城镇居民家庭人均支配收入与消费支出分析
居民人均可支配收入及消费支出
居民人均可支配收入及消费支出注：2012年四季度，国家统计局实施城乡一体化住户调查改革，统一了城乡居民收入名称、分类和统计标准。
2015年起，上海发布新口径全市居民人均可支配收入以及分城乡常住居民人均可支配收入。
一、统计范围上海住户调查对象为本市常住户，既包括城镇住户，也包括农村住户；既包括以家庭形式居住的户，也包括以集体形式居住的户；既包括户口在本市的住户，也包括外地来沪的住户；与户口性质和户口登记地无关。
按国家统计局《住户收支与生活状况调查方案》，采用分层、多阶段随机抽样方法抽选一定规模的本市居民家庭进行调查，调查样本分布于全市16个区。
二、采集渠道住户调查采用日记账和问卷调查相结合的方式采集基础数据。
其中，居民现金收入与支出、实物收入与支出等内容主要使用记账方式采集。
住户成员及劳动力从业情况、住房和耐用消费品拥有情况、家庭经营和生产投资情况、社区基本情况及其他民生状况等资料使用问卷调查方式采集。
调查基础数据包括样本信息、调查户记账数据和问卷调查数据。
由调查员对记账数据进行编码，采用国家统计局编制下发的数据处理程序录入调查基础数据。
部分数据已使用基于网络的数据采集平台，包括调查户网上记账、单机记账和调查员手持电子终端采集数据。
三、指标解释1、可支配收入指调查户在调查期内获得的、可用于最终消费支出和储蓄的总和，即调查户可以用来自由支配的收入。
可支配收入既包括现金，也包括实物收入。
2、消费支出指调查户用于满足家庭日常生活消费需要的全部支出，包括用于消费品的支出和用于服务性消费的支出。
四、数据说明1、关于“人均”概念。
住户调查中居民家庭收入和支出数据均为人均数，即全部被调查家庭的收入或支出总和除以相应的人口数（既包括有收入的人，也包括无收入的人）所得到的平均值。
2、抽样调查存在一定的抽样误差，请谨慎使用。
2021年中国居民收入及消费支出分析
2021年中国居民收入及消费支出分析一、定义居民收入是指一个国家物质生产部门的劳动者在一定时期内创造的价值总和。
人均国民收入这一指标能大体反映一国的经济发展水平。
居民消费支出是指城乡居民个人和家庭用于生活消费以及集体用于个人消费的全部支出。
二、人均收支现状2021年上半年中国居民人均可支配收入17642元，比2019年上半年增长15.4%，两年平均增长7.4%，扣除价格因素，两年平均实际增长5.2%，略低于同期经济增速，居民收入增长与经济增长基本同步。
《2021-2027年中国新消费行业市场现状调研及市场需求潜力报告》数据显示：2021年上半年中国居民人均消费支出11471元，比2019年上半年增长11.0%，两年平均增长5.4%，扣除价格因素，两年平均实际增长3.2%。
1、居民收入2021年中国城镇居民人均可支配收入24125元，增长11.4%，扣除价格因素，实际增长10.7%；农村居民人均可支配收入9248元，增长14.6%，扣除价格因素，实际增长14.1%。
2021年上半年中国居民人均工资性收入10104元，占可支配收入的比重为57.3%；人均经营净收入2752元，占可支配收入的比重为15.6%；人均财产净收入1582元，占可支配收入的比重为9.0%；人均转移净收入3204元，占可支配收入的比重为18.2%。
2、居民消费支出2021年上半年中国城镇居民人均消费支出14566元，增长16.7%；农村居民人均消费支出7464元，增长20.2%。
2021年上半年中国居民人均食品烟酒消费支出3536元，占人均消费支出的比重为30.8%；人均衣着消费支出742元，占人均消费支出的比重为6.5%；人均居住消费支出2649元，占人均消费支出的比重为23.1%；人均生活用品及服务消费支出669元，占人均消费支出的比重为5.8%；人均交通通信消费支出1455元，占人均消费支出的比重为12.7%；人均教育文化娱乐消费支出1119元，占人均消费支出的比重为9.8%；人均医疗保健消费支出1015元，占人均消费支出的比重为8.8%；人均其他用品及服务消费支出286元，占人均消费支出的比重为2.5%。
研究城镇居民可支配收入与人均消费性支出的关系(计量经济学模型)
研究城镇居民可支配收入与人均消费性支出的关系一、研究的目的本案例分析根据1985年～2014 年城镇居民人均可支配收入和人均消费性支出的基本数据,应用一元线性回归分析的方法研究了城镇居民人均可支配收入和人均消费性支出之间数量关系的基本规律，并在预测2016年人均消费性支出的发展趋势。
从理论上说，居民人均消费性支出应随着人均可支配收入的增长而提高。
随着消费更新换代的节奏加快,消费日益多样化,从追求物质消费向追求精神消费和服务消费转变。
因此,政府在制定当前的宏观经济政策时,考虑通过增加居民收入来鼓励消费,以保持经济的稳定增长。
二、模型设定表1 1985—2014年城镇人均可支配收入和人均消费性支出为分析1985—2014年城镇人均可支配收入（X）和人均消费性支出(Y)的关系，作下图所示的散点图。
图1 城镇人均可支配收入和人均消费性支出的散点图从散点图可以看出城镇人均可支配收入（X）和人均消费性支出(Y)大体呈现为线性关系，为分析中国城镇人均消费性支出随城镇人均可支配收入变动的数量规律性，可以建立如下简单线性回归模型：Y=β+βX+ui12i三、估计参数一．T检验Eviews的回归结果如下表所示：表2 回归结果① 参数估计和检验的结果写为：^184.59590.780645i i Y X =+（41.10880）（0.004281） t =(4.490423) (182.3403)2R =0.999159 2R （修正值）=0.999129 F =33247.99 n=30② 回归系数的区间估计[α=5% 2t α(n-2)=2.048 ]^^2222222ˆˆˆˆ[()()]1P t SE t SE ααβββββα-≤≤+=- =P （0.780645—2.048*0.004281 2β≤≤0.780645+2.048*0.004281）=P （0.7719 2β≤≤0.7894）=95%二异方差检验三序列相关性检验四、模型检验1、 经济意义检验所估计的参数β1= 184.5959，β2=0.780645，说明城镇人均可支配收入每增加一元，可导致人均消费性支出提高0.780645元。
中国城镇居民人均可支配收入与平均每人全年消费性支出
中国城镇居民人均可支配收入与平均每人全年消费性支出中国城镇居民人均可支配收入与平均每人全年消费性支出的分析——基于平稳性检验和协整检验李丹吴伊刘覃莹国贸5104班摘要:为了考察1994-2010年中国城镇居民人均可支配收入与平均每人全年消费性支出的关系，运用统计检验、协整检验等检验分析方法采用Eviews6.0软件分析了1994-2010中国城镇居民人均可支配收入与平均每人全年消费性支出，结果表明中国城镇居民平均每人全年消费性支出变化的99.8764%可由人均可支配收入的变化来解释。
从斜率项的t检验值看，大于5%显著水平下自由度为n-2=13的临界值(13)=2.160，且该斜率值满足t0.0250<0.666754<1,符合经济理论中边际消费倾向在0与1之间的绝对收入假说，表明2010年，中国城镇居民人均可支配收入每增加1元，平均每人全年消费性支出增加0.666754元。
关键词中国城镇居民人均可支配收入平均每人全年消费性支出分析统计检验协整检验一、引言二、时间序列数据的来源表一收集了1994-2010年中国城镇居民人均可支配收入与平均每人全年消费性支出时间序列数据，其中Y代表人均可支配收入，X代表消费支出。
下面给出Eviews 进行相关分析。
1994-2010年中国城镇居民人均可支配收入与平均每人全年消费性支出的数据(来源:数据来源于1993年至2010年中国统计年鉴) 如下所示:表一年份人均可支配收入Y 平均每人全年消费性支出X 1994 3496.2 3125.32 1995 4293 3537.56 1996 4838.9 3919.46 1997 5160.3 4158.62 1998 5425.1 4331.61 1999 5854 4998 2000 6280 5090.1 2001 6859.6 5308.99 2002 7702.8 5834.31 2003 8472.2 6510.94 2004 9421.6 7182.1 2005 10493 7942.88 2006 11759.5 8696.55 2007 13785.8 9994.47 2008 15780.8 11242.85 2009 17174.7 12264.55 2010 19109.4 13471.45 三、建立模型设定的线性回归模型为:Y=+X+ ,,,01下表给出了采用Eviews软件对表一数据进行回归分析的结果。
城镇居民可支配收入——消费性支出关系协整分析
借助 误差修正模型检验 ， 是因为误 差修 正模 型能够消除传统消 表 ２ 我国人均ｉ支配收入与人均消费性支出的格兰杰 因果检验 ｒ
费存在 的“ 虚假回归” 问题。
二 、 证 分 析 实
ｌ 零假设
△Ｌ ＤＩ ＮＰ 和△Ｌ Ｐ Ｎ ＤＥ
滞后期 Ｆ统计量 伴随概率 检验 结果
２ １ ３７ ． ８ ２ ０２ ３ ．２ ｌ ０３ ４ ．１６ Ｏ８ ２ ．Ｏ ４ 接受 接受
断提 高 ， 民收 入 持续 稳 定增 长 ， 费水 平 不 断 提 高 。 济 学 消 Ｌ ＤＩＬ Ｐ Ｅ表示 自然对数的人均可支配收入和人均消费性 居 消 经 ＮＰ 、 Ｎ Ｃ
费理论认 为， 收入是决 定消费的最基本 的因素之 一 ， 收入增长 支 出， 并对其将进行 严格 的协 整检 验其相应 的一Hale Waihona Puke 差 分序 列记 政经视点
城镇 居 民可 支配收入 消费性 支 出关 系协 整 分析
苗 伟
保定 ０ １０ ） ７００ （ 河北大学经济学院 ， 河北 【 摘
要】 随着经济危机 的深入 ， 国出口导向型发展模 式受到极 大的冲击 ， 我 急需通过拉 动我 国居 民消费需求来维持经济 的平
稳发展。本文利用 中国城镇居 民 １８ ￣２ ０ 年 的数据 ， ９５ ０ ８ 运用协整和误差修正模 型对城镇居 民的人均 收入和 消费之 间的关系进行
表 １ 我国人均可支配收入与人均消费性支 出的单位根检验结果
变 量 Ａ ＤＦ 统 ｌ 临 界 ％ 临 界 １％ 临 界 结 论 ％ ５ ０ 计 量
ＰＩ Ｄ Ｌ Ｄ ＮＰ Ｉ
△Ｌ Ｐ Ｅ和 △Ｌ ＤＩ ２ ＮＣ ＮＰ
值
值
值
家庭消费支出状况调查分析.ppt
调查方法
全国及分城乡居民收支数据来源于国家统计局组织实施的住户收支与生活状况 调查，按季度发布。 国家统计局采用分层、多阶段、与人口规模大小成比例的概率抽样方法，在全 国31个省（区、市）的1800个县（市、区）随机抽选16万个居民家庭作为调 查户。 国家统计局派驻各地的直属调查队按照统一的制度方法，组织调查户记账采集 居民收入、支出、家庭经营和生产投资状况等数据；同时按照统一的调查问卷， 收集住户成员及劳动力从业情况、住房与耐用消费品拥有情况、居民基本社会 公共服务享有情况等其他调查内容。数据采集完成后，市县级调查队使用统一 的方法和数据处理程序，对原始调查资料进行编码、审核、录入，然后将分户 基础数据直接传输至国家统计局进行统一汇总计算。
其他说明
部分数据因四舍五入的原因，存在总计与分项合计不等的情 况。
谢谢
居民收入情况
按收入来源分，上半年，全国居民人均工资性收入10576元， 增长4.7%，占可支配收入的比重为57.3%；人均经营净收 入2841元，增长3.2%，占可支配收入的比重为15.4%；人 均财产净收入1665元，增长5.2%，占可支配收入的比重为 9.0%；人均转移净收入3382元，增长5.6%，占可支配收 入的比重为1支出情况
上半年，全国居民人均消费支出11756元，比上年同期名义增长2.5%，扣除价格因 素影响，实际增长0.8%。分城乡看，城镇居民人均消费支出14677元，增长0.8%， 扣除价格因素，实际下降0.9%；农村居民人均消费支出7881元，增长5.6%，扣除 价格因素，实际增长4.0%。 上半年，全国居民人均食品烟酒消费支出3685元，增长4.2%，占人均消费支出的比 重为31.3%；人均衣着消费支出725元，下降2.3%，占人均消费支出的比重为6.2%； 人均居住消费支出2807元，增长6.0%，占人均消费支出的比重为23.9%；人均生活 用品及服务消费支出670元，增长0.1%，占人均消费支出的比重为5.7%；人均交通 通信消费支出1493元，增长2.6%，占人均消费支出的比重为12.7%；人均教育文化 娱乐消费支出1037元，下降7.4%，
改革开放以来我国城镇居民的收入与消费结构
改革开放以来我国城镇居民的收入与消费结构一、改革开放以来我国城镇居民的收入结构变化分析二、改革开放以来我国城镇居民的消费结构变化分析三、我国城镇居民收入与消费结构的对比分析四、我国城镇居民收入差距与消费差距的矛盾分析五、我国城镇居民的收入与消费未来的发展趋势分析随着中国经济改革的加速和城市化进程的不断推进，我国城镇居民的收入与消费结构也发生了深刻的变化。
本文将从以上五个方面进行详细分析和讨论。
一、改革开放以来我国城镇居民的收入结构变化分析改革开放以来，我国城镇居民的收入结构发生了较为明显的变化。
随着各行各业的蓬勃发展，居民的收入渠道也越来越多元化。
从2010年至2019年，我国城镇居民人均可支配收入从22816元增长到40621元，年均增长率为7.5%。
其中，工资性收入始终占据主导地位，但其比重逐渐减少，房地产租金收入和股权投资收入等非工资性收入占比逐渐提高，这也标志着我国城镇居民的收入结构不断优化。
二、改革开放以来我国城镇居民的消费结构变化分析消费结构的变化与收入结构变化紧密相联。
改革开放以来，我国城镇居民的消费意识不断提高，消费水平也逐渐提高，消费结构也呈现出多样化的发展趋势。
值得注意的是，城镇居民的食品支出和住房支出两个方面始终占据着消费支出的主要份额。
同时，文化娱乐、旅游、教育支出等在总消费支出中的比重逐年提高，这标志着我国城镇居民消费结构从以生活必需品为主转变为多元化和高品质消费。
三、我国城镇居民收入与消费结构的对比分析通过对我国城镇居民的收入与消费结构分析可以发现，目前我国城镇居民的收入与消费结构呈现出一定的矛盾。
从收入结构来看，居民收入来源相对单一，大多数仍然依靠工资性收入；从消费结构角度来看，消费品质不断提高并多样化，尤其是高端、质量优良的消费品消费逐年增长。
可以预见，收入与消费结构之间的不平衡状况可能会增加未来社会矛盾和不稳定因素。
四、我国城镇居民收入差距与消费差距的矛盾分析城镇居民的收入差距和消费差距也存在一定的矛盾。
城镇居民可支配收入与消费支出关系协整分析
进行 Ａ 检验 时，首先检验第三个模 ＤＦ
型 ，然 后 检 验 第 二 个 模 型 ，最 后 检 验 第 一 个 模 型 。 当三 个 模 型 检验 的 结 果 均 不 能 拒 绝 原 假 设 时 ，则 认 为该 时 间 序 列 是 非 平 稳 的 。若 其 中一 个 模 型 拒 绝 原假 设 ，则 认 为 该 时 间 序 列 是 平 稳 的
提 高 ．就 消 费确地 指 出 了可 支配 性收 入 和 消 费性支 出之问 的关系 。 《山东省城 镇居 民可 支配 收 入 与 消 费 支 出 的实 证 研 究 》
（ 娜 、张 磊 ，２ １ ～ 文 ，用 协 整 理 论 王 ０ ０）
居 民的食品 支出所 占比重将大 幅度下 降。
示法 、样本 自相 关函数法 、单 位根 检验法 等。而单位根检验法则是统计 检验 中普遍
应 用 的 一 种 检 验 方 法 ， 由 Ｄｉｋ 和 Ｆ ｌ ｒ 它 ｃｙ ｕｌ ｅ 于 １ ７ 提 出 ，称 为 ＤＦ 验 检 验 仅 ９ ６年 检 ，该
《四川省城镇居民消费支出与可 支配收入 的
实证分析 》 陈雪灵、 （ 任大廷 ， ０ ９） ２ ０ 一文 ，
应用线性回归分析的方法建立理论模型对 四川省城 镇居民消费性支出与可支配收入
之 间 数量 关 系进 行 研 究 。 城 镇 居 民可 支 配 《
适用于一阶 自回归模型 ，并要 求随机 干扰
项 具 有 白噪 声 的特 性 针 对 实 际检 验 中 的 高 阶 自 回归 过 程 ，或 随机 干 扰 项 的 白 噪 声 的 时 问 序 列 ，Ｄｉｋ ｃ ｙ和 Ｆ ｌ ｒ ＤＦ 验 进 ｕｌ 对 ｅ 检 行 了扩 充 ， 成 Ａ Ｆ检验 。ＡＤ 检 验 的 三 形 Ｄ Ｆ 个模型为 ：
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中国城镇居民家庭人均可支配收入与人均消费支出的变动
分析
对中国1985—2003年中国城镇居民家庭人均可支配收入与人均消费支出数据进行分析，数据如附表1。
为了便于分析降低数据数量级，进而对原有数据都取对数。
用y表示城镇居民家庭人均收入，用x表示城镇居民人均消费支出，y1,x1分不为取对数后的城镇居民家庭人均收入和城镇居民人均消费支出。
文中的可能结果由Eviews5.0输出。
一、长期均衡分析
（一）序列线性关系检验
原有序列时序图
取对数后的序列时序图
原有序列散点图
取对数后序列散点图
从上述时序图和散点图能够比较明显的看出取对数后的城镇居民家庭人均收入和城镇居民人均消费支出之间具有线性关系，
下面对取对数后的序列进行分析。
（二）对对数序列进行ADF检验
表1 城镇居民人均消费支出
t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -1.049393 0.7100
Test critical values: 1% level -3.886751
5% level -3.052169
10% level -2.666593
表2 城镇居民家庭人均收入
t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -1.941651 0.3068
Test critical values: 1% level -3.920350
5% level -3.065585
10% level -2.673459
从表1 和表2能够看出，进行ADF检验的结果表明取对数后的城镇居民家庭人均可支配收入和城镇居民人均消费支出二者都为非平稳序列。
由于多元序列的建模前面要求序列必须平稳才能进行建立动态回归模型，进而取对数后的城镇居民家庭人均可支配收入和城镇居民人均消费支出序列不能建模，需要进行协整检验，假如存在协整关系即可进行建模，下面对两个序列进行协整检验。
（三）协整检验
对数消费支出2阶差分的ADF检验
t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -3.790603 0.0011
Test critical values: 1% level -2.754993
5% level -1.970978
10% level -1.603693
对数可支配收入2阶差分的ADFj检验
t-Statistic Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic -3.480370 0.0018
Test critical values: 1% level -2.717511
5% level -1.964418
10% level -1.605603
从对数消费支出2阶差分的ADF检验和对数可支配收入2阶差分的ADF检验的结果能够看出2阶差分后序列差不多上平稳的，两个序列差不多上2阶单整，讲明原有序列之间存在协整关系，下面进行协整检验。
（三）构建模型
（1）构造回归模型
利用最小二乘法可能参数，参数可能值如表3。
由表3能够看出P=0.000<0.05,拒绝原假设，讲明参数显著性检验是有效的，同时R2=0.999332，讲明模型的拟合效果比较好，则构造出回归模型如下：
y1=-0.357732+1.069827x1+εt。