重慶市城鄉(xiāng)居民人均可支配收入和消費(fèi)的分位數(shù)回歸估計(jì)*

左思靜， 楊宜平

(重慶工商大學(xué) 數(shù)學(xué)與統(tǒng)計(jì)學(xué)院，重慶 400067)

0 引 言

自改革開(kāi)放以來(lái)，隨著中國(guó)市場(chǎng)大門(mén)的打開(kāi)，中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展勢(shì)頭大好，居民可支配收入日漸提高的同時(shí)促進(jìn)著消費(fèi)水平逐步上升。在實(shí)證研究上，有諸多學(xué)者采用了經(jīng)典的線性回歸模型對(duì)居民消費(fèi)水平與收入進(jìn)行實(shí)證分析。例如苑小豐等[1]運(yùn)用線性回歸模型研究了中國(guó)1978—2008年的城鄉(xiāng)收入差距對(duì)消費(fèi)需求關(guān)系之間的影響，得出相關(guān)結(jié)論，提出調(diào)控現(xiàn)狀的相關(guān)措施;潘培等[2]運(yùn)用線性回歸模型研究居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)，劃分了自改革開(kāi)放后我國(guó)農(nóng)村居民的不同消費(fèi)水平階段及其環(huán)境的相關(guān)影響分析，最后提出了優(yōu)化農(nóng)村居民的消費(fèi)結(jié)構(gòu)等系列政策建議;容莉莉[3]運(yùn)用線性回歸模型根據(jù)1991—2010近20年湖南省農(nóng)村居民消費(fèi)支出與收入的實(shí)際數(shù)據(jù)，對(duì)消費(fèi)支出與收入之間的關(guān)系進(jìn)行研究。均值回歸需滿足隨機(jī)誤差項(xiàng)均值為零且方差相等，而在實(shí)際問(wèn)題中的數(shù)據(jù)往往會(huì)存在多重共線性、異方差性、自相關(guān)性等諸多問(wèn)題，此時(shí)最小二乘法已不再是解決實(shí)際問(wèn)題的最佳選擇方法，而分位數(shù)回歸模型的出現(xiàn)恰好彌補(bǔ)了這一缺陷的存在。

現(xiàn)已有學(xué)者采用分位數(shù)回歸模型進(jìn)行諸多實(shí)際消費(fèi)與人均收入問(wèn)題的研究。例如徐進(jìn)等[4]利用分位數(shù)回歸研究中國(guó)居民消費(fèi)與收入的關(guān)系，分別通過(guò)對(duì)農(nóng)村和城鎮(zhèn)邊際消費(fèi)傾向的研究，分析其結(jié)果發(fā)現(xiàn)無(wú)論是農(nóng)村還是城鎮(zhèn)，居民的邊際消費(fèi)傾向都比較穩(wěn)定，沒(méi)有出現(xiàn)大的波動(dòng)；張利[5]介紹了線性分位數(shù)回歸，通過(guò)系列計(jì)算為其在實(shí)際中的應(yīng)用提供了理論基礎(chǔ)，得出分位數(shù)回歸比經(jīng)典最小二乘回歸能提供更多有效信息的結(jié)論，并發(fā)現(xiàn)了分位數(shù)回歸在應(yīng)用上所具有的獨(dú)特優(yōu)勢(shì)；陳娟等[6]運(yùn)用分位數(shù)回歸對(duì)中國(guó)居民消費(fèi)進(jìn)行研究，通過(guò)比較各變量在分位數(shù)估計(jì)與最大似然估計(jì)下的不同結(jié)果得出結(jié)論:不同消費(fèi)量下各變量對(duì)于消費(fèi)具有不同的影響；陳建寶等[7]通過(guò)分位數(shù)回歸對(duì)中國(guó)城鄉(xiāng)居民的收入按等級(jí)劃分進(jìn)而研究其消費(fèi)情況，發(fā)現(xiàn)收入水平才是決定消費(fèi)水平的關(guān)鍵性因素，從而提出從收入差距角度提高我國(guó)居民消費(fèi)水平的政策性建議；賈立文[8]利用分位數(shù)回歸模型實(shí)證分析了居民消費(fèi)水平對(duì)人均可支配收入的影響，認(rèn)為居民消費(fèi)水平對(duì)人均可支配收入恒有正影響；張世偉[9]運(yùn)用分位數(shù)回歸模型分析了不同分位點(diǎn)下家庭特征對(duì)居民家庭消費(fèi)支出的影響，結(jié)果表明家庭規(guī)模與家庭消費(fèi)支出呈正相關(guān)，且家庭收入為家庭消費(fèi)支出的最主要因素；代貝[10]基于分位數(shù)回歸利用1985—2011年?yáng)|、中、西部地區(qū)相關(guān)變量的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)區(qū)域差異和群體差異進(jìn)行實(shí)證分析，根據(jù)不同消費(fèi)群體提出了針對(duì)性的政策建議；石亞娣[11]將1979—2011年居民消費(fèi)貢獻(xiàn)率作為描述統(tǒng)計(jì)，建立相應(yīng)指標(biāo)體系，利用分位數(shù)回歸進(jìn)行實(shí)證分析，得到居民老齡化的年齡結(jié)構(gòu)對(duì)居民消費(fèi)貢獻(xiàn)率有重大影響；李育安[12]通過(guò)實(shí)證分析將分位數(shù)回歸與普通最小二乘法為基礎(chǔ)的線性回歸比較，證實(shí)了分位數(shù)回歸不僅反映位置的情況，還反映了形狀的分布等諸多優(yōu)勢(shì)；段玉[13]通過(guò)對(duì)湖南省城鄉(xiāng)居民收入變化對(duì)消費(fèi)變化的影響表明了只有分位數(shù)回歸才能反映出各種階層的消費(fèi)傾向，且城鎮(zhèn)居民的邊際消費(fèi)傾向始終要高于農(nóng)村居民的邊際消費(fèi)傾向。

上述文獻(xiàn)中多數(shù)使用分位數(shù)回歸方法對(duì)全國(guó)居民消費(fèi)性支出與收入的問(wèn)題進(jìn)行研究，使用分位數(shù)回歸方法對(duì)于地方居民消費(fèi)與收入的問(wèn)題研究較少。而本文在分析重慶市城鄉(xiāng)居民人均可支配收入和消費(fèi)的關(guān)系時(shí)，利用均值回歸發(fā)現(xiàn)盡管其擬合效果很好，但從回歸診斷發(fā)現(xiàn)存在異方差問(wèn)題。為了改進(jìn)擬合結(jié)果，采用分位數(shù)回歸對(duì)重慶市城鄉(xiāng)居民人均可支配收入和消費(fèi)的關(guān)系進(jìn)行分析，最終給出了不同分位點(diǎn)下的變化趨勢(shì)，并與均值回歸估計(jì)進(jìn)行比較，最后提出了有效建議。

1 變量選取與數(shù)據(jù)說(shuō)明

為了研究重慶市城鄉(xiāng)居民可支配收入對(duì)消費(fèi)水平的影響，采用1995—2018年重慶市城鄉(xiāng)居民人均可支配收入與人均消費(fèi)性支出為樣本數(shù)據(jù)建立分位數(shù)回歸模型(數(shù)據(jù)來(lái)源于1995—2018年《重慶市統(tǒng)計(jì)年鑒》)。根據(jù)客觀性、可行性的原則，選取了重慶市城鄉(xiāng)居民的人均消費(fèi)性支出為因變量，城鄉(xiāng)居民的人均可支配收入為自變量，如圖1和圖2所示。從圖1和圖2可以看出：重慶市城鄉(xiāng)居民的人均可支配收入與人均消費(fèi)性支出這兩組數(shù)據(jù)隨著時(shí)間的增加都具有大致相同的增長(zhǎng)趨勢(shì)。同時(shí)容易引起讀者注意的是，城鎮(zhèn)居民的人均可支配收入與消費(fèi)性支出在2012年均有明顯波動(dòng)，表明在當(dāng)?shù)卣扇〉男麓胧?、新政策下，城?zhèn)居民的人均可支配收入增長(zhǎng)得更多，消費(fèi)水平也有更加明顯的增加。

圖1 重慶市城鄉(xiāng)居民人均可支配收入Fig. 1 Per capita disposable income of urban and rural residents in Chongqing

圖2 重慶市城鄉(xiāng)居民人均消費(fèi)性支出Fig. 2 Per capita consumption expenditure of urban and rural residents in Chongqing

2 分位數(shù)回歸建模分析

2.1 模型構(gòu)建及估計(jì)

分位數(shù)回歸方法最早是由Roger Koenker和Gilbert Bassett[14]于1978年提出來(lái)的。理論上，分位數(shù)回歸是一種用被解釋變量y的條件分布來(lái)擬合解釋變量x的一種回歸方法。與傳統(tǒng)的經(jīng)典回歸估計(jì)相比較，分位數(shù)回歸估計(jì)無(wú)需對(duì)模型的誤差項(xiàng)做任何假設(shè)，具有極強(qiáng)的穩(wěn)健性，其應(yīng)用范圍也更加廣泛。

設(shè)X為隨機(jī)變量，其分布函數(shù)為F，其中有F(x)=P(X≤x)，x∈(-∞,+∞)，對(duì)任意0<τ<1，有

F-1(τ)=inf{x:F(x)≥τ}

則稱F-1(τ)為X的第τ分位數(shù)，用Q(τ)表示X的τ分位數(shù)。給定τ(0<τ<1)時(shí)，分位數(shù)回歸模型為

Y=XTβt+ε，Qτ(ε|X)=0

則有分位數(shù)回歸函數(shù)為

Qτ(Y|X)=XTβτ

可知分位數(shù)回歸模型的參數(shù)估計(jì)為

(1)

其中:

式(1)可以轉(zhuǎn)化為

進(jìn)而可轉(zhuǎn)化為線性規(guī)劃問(wèn)題求解。

本文建立分位數(shù)回歸模型用于分析重慶市城鄉(xiāng)居民收入與支出的關(guān)系，其中X表示人均可支配收入，Y表示人均消費(fèi)性支出。

2.2 均值回歸與中位數(shù)回歸比較

首先，建立均值回歸模型對(duì)重慶市1995—2018年城鄉(xiāng)居民人均可支配收入和消費(fèi)之間的關(guān)系進(jìn)行分析。如表1所示，表1給出了重慶市城鄉(xiāng)居民均值回歸的分析結(jié)果。

由表1可知城鎮(zhèn)居民均值回歸模型為

農(nóng)村居民均值回歸模型為

從表1可知:兩個(gè)均值回歸系數(shù)估計(jì)的P值均小于0.001，即該方程均具有顯著性，且此模型的兩個(gè)決定系數(shù)分別為R1=0.996 4，R2=0.988，表明該模型的擬合程度非常好。

表1 重慶市城鄉(xiāng)居民均值回歸系數(shù)估計(jì)Table 1 Estimation of mean regression coefficient of urban and rural residents in Chongqing

接下來(lái)對(duì)上述重慶市城鄉(xiāng)居民均值回歸模型進(jìn)一步進(jìn)行回歸診斷分析，表2和圖3分別給出了該模型的殘差分析結(jié)果與殘差分析圖。

表2 重慶市城鄉(xiāng)居民殘差分析Table 2 Analysis of residuals of urban and rural residents in Chongqing

圖3 重慶市城鄉(xiāng)居民均值回歸殘差圖Fig. 3 Residual error plots of urban and rural residents’ mean regression in Chongqing

由圖3可知，無(wú)論是城鎮(zhèn)居民還是農(nóng)村居民的均值回歸殘差的方差均不相等，即二者都存在異方差。因此，均值回歸由于異方差問(wèn)題會(huì)導(dǎo)致回歸結(jié)果出現(xiàn)偏差，而分位數(shù)回歸則是解決該問(wèn)題的有效方法之一。

為了與均值回歸進(jìn)行比較，本文給出了重慶市城鄉(xiāng)居民人均可支配收入與消費(fèi)性支出的中位數(shù)回歸估計(jì)，表3給出了中位數(shù)回歸的系數(shù)估計(jì)結(jié)果。

表3 重慶市城鄉(xiāng)居民中位數(shù)回歸的系數(shù)估計(jì)Table 3 Coefficient estimation of median regression for urban and rural residents in Chongqing

由表3可知重慶市城鄉(xiāng)中位數(shù)回歸模型分別為

Q0.5(y1|x1)=0.671 49x1+1.393 35
Q0.5(y2|x2)=0.883 07x2-0.338 71

進(jìn)一步，表4給出了重慶市城鄉(xiāng)居民人均消費(fèi)性支出的擬合值，從表4可以看出中位數(shù)回歸產(chǎn)生的擬合值相較于均值回歸而言更加接近真實(shí)值。

表4 重慶市城鄉(xiāng)居民人均消費(fèi)性支出的擬合值(單位:千元)Table 4 Fitting values of per capita consumption expenditure of urban and rural residents in Chongqing(unit:1 000 yuan)

同時(shí)本文也計(jì)算了均值回歸估計(jì)和中位數(shù)回歸估計(jì)擬合消費(fèi)性支出的平均絕對(duì)誤差，其結(jié)果分別表示為

從上面計(jì)算的平均絕對(duì)誤差來(lái)看，中位數(shù)回歸估計(jì)產(chǎn)生的擬合值更加接近于真實(shí)值。因此，無(wú)論是城鎮(zhèn)還是農(nóng)村所擬合出的數(shù)據(jù)與真實(shí)數(shù)據(jù)相比較均表明了中位數(shù)回歸優(yōu)于均值回歸。

2.3 不同分位點(diǎn)的變化趨勢(shì)

為了了解重慶市城鎮(zhèn)與農(nóng)村居民消費(fèi)與可支配收入在不同分位點(diǎn)的變化趨勢(shì)，本節(jié)給出了城鎮(zhèn)與農(nóng)村居民在分位點(diǎn)分別為0.1,0.25,0.5,0.75,0.9的回歸估計(jì)結(jié)果，其計(jì)算結(jié)果見(jiàn)表5,表6和圖4。

由圖4可知:從下至上的多條虛線分別表示在分位點(diǎn)τ=0.1，0.25，0.5，0.75，0.9上的分位數(shù)回歸，實(shí)線表示均值回歸；從表5可以看出，5個(gè)不同分位點(diǎn)下解釋變量的P值都是非常顯著的。

表5 重慶市城鎮(zhèn)居民不同分位點(diǎn)回歸的系數(shù)估計(jì)Table 5 Coefficient estimation of regression at different quantiles of urban residents in Chongqing

表6 重慶市農(nóng)村居民不同分位點(diǎn)回歸的系數(shù)估計(jì)Table 6 Coefficient estimation of regression at different quantiles of rural residents in Chongqing

圖4 重慶市城鄉(xiāng)居民分位數(shù)回歸擬合圖Fig. 4 Regression fitting chart of quantile of urban and rural residents in Chongqing

(1) 城鎮(zhèn)與農(nóng)村不同分位數(shù)回歸比較分析。從表5和表6的數(shù)據(jù)比較可知:重慶市農(nóng)村居民的系數(shù)估計(jì)值大都在0.7～0.8之間變動(dòng)，隨著分位數(shù)的增加，系數(shù)估計(jì)值也越大；重慶市城鎮(zhèn)居民的系數(shù)估計(jì)值均在0.65左右浮動(dòng)，變動(dòng)程度小。說(shuō)明了城鎮(zhèn)居民的物質(zhì)生活已經(jīng)比較好，并不需要增加太多的消費(fèi)來(lái)改善物質(zhì)生活水平；而農(nóng)村居民則會(huì)把增加的收入大部分用于消費(fèi)支出，以滿足生活上的物質(zhì)需求。因此，當(dāng)收入增加時(shí)，農(nóng)村居民消費(fèi)增加的幅度大于城鎮(zhèn)居民消費(fèi)增加的幅度。

(2) 城鄉(xiāng)居民不同分位數(shù)回歸與均值回歸對(duì)比分析。通過(guò)表5，表6和圖4進(jìn)行分析可知:自變量xi的均值回歸與中位數(shù)回歸的參數(shù)估計(jì)值雖然接近，但仍存在一定差異。當(dāng)τ>0.5時(shí)，自變量xi分位數(shù)回歸的參數(shù)估計(jì)值都大于均值回歸的參數(shù)估計(jì)值；當(dāng)τ<0.5時(shí)，自變量xi分位數(shù)回歸的參數(shù)估計(jì)值都小于均值回歸的參數(shù)估計(jì)值?？梢哉J(rèn)為，不同分位數(shù)下收入對(duì)于支出的影響不同。也可以看出，無(wú)論是城鎮(zhèn)還是農(nóng)村，均值回歸都高估了高收入、低支出家庭的生活質(zhì)量。

(3) 不同分位點(diǎn)變化趨勢(shì)分析。根據(jù)表5，表6和圖4可知:在不同的分位點(diǎn)下，城鄉(xiāng)人均可支配收入與城鄉(xiāng)居民消費(fèi)性支出均呈線性關(guān)系。分位點(diǎn)越小，圖中對(duì)應(yīng)直線越靠下，隨著分位點(diǎn)的增加，相應(yīng)直線逐漸向上移動(dòng)，對(duì)應(yīng)依次分別為0.10，0.25，0.50，0.75，0.90各自所對(duì)應(yīng)的直線。這表明隨著分位點(diǎn)增加，斜率也相應(yīng)增加，意味著隨著城鄉(xiāng)居民收入越來(lái)越高的同時(shí)，也相應(yīng)地提升了消費(fèi)水平。

(4) 99個(gè)分位點(diǎn)變化趨勢(shì)分析。進(jìn)一步，為了更加精確地看到解釋變量的分位數(shù)回歸分布，接下來(lái)將繪出99個(gè)分位點(diǎn)下的回歸系數(shù)估計(jì)圖。如圖5，圖6所示。

由圖5可以看出：在被解釋變量y1的不同分位點(diǎn)水平下，解釋變量x1的系數(shù)均為正值，即意味著城鎮(zhèn)居民消費(fèi)性支出與人均可支配收入之間呈現(xiàn)正相關(guān)；隨著被解釋變量y1的分位點(diǎn)的逐步增加，解釋變量x1系數(shù)的點(diǎn)估計(jì)在變動(dòng)，且常數(shù)項(xiàng)為正，隨著分位點(diǎn)的增加而增加。x1的系數(shù)大致隨著分位數(shù)的增大而減小，表明了人均可支配收入在低分位點(diǎn)時(shí)對(duì)城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)性支出影響較大，在高分位點(diǎn)影響較小，且x1的系數(shù)變化幅度不大。這表明了城鎮(zhèn)居民隨著收入的增加，勿需額外增加太多的消費(fèi)去改善物質(zhì)生活。因?yàn)樗麄兊奈镔|(zhì)生活處于較好的水平，所有更多的居民選擇將多余的收入用于儲(chǔ)蓄或者其他。

圖5 重慶市城鎮(zhèn)居民99個(gè)分位點(diǎn)下系數(shù)的估計(jì)圖Fig. 5 Estimation of coefficients of urban residents at 99 quantiles in Chongqing

圖6 重慶市農(nóng)村居民99個(gè)分位點(diǎn)下系數(shù)的估計(jì)圖

從圖6可得知，在被解釋變量y2的不同分位點(diǎn)水平下，解釋變量x2的系數(shù)均為正值，即同樣意味著農(nóng)村居民消費(fèi)性支出與人均可支配收入之間呈現(xiàn)正相關(guān)；隨著被解釋變量y2的分位點(diǎn)的逐步增加，解釋變量x2系數(shù)的點(diǎn)估計(jì)在變動(dòng)，常數(shù)項(xiàng)約在τ<0.25或τ>0.95時(shí)取值為正；在0.25<τ<0.95時(shí)取值為負(fù)。x2的系數(shù)大致隨著分位點(diǎn)的增大而增大，尤其當(dāng)τ在0.3附近時(shí)，x2的系數(shù)明顯增大，且此后x2的系數(shù)變化極小，此現(xiàn)象表明了人均可支配收入在高分位點(diǎn)時(shí)對(duì)農(nóng)村居民的消費(fèi)性支出影響較大，在低分位點(diǎn)時(shí)對(duì)農(nóng)村居民的消費(fèi)性支出影響較小，且當(dāng)τ在0.3附近時(shí)，農(nóng)村人均可支配收入對(duì)消費(fèi)性支出的影響陡然變大。這表明，隨著農(nóng)村居民收入的增加，居民會(huì)把增加的大部分收入用于滿足物質(zhì)生活的需求，以達(dá)到改善物質(zhì)生活水平的目的。

3 結(jié)論與建議

通過(guò)對(duì)重慶市1995—2018年的城鄉(xiāng)居民人均可支配收入與消費(fèi)支出進(jìn)行了分析，得到以下結(jié)論:

從橫向年份上觀察發(fā)現(xiàn):隨著時(shí)代的進(jìn)步，我國(guó)自改革開(kāi)放打開(kāi)國(guó)門(mén)與其他國(guó)家進(jìn)行經(jīng)濟(jì)貿(mào)易以來(lái)，國(guó)民經(jīng)濟(jì)越來(lái)越好，同時(shí)重慶市城鄉(xiāng)居民人均可支配收入的增多也很大程度收益于此。人均可支配收入的增加促使重慶市城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平越來(lái)越好，從而整體呈現(xiàn)一個(gè)正相關(guān)的線性關(guān)系。

從縱向比較消費(fèi)支出與可支配收入發(fā)現(xiàn):消費(fèi)支出始終少于人均可支配收入，且消費(fèi)支出的增長(zhǎng)速度也慢于人均可支配收入的增長(zhǎng)速度。這意味著重慶市城鄉(xiāng)居民整體處于理性、可支配額度內(nèi)消費(fèi)，沒(méi)有出現(xiàn)低收入、高消費(fèi)的惡性循環(huán)消費(fèi)的現(xiàn)象，進(jìn)而阻礙了重慶市的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

由均值回歸估計(jì)得到結(jié)論:人均可支配收入對(duì)消費(fèi)性支出的影響顯著，模型的擬合程度好，但在對(duì)均值回歸模型做回歸診斷后發(fā)現(xiàn)，該模型回歸殘差的方差不相等，即數(shù)據(jù)存在異方差，均值回歸擬合會(huì)造成偏差。

由分位數(shù)回歸估計(jì)來(lái)看:重慶市城鎮(zhèn)居民在不同分位點(diǎn)回歸系數(shù)波動(dòng)不大，表明城鎮(zhèn)居民生活水平較高，勿需額外增加過(guò)多的收入用于改善生活質(zhì)量；而農(nóng)村居民在不同分位點(diǎn)回歸系數(shù)逐漸變大，表明隨著農(nóng)村居民收入的增加，相應(yīng)地也增加了更多的消費(fèi)性支出用于改善物質(zhì)生活水平。

對(duì)于比較農(nóng)村與城鎮(zhèn)居民的人均可支配收入與消費(fèi)性支出的情況而言:城鎮(zhèn)居民收入一直高于農(nóng)村居民收入，同時(shí)由可支配收入影響的消費(fèi)性支出同樣也高于農(nóng)村居民的消費(fèi)性支出。農(nóng)村居民的自發(fā)性消費(fèi)遠(yuǎn)低于城鎮(zhèn)居民的自發(fā)性消費(fèi)，這與城鄉(xiāng)差距較大的收入、交通、教育等具有密不可分的關(guān)系。

根據(jù)以上結(jié)論，針對(duì)重慶市城鄉(xiāng)居民人均可支配收入與消費(fèi)性支出存在的問(wèn)題，本文給出以下建議:

提高城鄉(xiāng)居民收入，只有當(dāng)城鄉(xiāng)居民的收入長(zhǎng)期的穩(wěn)定增加，尤其是低收入人群的收入增加使整個(gè)社會(huì)貧富差距逐步縮小，才能使社會(huì)達(dá)到真正的穩(wěn)定，才能使得整個(gè)社會(huì)可持續(xù)性發(fā)展。完善城鄉(xiāng)社會(huì)保障體系，只有當(dāng)社會(huì)福利完善，城鄉(xiāng)居民的基本生活需求得到有效保障，才能更加有效地拉動(dòng)城市經(jīng)濟(jì)消費(fèi)增長(zhǎng)。著重開(kāi)發(fā)農(nóng)村新市場(chǎng)，重慶是一座山城，其中農(nóng)村人口更是占了多數(shù)，要有效開(kāi)辟農(nóng)村市場(chǎng)，完善農(nóng)村福利保障，增加農(nóng)村居民的收入，使其城鎮(zhèn)化，這是使得經(jīng)濟(jì)發(fā)展越來(lái)越好的又一重要舉措。擴(kuò)大公共基礎(chǔ)設(shè)施，提高城鄉(xiāng)消費(fèi)環(huán)境，只有當(dāng)城鎮(zhèn)、農(nóng)村的免費(fèi)基礎(chǔ)設(shè)施越來(lái)越完善時(shí)，才能夠吸引更多的居民前來(lái)休息、娛樂(lè)，這樣在無(wú)形之間增加了居民的隱性消費(fèi)潛力，增強(qiáng)了居民的消費(fèi)意愿，從而促進(jìn)城鎮(zhèn)、鄉(xiāng)村一同進(jìn)步發(fā)展，使得我市經(jīng)濟(jì)消費(fèi)能力越來(lái)越好，可支配收入越來(lái)越高。大力發(fā)展旅游業(yè)。重慶市作為一個(gè)人杰地靈、山好水好且具有歷史厚重感的城市，大力發(fā)展旅游業(yè)自然是有效提升GDP的一項(xiàng)重要舉措，同時(shí)九大主城區(qū)的旅游項(xiàng)目已經(jīng)開(kāi)展得盡善盡美，如今希望能夠?qū)⒛抗夥旁谄渌^偏遠(yuǎn)區(qū)、縣，大力發(fā)展當(dāng)?shù)芈糜螛I(yè)，拉動(dòng)當(dāng)?shù)谿DP，從而弘揚(yáng)重慶市文化歷史，秀麗風(fēng)景，以達(dá)到能夠吸引更多的外地、外國(guó)游客來(lái)此消費(fèi)，達(dá)到城鄉(xiāng)共同富裕的目的。