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城鎮居民收入范文第1篇

摘要：為反映鹽城市城鎮居民家庭收入狀況，為黨委、政府提供改善民生提供科學決策依據。本文結合城鎮住戶調查資料對鹽城城鎮居民收入狀況進行了分析，總結了影響收入增長的幾點因素，提出了增加居民收入的對策建議。

關鍵詞：家庭賬本；城鎮居民收入

隨著收入倍增計劃的深入實施，各項惠民政策的落實到位，2012年我市城鎮居民人均可支配收入繼續保持穩定增長。經省級評估反饋的全市千戶城鎮住戶抽樣調查資料匯總結果表明，全年城鎮居民人均可支配收入首次突破20000萬元，達21941元，比上年增加2527元，名義增長130%，剔除價格上漲影響，實際增長99%。

一、實現年度確保目標，未達五年倍增時序進度。

與確保增長13%、力爭增長14%的年度目標相比，2012年全市城鎮居民人均可支配收入順利實現確保目標，沒有達到力爭目標。與“十二五”居民收入倍增要求的149%年遞增率相比，則低19個百分點。這已是我市連續兩年未能達到時序進度，2011年的增幅為146%，比要求低03個百分點。“十二五”已過去兩年，按進度累計增幅應達32%，而實際只有295%，已欠25個百分點，勢必為未來3年城鎮居民收入的增長帶來巨大壓力。

二、收入水平高于蘇北、低于全省全國，收入增幅低于蘇北、高于全省全國。

省級反饋資料表明，2012年我市城鎮居民人均可支配收入水平在蘇北5市中仍居第1位，在全省13個省轄市中仍居第9位，比省內最高的蘇州市（39079元）低439%，比全省平均水平（29677元）低261%，比全國平均水平（24565元）低107%，比蘇北平均水平（20822元）高54%。

2012年我市城鎮居民人均可支配收入增幅在省內低于宿遷市（135%）、淮安市（132%）、徐州市（131%），在全省和蘇北均列第四位。比全省平均增幅（127%）高03個百分點，比全國平均增幅（126%）高04個百分點，比蘇北平均增幅（131%）低01個百分點。

三、各地收入全面增長，增幅位居全省前列。

各地城鎮居民人均可支配收入水平均登上一個新臺階。省級反饋資料表明，2012年市區城市居民人均可支配收入已達25867元，各縣（市、區）城鎮居民人均可支配收入水平依次為：響水18207元、阜寧18253元、濱海19090元、射陽19373元、建湖21215元、大豐22471元、東臺23867元、鹽都23881元，亭湖26356元。

各地收入全面增長，增幅在全省位居前列。市區城鎮居民人均可支配收入增長132%，各縣（市、區）城鎮居民人均可支配收入增幅依次為：東臺、大豐、亭湖為132%，在全省并列第14位，鹽都、射陽、濱海為131%，在全省并列第19位，響水、阜寧、建湖為130%，在全省并列第27位。

四、四大收入全面提高，工薪收入仍是基礎。

1、工資性收入增長貢獻過半。2012年，全市城鎮居民人均工資性收入13304元，比上年增加1554元，增長132%，對人均總收入增長的貢獻率達544%。占人均總收入的比重仍達566%，比上年微降03個百分點。工資性收入的增長主要得益于企業職工工資的增長，上年年終獎金的提高，以及其他事業單位績效工資改革到位增資、補發等因素。

2、經營凈收入增長穩定。2012年，全市城鎮居民人均經營凈收入4026元，比上年增加417元，增長116%，對總收入的貢獻率為146%。經營凈收入增長較快主要得益于創業環境的改善和相關扶持政策的完善，以及人們就業觀念的轉變。

3、財產性收入增長較快。2012年，全市城鎮居民人均財產性收入603元，比上年增加103元，增長205%，對總收入的貢獻率為36%。財產性收入之所以增長最快，兌現新長鐵路借資利息是重要因素之一。

4、轉移性收入政策性增長因素較多。2012年，全市城鎮居民人均轉移性收入5584元，比上年增加784元，增長163%，對總收入的貢獻率為274%。主要政策性增長因素有以下幾方面：一是國家連續第七次提高企業離退休人員的養老金或離退休金；二是事業單位退休人員績效工資改革兌現及補發因素；三是城鎮居民最低生活保障標準的進一步提高；四是各級黨委、政府及社會各界對困難群體的轉移支付的增加。此外，在外打工人員寄回或帶回的收入增加，居民間的人情交往加碼等在一定程度上也增加了居民人均轉移性收入。

五、影響收入增長的主要因素

2012年，城鎮居民增收因素較多，但不利因素也的影響。

1、經濟形勢嚴峻。當前國際國內宏觀經濟形勢嚴峻，對我市也產生了一定程度的影響，部分企業生產經營困難，效益下滑，影響了企業職工工資的提高。

2、政策尚不到位。由于國際國內宏觀經濟形勢嚴峻，2012年，雖然提高了最低工資標準，但沒有下達企業職工工資增長指導線，造成有些企業對提高職工工資等待觀望不積極。

3、基期水平較高。上年我市市區和部分縣（市）提高了公務員等行政事業單位職工的津補貼，基數較高，在一定程度上也影響了2012年的增幅。

4、社保繳費增加。可支配收入是家庭總收入扣除個人所得稅和社會保障支出之后的收入2012年我市提高了職工公積金的繳費比例，從長期看，可增加城鎮居民的收益，但對當年人均可支配收入卻會產生負面影響。

5、上級評估收緊。前三季度省級反饋的我市城鎮居民人均可支配收入增幅仍達156%，由于宏觀經濟形勢嚴峻，加之江蘇城鎮居民收入增幅全國領先，到年底省級評估急劇收緊，導致我市全年增幅大幅下挫了26個百分點。

六、提高居民收入的幾點建議

1、建立工資增長的長效機制。工資性收入是我市城鎮居民收入的主要來源，也是支撐居民收入增長的主要動力。為保障城鎮居民收入持續穩定增長，應加大改革力度，加快調資步伐，提高薪資標準，縮小與發達地區的差距，運用政策手段，建立增長工資的長效機制，保障居民收入持續較快增長。

2、積極幫扶低收入家庭成員就業。低收入家庭就業率低，負擔重是造成收入低的主要原因。建議加大對低收入家庭成員就業培訓，提高他們的就業能力。財政適當投入資金，購買一些公益崗位，安排低收入家庭成員就業。積極鼓勵自主創業、靈活就業。

3、繼續大力支持個體私營經濟。家庭經營收入歷來是我市城鎮居民收入增長的能動因素，要在資金、稅收等政策上繼續給予優惠待遇。

城鎮居民收入范文第2篇

在發達國家,1968年至1992年,美國的基尼系數上升了3.5個百分點;英國的基尼系數則在1977年至1991年期間上升10個百分點(Atkinson,1997)。在發展中國家中,中國出現了收入不平等上升的類似趨勢。例如,從1984年相對較低的基尼系數25.7(百分比,下同)上升到1992年的37.8。在這短短8年內,上升了12個百分點,并且繼續保持上升勢頭(Li,SquireandZou,1998)。但也有些國家收入分配變化不大,比如印度,四十年間(1951-1992)基尼系數以均值32.6和標準差2.0波動,幾乎保持不變。中國1978年至1994年的GDP實際增長率達到9.86%。一些經濟學家認為,這種經濟增長與收入分配不平等的正相關關系否定了Alesina和Rodrik(1994),Persson和Tabellini(1994)基于國際橫截面數據的、收入增長與不均等之間顯著的負相關關系。增長與不平等呈正相關也與頗有影響的世行報告《東亞的奇跡》(世界銀行,1993)的結論相矛盾,該報告指出,經濟增長與不包括中國在內的8個東亞國家低的且下降的收入不平等相聯系(Li,SquireandZou,1998)。我們知道,收入分配不平等與經濟福利有很大關系。按照Atikinson定理,均值相等的情況下,方差越小,福利越高。即是說,在不考慮收入分配是促進或抑制經濟增長的情況下,不平等程度越高,社會的經濟福利越低。因此,如果經濟增長比較快,但不平等程度并不高甚至出現下降趨勢,經濟福利顯然提高比較快。然而,它們之間究竟是一種什么關系在理論上還有較多爭論。本文主要從實證的角度分析中國轉型期的收入分配不平等與經濟增長的關系,同時力圖發現對經濟增長有貢獻,同時對改善收入分配有正面影響的因素。公平與效率的矛盾并不是絕對的,至少在一定發階段有必要重點協調兩者的關系。

二、實證分析:中國城鎮居民收入分配與經濟增長

1.非經典時間序列分析

為了證實或探尋經濟增長及伴隨經濟增長的各種因素對于收入分配不平等程度的影響,我們借助新近發展起來的、非經典時間序列方法(Engle,R.和C.Granger,1987),充分展示有限變量樣本數據本身所隱藏的巨大信息。在后面我們將會看到,計量結果為我們判明了經濟增長、不平等本身(滯后)和各種復雜的因素對于不平等的影響程度。為了便于與本文后面進一步經驗分析時間段基本一致,同時也為了使樣本時間序列足夠長,我們使用了已有的1978-1995年城鎮基尼數據集(李實等,2000;任才方等,1996。以下基尼系數用Gini表示)。lnXt=α+βt+(ρ-1)lnXt-1+∑Pi=1θilnXt-i+εt(3.1.1)lnXt=α+(ρ-1)lnXt-1+∑Pi=1θilnXt-i+εt(3.1.2)lnXt=(ρ-1)lnXt-1+∑Pi=1θilnXt-i+εt(3.1.3)2lnXt=α+βt+(ρ-1)lnXt-1+∑Pi=1θi2lnXt-i+εt(3.1.4)2lnXt=α+(ρ-1)lnXt-1+∑Pi=1θi2lnXt-i+εt(3.1.5)2lnXt=(ρ-1)lnXt-1+∑Pi=1θi2lnXt-i+εt(3.1.6)lnGinit=C(1)lnGinit+C(2)lnYt+C(3)ecm1+εt(3.1.7)式中,Xt表示歷年基尼或(名義)國內生產總值構成的向量。t為時間趨勢項,ρ=1為單位根假設,εt為白噪聲。取ρ=1,利用(3.1.1)(3.1.2)(3.1.3),利用ADF檢驗(增廣的Dickey-Fuller檢驗),我們發現線性化以后的城鎮基尼系數和國內生產總值都不能拒絕存在單位根(unitroot)假設。但是,當我們利用(3.1.4)(3.1.5)(3.1.6)對差分后時間序列做ADF檢驗時,發現兩者都拒絕存在單位根假設。這表明,lnGinit和lnYt都為一階單整(integration)序列。根據同積(cointegration,又譯協整)理論(Engle.R,andC.Granger,1987),兩者之間存在同積關系。換句話說,這里利用經驗數據的理論結果是LnGinit和lnYt存在長期均衡關系(3.1.8),且顯著性強。方程如下:lnGini=0.2722lnY+0.4398(3.1.8)求出誤差修正序列(ecm):ecml=LnGini-0.2722lnY-0.4398(3.1.9)建立誤差修正模型(ECM):lnGin^it=-0.3832lnGin^it-1+0.3886lnYt+0.6819ecml(3.1.10)在5%水平(滯后項在10%水平),各項檢驗通過。該模型(3.1.10)反映短期關系,包括滯后的基尼、增長和修正因素(比如改革和政策等)。

長期均衡可否改變?在第二部分進一步的實證分析中將看到,由于一些與經濟增長關系密切的重要因素對于基尼有較大影響,這種均衡關系可能會在較長時期內保持。但是,中國正處于轉型期,經濟增長和社會穩定都很重要,并不是所有改革措施都只有利于經濟增長而不利于改善收入分配,至少存在一些對經濟增長無害但抑制基尼短期大幅度上升的因素。為此,我們把注意力放在短期關系上。誤差修正項系數高,說明短期可調整的力度強。誤差修正項正是本模型的優勢所在。一般認為至少應該從三方面因素考察對收入分配的效應(趙人偉、李實,1998):(1)經濟增長或發展;(2)經濟改革或體制變遷;(3)經濟政策及其變化。我們的短期模型通過ΔlnGDP反映(1),ecm1項反映(2)和(3),另外還考慮了自身影響。ECM模型反映,除經濟增長本身對基尼有正向影響以外,收入不平等(增量)有一種自我抑制的機制(逆向機制)。1978-1980:初期,改革和政策傾向于不平等(讓一部分人先富起來)。1981-1986:早期,農村改革效果顯現,展開,沿海開放初步見成效,除個別年份外(1985年),改革和政策傾向于降低收入差距。1987以后:現期,其中1987年至1994年,經濟繼續高速增長,改革和政策傾向于提高收入差距。1995年的數據則表明可以在更高收入水平時實施有利于減緩收入的改革和政策。究竟哪些因素既有利于經濟增長又有利于減緩不平等?或者,有哪些因素對經濟增長無明顯不良影響但有利于公平呢?從ECM來看,這樣的因素應該是存在的。比如說,農村勞動力流動對城鄉差距的縮小的作用是明顯的(趙人偉、李實,1998)。我們的模型設定中采用城鎮基尼系數作為被解釋變量(與后文進一步分析一致),不直接反映農村基尼系數變動,但在勞動力流動的情況下,我們可以在一定程度上把后者看作是前者的一種“外溢”,在李實等使用的1978-1995年城鎮和農村基尼系數數據集中反映了這一點(李實等,2000)。因此,我們將討論的重點放在城鎮。現在我們討論不平等對于經濟增長的影響。由于方法同上,所以不再詳細加以說明。經濟增長受上期增長影響明顯。

城市收入分配差距擴大非常顯著地促進經濟增長。至少可以這么說,受諸多因素影響,中國經濟快速增長,而這些因素往往難以避免地起到擴大收入分配的作用;如果要削弱這些因素地影響,盡管不難抑制分配差距的擴大,但會降低經濟增長率。我們在后文檢驗這樣的因素。從ECM2的結果不難看出,改革開放以來,政策總體傾向于確保經濟增長,并且在1984年到1994年期間呈非常明顯的上升趨勢。然而,計量結果表明,ECM2的回歸系數(0.006979)并不高,種種實際加速刺激經濟增長的短期政策措施對經濟增長的影響并不大。D(GDP1)=0.508455D(GDP(-1))+0.583252D(TOWN1)+0.006979ECM2為了加快經濟增長,1978-1995年的政策傾向于“利用”或“容忍”收入分配不平等產生的激勵和風險效果,不平等于經濟增長呈正相關關系。相比之下,在1984-1994年這十年期間政策傾向于不惜成本或交易費用,采取“粗放”的方式來推動經濟增長,但這種方式的其效果是非常有限的,也難以持久。這在ECM2趨勢圖中有特別明顯的表現。

2.運用PLS技術處理多變量因素對于收入分配的影響

20世紀90年代興盛的一種理論分析方法是PLS(PartialLeast-SquiresRegression)技術,可以消除變量之間的多重相關性。PLS技術最初產生于化學領域,創始人是S.Wold和C.Albano等。在利用分光鏡來預測化學樣本的組成時,作為解釋變量的紅外區反射光譜的波長常有幾百個,往往超過化學樣本的個數;所造成的多重共線性使得人們很難利用傳統的最小二乘回歸方法。通常,人們認為主成分(主分量)方法是最理想的克服多重共線性的方法,在經濟分析中廣泛采用。然而,運用主成分(主分量)方法的應用結果大多不盡人意。主要原因在于,采用主成分分析提取的主成分,由于完全沒有考慮與因變量的關系,雖然能很好地解釋自變量系統中提供的信息,卻往往對因變量缺乏解釋能力。PLS技術則能在很好地概括自變量系統的同時,最好地解釋因變量,并排除系統中的噪聲干擾。PLS技術被稱做第二代回歸分析方法。目前在自然科學領域取得了廣泛應用并獲得非常良好的效果。我們認為,影響收入分配和經濟增長的因數都非常多,運用PLS技術可以充分剖析主要經濟因素對于收入分配不平等和經濟增長各自的影響方向和程度。我們以1978-1985年的基尼系數(Gini)和(名義)GDP分別作為被解釋變量,以X1至X8作為解釋變量,發現兩個多元回歸的普通OLS估計都有比較明顯的多重共線性。為此,我們兩次使用PLS技術,其中基尼系數和GDP值分別作為被解釋變量。首先,以基尼系數作為被解釋變量,X1-X8作為解釋變量。T1-T4求解過程中,需要對X1-X8進行標準化(下同)。計算機模擬顯示,當潛在變量(Latentvariables)的個數取4時,用于度量擬合效果的預殘差平方和(PRESS)的均方根=0.2393達到最小。表4顯示了潛在變量T1-T4時的模型效果。然而,當我們逐步增加潛在變量的個數時,發現取T1-T3或T1-T4都不能做到全部通過t檢驗。

使用t檢驗這樣的處理比王惠文(1999)引入的方法更嚴格,后者只注重使用F檢驗。事實上,當我們取T1-T2時,使用做OLS估計,t檢驗效果非常良好(見表5),且模型效果已經足夠(見表4)。標準化回歸方程:Gini0=0.2679x1--0.1350x2-+0.1626x3--0.1167x4-+0.1513x5-+0.1236x6-+0.2257x7-+0.0962x8-其次,我們以GDP值作為被解釋變量,以X1-X8作為解釋變量。計算機模擬顯示,當潛在變量(Latentvariables)的個數取4時,用于度量擬合效果的預殘差平方和(PRESS)的均方根=0.1261達到最小。表6顯示了潛在變量T1-T4時的模型效果。然而,當我們逐步增加潛在變量的個數時,發現取T1-T2、T1-T3或T1-T4都不能做到全部通過t檢驗。事實上,當我們取T1時,使用做OLS估計,t檢驗效果非常良好(見表7),且模型效果已經足夠(見表6)。我們得到標準化回歸方程:GDP0=0.1254x1-+0.1026x2-+0.1513x3--0.1494x4-+0.1511x5-+0.1537x6-+0.1015x7-+0.1524x8-從兩次PLS技術分析中我們可以清晰地看到,大多數經濟因素都驅使收入分配不平等擴大。主要因為在于這些因素也大都有利于經濟增長,這在以“經濟建設為中心”的背景下有一定必然性。這一結論與前面我們運用非經典時間序列方法是一致的(前面的方法注重階段性),我們不宜僅僅看到收入差距擴大對于“社會福利”的不利影響,還應該充分肯定“蛋糕”變大以后對于“社會福利”的巨大好處。然而,從公共政策的角度,我們應該對于各種因素對于經濟增長和收入分配各自的影響有一個比較具體的認識和了解,因為收入分配不平等持續過快擴大會產生許多社會矛盾。幸運地,我們發現教育(用初中畢業升學率衡量)對于改善收入分配有良好的作用,同時對于經濟增長有顯著促進作用。教育其到“雙贏”效果。換句話說,教育的作用非常直接,對經濟增長和社會福利都產生正面作用。表面上看,財政收支政策與收入分配和經濟增長都分別呈負相關關系。但我們注意到樣本年份的財政收支大都為負值,其絕對值呈逐年擴大的趨勢,這意味著多數情況下的赤字財政政策反而既促進了經濟增長,又擴大了不平等。只要財政赤字不超過占GDP的一定比例,可以認為是比較安全的。未預期到的通貨膨脹(用價格指數反映)推動了經濟增長,但也的確加劇了收入分配不平等。城市化、稅收、國有工資、現金投放和固定資產投資都有助于經濟增長,同時又擴大了收入分配不平等程度。相比之下,城市化率對于經濟增長的促進作用并非最大,但對于收入分配不平等擴大的影響遠比其他因素大;固定資產投資對于經濟增長的促進作用比較大,但對收入分配不平等擴大的作用并不大。

上述測算結果和分析對于政策選擇有何啟迪?我們認為:1、取得“雙贏”效果的因素是存在的,比如中初級教育對于經濟增長和改善收入分配都有直接和明顯的好處。國家和地方政府應當動員更多力量抓教育。2、稅收結構需要優化,實證結果表明稅收雖有利于經濟增長,但稅收結構可能過于有利于富人,在某些方面實行健全的累進稅或調整稅種稅率可望改善收入分配。3、財政收支政策并未起到改善收入分配的作用,亟待改善財政支出結構。4、城市化是城鎮居民收入分配擴大的特別突出的原因。雖然城市化并不是推動經濟增長的最主要原因,但城市化既是現代化的必由之路,也是最終消除城鄉差距的主要途徑,所以我們認為對于城鎮收入分配差距擴大問題也沒有必要過于緊張(這種擴大在一定程度上是良性的),也不宜簡單通過抑制城市化來緩解收入分配不平等。通過建立比較科學的城鎮居民保障制度應該比抑制城市化更有價值。5、應該認識到,降低不平等是非常不容易的,如果社會發展壓力迫使政府和公眾比以前更加看重城鎮收入分配公平,但政府又不愿意犧牲或過多犧牲經濟增長,除教育政策、財稅結構政策等等外,可以考慮更傾向于利用那些對收入分配影響并不大且明顯有利于經濟增長的因素,比如加強“固定資產投資”,這也正好與擴大內需的方針一致。

城鎮居民收入范文第3篇

關鍵詞：城鎮居民 收入差距 實證分析

中圖分類號：F124.7 文獻標識碼：A

文章編號：1004-4914（2015）07-064-03

一、引言

改革開放以來，伴隨著我國經濟發展，城鎮居民收入水平逐年增加。2013年，我國國內生產總值588018.8億元，人均國內生產總值43320元，城鎮居民家庭人均可支配收入為26955.1元，比上年增加9.73%。同時城鎮居民內部收入差距也不斷拉大。1995年，10%最高收入戶收入僅為10%最低收入戶的3.78倍，2012年這個倍數拉大7.59倍，收入差距拉大明顯。

城鎮居民收入差距拉大的原因比較復雜。王培剛、周長城（2005）著力研究失業率、消費結構、產業結構等因素對收入差距的影響。陳斌開、楊依山、許偉（2009）考察性別、教育、經驗和地區等因素對城鎮居民勞動收入差距及其演變的貢獻。李實（2011）指出中國收入分配領域的問題突出表現在城鄉之間的收入差距、壟斷部門和競爭部門之間的收入差距等六方面。

許多學者基于對收入差距研究提出解決思路和政策建議。徐春蘭、黃健元（2009）提出加快經濟發展，規范市場環境，落實“擴中、保低、調高”方針、取締非法收入、加大教育投入、建立健全社會保障制度等抑制收入差距拉大的對策建議。陳釗、萬廣華、陸銘（2010）提出縮小中國城鎮收入差距，亟需打破勞動力市場進入壁壘和產品市場行業壟斷。

綜上所述，許多學者已經意識到城鄉居民之間、城鎮居民之間以及農村居民之間收入差距均有拉大趨勢，但已有研究主要集中于對城鄉居民收入差距的分析，對城鎮居民內部收入差距及其影響因素分析缺乏更深入的研究。針對已有研究不足，本文主要圍繞近年來城鎮居民內部收入差距拉大現象展開研究：基于統計數據、基尼系數分析收入差距現狀，通過回歸分析進一步厘定導致收入差距擴大趨勢的關鍵外部性誘因，并提出針對性的對策建議。

二、我國城鎮居民收入差距現狀分析

（一）收入差距具有階段性變化特征

我國經濟發展迅速，各個階層城鎮居民人均實際年收入逐年增加。據統計資料顯示，10%最低收入戶人均收入增加微弱，自1995年來增幅低于3倍，而10%最高收入戶人均收入卻急劇增加，增幅超過7倍。

洛倫茨曲線是表示社會收入或財產分配不平等程度的曲線，其彎曲程度越大，表明收入分配就越是不平等。由圖1可知：1996年，洛倫茨曲線最接近絕對平均線，意味著城鎮居民收入分配在此時間段相對最為公平。此后至2002年，洛倫茨曲線逐年遠離絕對平均線，而且相互之間的距離越來越大，說明此階段內，城鎮居民收入差距逐漸拉大，財富分配不公日益顯著。2006年，洛倫茨曲線出現向絕對公平線靠攏的逆轉，之后存在明顯交重現象，洛倫茲曲線或部分重合，或在高低收入群體當中時有交叉。

（二）收入差距總體不斷拉大

針對洛倫茨曲線存在不同程度的交叉現象，這里引入基尼系數進一步分析（見圖2）。基尼系數用于定量測定收入分配差異程度，是綜合考察居民內部收入分配差異狀況的一個重要分析指標，衡量在全部居民收入中，用于進行不平均分配的那部分收入占總收入的百分比。

從圖2可以看出：總體上，我國城鎮居民基尼系數呈拉大趨勢，2001年基尼系數變動幅度較大，城鎮居民收入差距大幅度拉開。2001年我國加入世界貿易組織后，基尼系數大幅度增高。2006年基尼系數首次出現回落，基尼系數回落現象持續到2007年，2008年金融危機爆發的時候，基尼系數出現短暫的反彈。之后，在國家出臺一系列政策的調控下基尼系數逐步實現回落。2012年基尼系數達到近年來最低點。

三、基于回歸分析的收入差距拉大的因素分析

（一）回歸分析

城鎮居民收入可以分為工資性收入、財產性收入、轉移性收入、經營性收入。由于收入的構成十分復雜，影響城鎮居民收入差距變動的因素也往往具有多元化特征，通常情況下，分析很難涵蓋所有可能的影響因素。本文在選取可能影響因素的基礎上，通過構建計量經濟模型對影響收入差距變動關鍵因素進行探討。

1.被解釋變量的選取。本文采用基尼系數（Gini）作為收入差距的測量指標，具體由1996-2013年《中國統計年鑒》中分等級的城鎮居民收入測算得到。

2.解釋變量的選取。收入差距的擴大與經濟發展情況密切相關，但受限于現有對經濟統計核算存在口徑差異，本文以人均國內生產總值（AGDP）作為經濟發展情況的替代變量。此外，借鑒已有研究成果，基于現階段發展實際，選取城鎮居民消費價格指數（CPI）、城鎮居民恩格爾系數（Engel）、第一產業增加值占 GDP比重（IndFirst）、第二產業增加值占GDP比重（IndSec）、第三產業增加值占GDP比重（IndThird）、城市登記失業率（UUR）、城鎮職工年平均工資（Income）、社會保障支出占財政支出比重（Cost）等變量作為解釋變量納入模型。利用1995-2012年上述變量的時間序列數據，建立多元回歸模型分析影響城鎮居民收入差距的因素，模型如下：

Gini=β0+β1AGDP+β2CPI+β3Engel+β4IndFirst+β5IndSec+

β6IndThird+β7UUR+β8Income+β9Cost+μ

通過OLS法估計，可得到回歸估計結果（見表1）。從數據中可以看出：城鎮居民恩格爾系數、第一產業增加量占GDP比重、第二產業增加量占GDP比重、城市登記失業率、社會保障支出占財政支出比重這幾個變量與反映收入差距的基尼系數正相關；人均國內生產總值、城鎮居民消費價格指數、第三產業增加量占GDP比重與反映收入差距的基尼系數負相關。模型修正決定系數R2為0.979，F值通過1%顯著水平的聯合檢驗，說明模型解釋效果總體上是顯著的。但大多數解釋變量的回歸系數的t值偏低，說明模型存在非常嚴重的多重共線性問題。故采用逐步回歸法進行處理，得到篩選模型（見表1）。但篩選模型中Income解釋變量更不顯著。進一步去除該解釋變量，得到優選模型，如下：

Gini=β、0+β、1IndSec+β、2UUR+β、3Cost+μ、

表1中優選模型估計結果顯示，IndSec解釋變量t值為2.298，通過5%的顯著性水平檢驗；UUR和Cost解釋變量的t值分別為10.534、3.708，通過1%的顯著性水平檢驗。三大變量均與反映收入差距的基尼系數正相關。其修正決定系數R2為0.976，優選模型F值為234.512，為基本模型F值的2.66倍，提高顯著，證明優選結果有效。由此可知，第二產業增加值占 GDP比重、城市登記失業率、社會保障支出占財政支出比重為城鎮居民收入差距的主要影響因素。

（二）導致收入差距拉大的因素分析

根據優選模型結果，城市登記失業率、第二產業增加值占GDP比重、社會保障支出占財政支出比重三個解釋變量是影響城鎮居民收入差距的主要因素。這里對其展開分析：

第一，在優選模型中，第二產業增加值占GDP比重的回歸系數為2.312×10-3，即第二產業增加值占GDP比重每增加一個單位，基尼系數約增加0.002。2013年，上海市第三產業平均工資為71385元，第二產業52271元，第一產業35230元，僅為第三產業的0.49倍，可見不同產業的工資待遇差別明顯。產業結構合理與否是經濟能否健康發展的重要影響因素，只有經濟健康發展才能使收入分配合理，所以產業結構合理是縮小居民收入差距的重要前提條件。通過產業結構調整，調節供需達到新的平衡，使得收入在不同產業中的分配趨于相對公平。

第二，城鎮居民失業率的回歸系數為8.084×10-2，即城鎮居民失業率每增加一個單位基尼系數約增加0.081。當市場經濟下行，勞動力供給大于需求，往往對技術和工作經驗相對薄弱的中低收入者造成較大沖擊，而對技術和工作經驗豐富的高收入者較小。勞動者失去工作后，收入水平會大幅降低，加深收入差距。所以失業率是居民收入差距的一個“預警器”，失業率上升，使得貧富差距程度加深，中等收入階層的人口比例減少、低收入階層的人口比例增大。可見城鎮居民失業率對基尼系數的影響不容小覷，對調節城鎮居民之間的收入差距也起到十分關鍵的作用，所以要抑制城鎮居民收入差距拉大，就需保障就業，促進就業。

第三，社會保障支出占財政支出比重的回歸系數為4.754×10-3，即每增加一個單位，基尼系數約增加0.005。社會保障制度作為財政轉移支付的重要手段，其目標是實現社會公平，縮小貧富差距，減少社會不安定因素，為經濟發展創造良好的環境。但是，社會保障支出占財政支出比重與基尼系數成正相關，即社會保障支出增加會加重城鎮居民收入差距。以養老保險為例，多繳多得，使得有繳費能力的高收入群體退休后得到的財政轉移性支出高于繳費能力受限的低收入群體。由此可知，社會保障制度在權衡公平和效率時，沒有能解決收入差距的問題，使得社會保障的再分配職能沒有得到充分體現，也使得城鎮居民的收入差距加深。

進一步將優選模型的系數標準化，得第二產業增加值占GDP比重的標準化系數為0.098、城市登記失業率的標準化系數為0.752、社會保障支出占財政支出比重標準化系數為0.264。可見城鎮登記失業率的影響最為明顯，社保支出其次，最后是產業結構。

四、結論與討論

本文利用1996-2013年城鎮居民收入的時間序列數據，主要通過基尼系數來分析城鎮居民收入差距拉大的影響因素。研究結果表明，產業結構、失業率、社會保障支出占財政支出比重是影響我國城鎮居民收入差距的主要因素，從其標準化系數上來看失業率的影響程度最為顯著。由此主要從優化產業結構比，控制失業率，調整社會保障支出三個方面提出調整我國城鎮居民收入的建議：

第一，調整產業結構。推進第二產業改革，大力發展第三產業。技術進步是產業結構調整的重要推動力，借鑒德國的“工業 4.0”對我國第二產業改革，依托于信息技術、互聯網技術以及物聯網技術等促進制造業智能化發展，并把這種技術升級與創新成果向實際生產力進行轉化，合理有效地提高生產率。同時，在經濟新常態下，優化產業結構必須快速發展第三產業。一方面需加快城市化進程，促進第三產業升級；另一方面不僅要推動第三產業內部結構優化，還要提升經濟發展質量。著眼于優化產業結構，促進產業結構升級，有利于縮小城鎮居民的收入差距。

第二，拓寬就業渠道，加強失業預防，促進（下轉第68頁）（上接第65頁）失業人員再就業。勞動就業是人們獲得收入最基本的途徑，縮小收入就要控制失業率。首先要繼續大力扶持小微企業的發展，在資金、技術、政策等方面給予優惠措施，創造更多的就業機會。重視失業人員的再就業問題，制定失業人員再就業政策。加強對失業者的職業技能培訓，有可能提供更多的免費就業培訓。加強對就業政策的宣傳力度，保證政策的有效實施，確保失業者能夠了解、掌握并有效利用國家的優惠政策，以促進就業。

第三，調整社會保障支出。我國社會保障支出水平是低于世界整體水平的：2012年我國社會保障和就業支出12585.52億元，占國家財政支出的9.993%，這是遠遠低于發達國家的20%到50%的比例。縮小城鎮居民收入差距不僅需要提高我國的社會保障水平，而且還要注重社會保障的公平與效率問題。一方面，加大財政支出對社會保障的投入力度，提高社會保障支出占財政支出比重。另一方面，調整財政社會保障支出結構，對資源進行合理分配，關注弱勢群體，確保我國社會保障的質量。同時也要重視社會救濟、城鎮居民的最低生活保障，以此平衡初次分配的差距。逐步完善我國的社會保障體系，建立公開透明的社保基金管理機制。

本文存在諸多不完善之處：一方面，在解釋各變量對城鎮居民收入差距的影響機理方面，有待進一步的完善；另一方面，由于影響收入差距的因素是多方面的，而實證研究中納入考慮的影響變量是有限的，逐漸建全和完善居民收入差距的理論和研究體系需要更深入研究。

參考文獻：

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[2] 陳斌開，楊依山，許偉.中國城鎮居民勞動收入差距演變及其原因：1990-2005[J].經濟研究，2009（12）

[3] 李實.中國收入分配中的幾個主要問題[J].探索與爭鳴，2011（4）

[4] 徐春蘭，黃健元.城鎮居民收入差距擴大的現狀、原因及抑制對策[J].西北人口，2009（1）

城鎮居民收入范文第4篇

【關鍵詞】城鎮居民；收入差距；測定方法；政策建議

一、居民收入差距的測定方法及評價

在當前的研究中，測定不同類型的分配主體的收入分配關系，判定其收入均等化程度有多種度量方法，文章主要對以下幾種形式方法進行總結評價：

（一）基尼系數

三、政策建議

結合影響我國居民收入差距擴大的原因和以上對城鎮居民收入差距的結果分析，做出以給出以下的政策建議：第一，大力的發展社會生產力。只有以發達的社會生產力為基礎，一個社會才具備相應的社會資源，才能為社會的共同富裕和分配公平提供必要的途徑。第二，規范收入行為，打擊遏制非法收入。第三，深化體制與制度改革。政府部門要掃除城鄉壁壘，消除勞力流動障礙，取消對壟斷行業的保護政策，掃除行業壟斷，引入競爭。第四，強化政府財政調控能力，深化稅收體制改革，改善政府轉移支付制度，加強政府在東西部地區之間、城鄉之間、不同收入群體之間的轉移支付調控力度。

參考文獻：

[1]林宏，陳廣漢.居民收入差距的測定方法和指標[J].市場與人口分析，2004（4）.

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[6]Thomas　S1　Stoker，1986，S　imple　Tests　of　Dist　ributional　Ef　f　ects　on　Macroeconomic　Equations　J，Journal　of　Political　Economy，Vol194，No14：763-7951.

作者簡介：

張虎成（1977—），男，陜西扶風人，學士，研究方向：醫療統計及理論研究。

城鎮居民收入范文第5篇

關鍵詞 收入差距 平均消費傾向 eviews

中圖分類號：F014 文獻標識碼：A

一、我國城鎮居民收入現狀

近幾年來，說起收入差距，人們關注的視線過多地放在了城鄉之間居民收入差距上。然而，殊不知，隨著城鄉一體化的發展，社會競爭的日益激烈，城鎮就業形勢越來越嚴峻，下崗、失業人員又在不斷增加，再加上大批涌入城市謀生的農民工，這一切都使得城市的失業人員不斷增加、低收入和依靠失業保障金生活的人越來越多。久而久之，城鎮中逐漸出現了一個相對貧困的群體，使城鎮居民之間的收入差距逐年擴大，遠遠超過了城鄉之間居民的收入差距。

（一）城鎮居民收入差距總體拉大。

我國城鎮居民收入差距逐年拉大，并且有繼續擴大的趨勢，雖然低收入組收入也在不斷增加，但相比高收入而言，其增加速度依舊過慢。我國2009年的基尼系數一度達到了0.5，超過了警戒線0.4，但一些專家仍認為這有可能低估了我國的實際收入差距水平。原因之一便是：低收入群體的收入往往被高估，而高收入群體的收入往往被高估。如不能及時正確地對待這一問題，就可能產生收入分配的“馬太效應”，使富者愈富，貧者愈貧，收入差距不斷擴大。進而可能出現“失望階層”，使他們走上懶惰、犯罪的下坡路。

（二）不同行業間個人收入差距呈上漲趨勢。

20世紀90年代以來，我國各行各業的收入水平都有顯著提高，但是各個行業收入的漲幅并不一樣，導致各行業收入差距進一步加大。收入的分配更傾向于科學技術含量高的行業，腦力工作者的收入正在迅速提高，相反，體力勞動者、充分競爭行業工作者的收入在相對下降。另一方面，得到國家支持的部分行業因壟斷經營地位而獲得高額利潤。

（三）不同階層收入差距繼續拉大。

我國目前正處于經濟調整時期，競爭的加劇，導致企業破產的情況不斷增加，08年的金融危機更是雪上加霜，導致很多工人下崗、失業，越來越多人的生活水平處于貧困線以下，進而使得低收入階層不斷擴大；而高收入群體由于其特殊地位，抵抗風險的能力較強。據國家統計局2000年對中國4萬個城鎮居民家庭收入情況的調查顯示，20%的高收入者擁有相當于42.5%的財富。

二、收入差距產生的原因

收入差距這一現象不僅局限于現代，古來有之。其產生的原因有很多，但人們普遍認同的有以下幾方面：

（一）價格結構與壟斷經營。

價格結構是指在商品交換中，各種價格形成的互相聯系。由于各種不同的原因導致在同一時間，同一地點，質量相差無幾的產品價格卻有相當大的差異，這些差異反應在工人身上便是收入的不同。另外，由于我國所實行的是商品經濟制度，不可避免的會有壟斷行業的產生，得到國家支持的部分行業因壟斷經營地位而獲得高額利潤，如郵電通信、金融保險、石油供應等行業。由于其壟斷地位，這些行業職工收入與其他行業相比長期處于較高水平。

（二）行業、歷史、資源及發展階段的影響。

行業差距的擴大和經濟政策的差異是構成收入分配所有制差距擴大的主要原因。一般來說，國有企業和集體企業職工平均工資差距倒不是很大，2001年的平均工資差距為1.63：1，但其仍然有拉大的趨勢；而非公有制企業職工收入較公有制企業職工收入多些，其中也包括諸多因素，比如公有制企業職工早已習慣吃“大鍋飯”，而非公有制企業卻要自負盈虧，在這種動力的鞭笞下，非公有制企業員工的收入必然比公有制企業職工收入多些。

在另一方面，多數國有企業以及機關、事業單位由于具有完善的工資增長體系，其工資收入也較其他行業多些。眾多因素對集體企業和國有企業職工收入的影響，在我國個人收入分配差距總體擴大的情況下，也將促使收入分配所有制差距呈擴大趨勢。

（三）經濟體制帶來的影響。

自我國由計劃經濟向商品經濟轉型之日起，隨著社會主義市場體系不斷完善發展，行業間的競爭就愈演愈烈，具體表現為不同勞動者或生產要素所有者之間的收入差別。一方面，由于內部人控制、壟斷、腐敗等方面，引起收入差距。官居要位者，收入越來越高，普通職員望塵莫及；另一方面，在經濟體制轉軌期間，由于不同單位、地區的市場化程度有差異，政府的關注與扶持力度不同，因此在不同地區、不同部門之間出現收入差距這一現象是不可避免的。

（四）社會保障乏力、教育機會不均等因素帶來的影響。