人均可支配收入之間存在著長期均衡關(guān)系，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的增長促進(jìn)了城鎮(zhèn)居民人均旅游花費的增長，且在其他不變的條件下，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入每增長100元，可以平均實現(xiàn)2.3元的人均旅游花費增長。陳敏（2023）研究表明我國城鎮(zhèn)居民人均可支配收入每增長1元，其中僅有約2.22%部分用于旅游消費，我國城鎮(zhèn)居民的人均旅游消費占人均可支配收入的比重較小，旅游消費市場還有很大的潛力可以開發(fā)，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入對人均旅游消費支出的影響較弱，即在可支配收入較快增長的情況下，個人旅游消費增幅并不是很大[9]。

2.中國城鎮(zhèn)居民旅游消費與可支配收入誤差修正分析。根據(jù)協(xié)整方程（1），運用EViews軟件得到城鎮(zhèn)居民旅游花費受可支配收入影響的短期波動誤差修正模型為：

估計方程（7）的F統(tǒng)計量均滿足顯著水平為5%的統(tǒng)計顯著性檢驗，工資性收入、財產(chǎn)與轉(zhuǎn)移性收入t統(tǒng)計量不滿足顯著水平為5%的統(tǒng)計顯著性檢驗。如果其殘差序列是平穩(wěn)的，則說明其不存在偽回歸現(xiàn)象�，F(xiàn)進(jìn)一步對估計方程（7）的殘差序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，根據(jù)AIC最小原則，經(jīng)過測算，選擇滯后期1時的單位根檢驗形式，結(jié)果如表3顯示，殘差平穩(wěn)性檢驗的ADF統(tǒng)計量（-4.016165）小于0.05和0.01顯著水平下的臨界值（-3.098896，-4.004425），說明殘差序列是I（0）平穩(wěn)的，協(xié)整方程不存在偽回歸，序列Yt和X6、X7、X8線性關(guān)系顯著，城鎮(zhèn)居民人均旅游花費與工資性收入、家庭經(jīng)營收入、財產(chǎn)性與轉(zhuǎn)移性收入之間存在著長期均衡關(guān)系。

估計方程（7）表明：（1）城鎮(zhèn)居民年人均工資性收入的增長促進(jìn)了城鎮(zhèn)居民人均旅游花費的增長，且在其他不變的條件下，城鎮(zhèn)居民人均工資性收入每增長100元，可以平均實現(xiàn)3.21元的人均旅游花費增長；（2）城鎮(zhèn)居民年人均家庭經(jīng)營收入的增長抑制了城鎮(zhèn)居民人均旅游花費的增長，且在其他不變的條件下，城鎮(zhèn)居民人均家庭經(jīng)營收入每增長100元，將會抑制32.79元的人均旅游花費增長；（3）城鎮(zhèn)居民年人均財產(chǎn)性與轉(zhuǎn)移性收入的增長促進(jìn)了農(nóng)村居民人均旅游花費增長，且在其他不變的條件下，城鎮(zhèn)居民人均財產(chǎn)性與轉(zhuǎn)移性收入每增長100元，將會促進(jìn)11.61元人均旅游花費的增長。

四、結(jié)論與討論

第一，收入水平與旅游邊際消費傾向?qū)Τ青l(xiāng)居民旅游花費影響差異明顯。隨著我國城鎮(zhèn)化率提升，雖然我國城鄉(xiāng)人口比逐漸升高，但2001年以來城鄉(xiāng)居民旅游總花費一直在均值2.52左右波動，一方面源于農(nóng)村居民人均旅游花費逐步提升，另一方面也與農(nóng)村居民出游人次增長迅速有關(guān)。本文研究結(jié)論再次證明提升農(nóng)村居民人均年純收入水平，對旅游消費水平提升及我國旅游經(jīng)濟發(fā)展水平具有十分重要的作用。

第二，提升城鎮(zhèn)居民旅游邊際消費傾向與農(nóng)村居民純收入水平，是提升我國城鄉(xiāng)居民旅游總花費的關(guān)鍵。從促進(jìn)我國旅游發(fā)展視角，增加農(nóng)村居民收入對促進(jìn)我國旅游總收入持續(xù)、快速增長具有重要作用。因此，培育城鎮(zhèn)居民旅游消費理念，優(yōu)化旅游消費環(huán)境，促進(jìn)旅游消費水平，提升城鎮(zhèn)居民旅游邊際消費傾向，對促進(jìn)我國旅游業(yè)發(fā)展具有極為重要的作用；對農(nóng)村居民來說，提升農(nóng)村居民收入水平是促進(jìn)農(nóng)村居民旅游發(fā)展的關(guān)鍵要素之一。

第三，城鄉(xiāng)居民旅游消費對收入過度敏感性均過低。本研究表明農(nóng)村居民、城鎮(zhèn)居民旅游消費過度敏感性分別為0.023449、0.013403，城鄉(xiāng)居民旅游消費對收入的過度敏感性系數(shù)均較低。相對于其他生活消費支出，旅游消費屬于精神性非必需品消費，只有收入達(dá)到一定水平后才會考慮旅游等精神消費需求。在我國農(nóng)村居民年純收入不到1 000美元及城鎮(zhèn)居民可支配收入尚未達(dá)到3 000美元前提下，以2023年城鎮(zhèn)居民生活消費結(jié)構(gòu)為例，居住、食品、醫(yī)療保健、交通通訊等花費占到總生活花費支出的87%，文教娛樂花費只占12.1%，且教育花費占到文教娛樂花費的75%，旅游消費水平比較低。城鄉(xiāng)居民旅游消費對收入過度敏感性均過低，這對促進(jìn)城鄉(xiāng)居民旅游等精神消費或發(fā)展、享受型生活消費需求的增長是嚴(yán)重障礙。城鎮(zhèn)居民消費過度敏感性系數(shù)比農(nóng)村居民還要低，這在一定程度上說明我國城鎮(zhèn)居民旅游消費對收入的依賴性，或收入增長對旅游消費增長的促進(jìn)作用很微小。旅游消費在城鎮(zhèn)居民收入得以持續(xù)提升背景下持續(xù)徘徊不前需要多方面思考，尤其是城鎮(zhèn)居民的民生社會保障力度問題，如住房價格過高、教育負(fù)擔(dān)過重、醫(yī)療成本過高、食品價格持續(xù)上揚等對居民收入實際提升的影響。農(nóng)村居民消費變動呈現(xiàn)出對收入變動的過度敏感性；農(nóng)村居民消費表現(xiàn)出了顯著的內(nèi)部習(xí)慣形成，即消費存在著棘輪效應(yīng)，城鎮(zhèn)居民的消費行為對農(nóng)村居民具有示范效應(yīng)[10]。

第四，采取有效措施降低城鄉(xiāng)居民食品、住房、醫(yī)療、教育等生活消費支出，提升城鄉(xiāng)居民旅游消費對收入過度敏感性水平，促進(jìn)旅游消費水平提升。增加農(nóng)村居民收入能有效提高農(nóng)村居民收入對旅游消費的影響力，提升過度敏感性系數(shù)，增加農(nóng)村居民旅游消費額，提高農(nóng)村居民旅游消費水平。對于城鎮(zhèn)居民來說需要在提升居民可支配收入水平的基礎(chǔ)上，有效解決住房、醫(yī)療保健、城鎮(zhèn)公共交通基礎(chǔ)設(shè)施等方面的制度改革，有效減輕城鎮(zhèn)居民生活消費負(fù)擔(dān)，以避免城鎮(zhèn)居民節(jié)省支出以增加儲蓄來應(yīng)付不確定性大額支出，從而影響城鎮(zhèn)居民消費能力。

第五，城鄉(xiāng)居民收入結(jié)構(gòu)對城鄉(xiāng)居民旅游花費影響具有較大差異，其中城鄉(xiāng)居民財產(chǎn)性與轉(zhuǎn)移性收入對城鄉(xiāng)居民旅游消費影響相反。城鄉(xiāng)居民工資性收入的增長對旅游花費的促進(jìn)作用差異較大，農(nóng)村居民工資性收入的增長能顯著促進(jìn)旅游消費的增長（100元增長促進(jìn)21.7元旅游消費），而城鎮(zhèn)居民則影響甚小（100元增長促進(jìn)3.21元旅游消費）。因此，加大農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化及發(fā)展鄉(xiāng)村經(jīng)濟，提升農(nóng)村居民就業(yè)與工資性收入水平對促進(jìn)農(nóng)村居民旅游消費及我國旅游經(jīng)濟發(fā)展具有十分重要的意義。城鄉(xiāng)居民財產(chǎn)性與轉(zhuǎn)移性收入的增長對旅游花費的促進(jìn)作用相反。農(nóng)村居民財產(chǎn)性與轉(zhuǎn)移性收入的增長能顯著抑制旅游消費的增長（100元增長抑制56元旅游消費），而城鎮(zhèn)居民則影響為正向（100元增長促進(jìn)11.61元旅游消費）。中國的城鎮(zhèn)化發(fā)展需要充分重視農(nóng)村居民土地流轉(zhuǎn)及土地征用過程中對土地價值的補償水平提升，使農(nóng)村居民在城鎮(zhèn)化過程中財產(chǎn)性和轉(zhuǎn)移性收入得以有效提升；需要為農(nóng)村居民利用宅基地自建住房能辦理房產(chǎn)證，使農(nóng)居房不僅具有實用價值，也具有價值，而不是利用較多資金興建的住房不具有財產(chǎn)性價值。此外，還需要加大對農(nóng)業(yè)、農(nóng)村、農(nóng)民的財政性轉(zhuǎn)移支付水平，使農(nóng)村居民財產(chǎn)性與轉(zhuǎn)移性收入的增長具有質(zhì)量。只有采取與城鎮(zhèn)居民財產(chǎn)性與轉(zhuǎn)移性收入相等同的措施，才能使農(nóng)村居民財產(chǎn)性與轉(zhuǎn)移性收入的提升對其旅游消費或其他生活消費的正向影響水平。