长三角城镇居民人均可支配

收入差距变动的实证分析本文为教育部人文社会科学重点研究基地重大项目“长三角城市群的经济与空间协调发展研究”（05JJD790003）的阶段性成果。曾光曾光，华中农业大学经济管理学院。

摘要：本文对改革开放以来长三角地区十六城市城镇居民人均可支配收入差距的演变，分别从绝对差距、相对差距、“倒U”型假说检验、收敛性等多角度进行了详细的分析。结果表明：该地区城镇居民人均可支配收入绝对差距呈逐年扩大的趋势；相对差距的变动在考察期间尽管有明显的波动性，但总的趋势是缩小的；库兹涅茨“倒U”型假说，在该地区城镇居民人均可支配收入中未能出现；考察期间该地区在总体存在δ收敛的情况下，部分年份收敛与发散交替出现；但绝对β收敛性检验的结果表明，可支配收入存在着明显的收敛，且收敛速度为298％。

关键词：城镇居民人均可支配收入相对差距“倒U”型假说收敛性长三角

一引言

改革开放以来，伴随着国民财富的迅速增加，财富在不同社会群体之间的分配，即收入差距问题，越来越成为人们关注的焦点，对收入差距的相关研究，也再次成为研究的热门领域。但是，与地区之间、工农之间、城乡之间以及农村内部地区之间人均收入差距的研究相比，对城镇居民人均可支配收入差距的研究较少。城镇居民人均可支配收入差距研究文献较少的可能性原因有两个方面：一是城镇居民收入来源比较单一，以工资性收入为主，城镇地区之间收入差距主要是由单一变量来解释；二是城镇居民的收入差距主要体现在城镇内部，城镇地区之间的收入差距比较小。

就对城镇居民人均可支配收入差距的研究来看（现有文献大多采用各类统计年鉴的宏观数据，进行时间序列分析，基于调查数据的微观研究文献极少），文献大致沿两个方向展开：利用反映可支配收入差距的不平等指数及其分解，来描述收入差距的变化趋势和结构组成，并探讨造成这种局面的原因；实证检验新古典增长理论中的收敛性假说在收入增长过程中是否成立，分析造成这种收敛（发散）的原因，并探讨实现收敛的条件。

以上海为龙头，江苏沿江八市（苏州、无锡、常州、镇江、南京、扬州、泰州和南通，简称苏南八市）和浙江环杭州湾七市（杭州、嘉兴、湖州、绍兴、宁波、舟山和台州，简称浙东北七市）为两翼的长三角地区，近年来城镇居民人均可支配收入的数量及增长速度，在全国均居于领先的地位。2005年，该地区城镇居民人均可支配收入达到15255元（同期全国平均值为10493元）。但是，在整个地区收入快速增长的同时，其内部各区域之间却存在着一定的差距。如2005年该地区收入最高的上海市人均达到18645元，而最低的泰州市，人均值只有11122元。因此，本文将从可支配收入的角度，研究该地区内部各城市间城镇居民收入差距的演变过程及特征。

二相关理论、测算方法及数据处理

城镇居民收入大体上包括工薪收入、经营净收入、财产性收入和转移性收入等，这几项之和扣除个人所得税等后便得到个人可支配收入。其中，转移性收入除包括养老金和离退休金外，还包括价格补贴、赡养收入、赠送收入、亲友搭伙费、记账补贴、出售财物收入等。

考察城镇居民人均可支配收入差距，主要采用绝对差距、相对差距等指标，库兹涅茨“倒U”型假说验证，以及收敛性检验等方法来进行。

（一）绝对差距

绝对差距是指某变量偏离参照值的绝对值，主要指标有标准差（又称均方差）和极值差（又称全距）。

（二）相对差距

相对差距则是指某变量偏离参照值的相对值，通常采用的指标有极值差率、基尼系数和变异系数（又称威廉姆森系数）。绝对收入差距与相对收入差距既有联系，又有区别。在总收入几乎一致时，相对和绝对收入差距的变化方向是一致的，但在总收入水平不定时，相对和绝对收入差距的变动方向可能不一致。

（三）库兹涅茨“倒U”型假说

西蒙·库兹涅茨（Simon Kuznets）基于二元结构理论，提出了一条简单的以推测和经验为依据的经济发展与分配差距关系假说：“收入分配不平等的长期趋势可以假设为：在前工业文明向工业文明过渡的早期阶段迅速扩大，尔后是短暂的稳定，然后在增长的后期阶段逐渐缩小。”Simon Kuznets：Economy Growth and Income InequalityThe American Economic Review,Volume 45,1955。也即是说，在工业化过程中分配差距会呈现出“倒U”字形的变化。

“倒U”型假说提出后，对经济学界产生了持久的影响。众多学者采用时间序列和截面数据（也有学者采用面板数据）等方法，对其假说进行了检验。尽管对其理论的争论直到今天还在进行，但其理论本身仍然具有很强的实用价值，为分析经济增长过程中居民收入差距的变动趋势和收敛条件提供了有力的帮助。

（四）收入的收敛性假说

收敛性（Convergence）是考察不同经济体之间增长速度的关系。所谓收入收敛，是指在封闭的经济条件下，对一个有效经济范围的不同经济体，初期的人均收入和其增长速度之间存在负相关关系，即收入低的比收入高的经济体具有更高的增长率，从而导致经济体间初期的静态收入指标差距逐渐消失的过程。

根据考察收敛性角度的不同，通常将其分为δ收敛、β收敛和俱乐部收敛。在本研究中，根据实际情况，主要分析长三角城镇居民人均可支配收入的δ收敛和绝对β收敛：

δ收敛是指人均收入的离差随时间的推移而趋于减少，在本文中，考察δ收敛采用变异系数这一指标。

绝对β-收敛意味着在一个地区中，人均收入水平具有均等化的趋势。也就是说，最初收入少的经济体将增长得更快，直到其追上富裕的经济体为止。

（五）数据来源及处理

本文所涉及的数据及资料范围较广，其来源主要包括三类，即各类文献资料，各类统计资料主要参阅如下的统计资料和统计汇编：复旦大学中国经济研究中心数据库、《中国统计年鉴2006》、《上海市统计年鉴》（1989~2006年）以及长三角16城市历年各自的统计年鉴（其中，由于泰州市从1996年开始设立地级市，因此该城市的统计资料在1997年以前，从原扬州市统计资料的区县经济统计中扣除进行计算。与此同时，对扬州该年份前的相关数据也进行了相应的处理）、《上海经济社会统计》（1949~2000年）、《江苏四十年》、《江苏五十年》、《浙江统计年鉴》（1998~2006年）、《上海科技年鉴》（2000~2006年）等等。以及作者实地调查的数据等。

需要说明的是，由于统计口径差别（既包括时间序列上，也包括不同地区间统计方法的差别），许多数据都要进行处理后才能保证研究的一致性和可靠性。特别是不同城市（苏南和浙北的一些城市统计中就存在着这种差别）的统计年鉴，在同一指标上的数据往往会有不一致的地方，甚至是将不同口径的数据罗列在一起，这些都给本研究带来了很大的困难。因此，本文对所有的数据都进行了筛选和验证，尽量选取可靠性和可比性较好的。

三长三角城镇居民人均可支配收入差距演变

对数据经过口径统一等相关处理后，本文采用Matlab和Excel等分析软件，分别从平均值、最小值、最大值、极值差率、标准差、变异系数、基尼系数等方面，分区域（16城市）对长三角城镇居民人均可支配收入差距进行考察，结果见表1。

表1长三角16城市城镇居民人均可支配收入差距（1978~2005年）年份最小值最大值均值标准差极值差率变异系数基尼系数197814856030310723783035301871979173578357110833410310016919802466374191118258902660146198126763745010023850222012019823516725099341914018300991983423743557983175601760095198450285267711016970163008819855981149865159519210184009719866931293102518211865017700911987843143711531729170401490085198894517231403253918230181009519891109197515932598178001630086199013452182178926081622014600781991145724862005293617060146007919922091301225043013144001200066199322674227343249111864014300771994305160084807882619690184009719953942727559129317184501580086199640568354661810779205901620086199749629069711410425182701470078199857019193746898681612013200711999619410931808511493176401420073200067341171888251319117400149007920017205128839810159691788016200882002778813250104281735917010166009120038517148671176119571174501660090200496951668313342216817200162008820051112218645152552287167601500083说明：本表结果均按当年价格计算而得。

（一）绝对差距分析

根据表1的计算结果，得出长三角地区城镇居民人均可支配收入之间的绝对差距（以标准差这一指标来反映）的变化（见图1），从图1中可以直观看出，1978~2005年期间，城镇居民人均可支配收入的绝对差距逐年增加，且呈现出加速扩大的趋势，并表现为很明显的阶段性特征。

图1城镇居民人均可支配收入绝对差距

但是，从统计意义上讲，考察绝对差距指标的计算受均值变化影响。也就是说，长三角城镇居民人均可支配收入标准差的上升，可以部分地归结为总体人均可支配收入水平的上升。这样，用绝对差距指标进行可支配收入差距的分析就存在一定误差。关于绝对差距指标对测算结果产生误差的详细内容，参见万广华（2006）、耿庆武（2005）等的相关研究。

（二）相对差距分析

如上所述，绝对差距指标对人均可支配收入差距的考察具有一定的误差。因此，有必要采用变异系数和基尼系数等相对差距指标，对该地区城镇居民人均可支配收入差距进行更详细的分析。

图2城镇居民人均可支配收入相对差距

表1以及图2的结果表明，1978~2005年间，长三角地区城镇居民人均可支配收入差距具有以下特点。

第一，总的来看，可支配收入相对差距趋于缩小。从考察相对差距的三个指标来看，无论是极值差率、变异系数，还是基尼系数，总体上都呈现出缩小的趋势，而且在这期间，缩小的幅度都比较大，该地区城镇居民收入进入了“高度平均”阶段。通常认为，基尼系数在02以下为“高度平均”状态。

第二，相对差距指标在整体下降的趋势下，表现出了较为明显的波动性。在这期间，极值差率、变异系数和基尼系数的变动趋势趋向一致，在总体缩小的前提下，某些年份出现了明显的波动。

（三）库兹涅茨“倒U”型假说检验

根据库兹涅茨的理论，对长三角地区1978~2005年28年间城镇居民人均可支配收入的时间序列数据进行“倒U”型检验。横轴为按当年价格计算的该地区城镇居民人均可支配收入，纵轴为可支配收入的基尼系数，绘出散点图3。

图3城镇居民人均可支配收入与收入差距关系

由图3可以看出，人均可支配收入差距（基尼系数）与人均可支配收入之间不存在“倒U”型。

为了更详细地进行考察，进一步采用EVIEWS50软件对城镇居民人均可支配收入（Per Capital Disposable Income of Urban Households，PCDIRH）与基尼系数之间进行回归，得到的回归方程为：GINI=61×10-10PCDIUH2-14×10-5PCDIUH+01174（1）

t：（2395949**）（-295645**）（1407297**）R2＝0323219ANOVA检验的显著水平为0009234<α＝005，显示基尼系数与城镇居民人均可支配收入项及其平方项之间有很明显的回归关系存在。**表示在5％水平显著，***表示在1％水平显著。

但人均可支配收入的二次项系数为正值（61×10-10），即证实了该期间，“倒U”型假说在长三角城镇居民收入分配中不成立。

四长三角城镇居民人均可支配收入收敛性检验[1]（一）σ收敛检验由前面的介绍可知，考察σ收敛可以采用变异系数指标。根据表1，绘出了1978~2005年间长三角城镇居民人均可支配收入的变异系数图（见图4，具体数值参见表1），从中可得出如下结论：

图4城镇居民人均可支配收入变异系数

首先，1978~2005年间，变异系数总体上是减少的，从0353下降到了0150，表明该期间城镇居民人均可支配收入存在着明显的σ收敛；

其次，可支配收入指标在总体上存在σ收敛的情况下，期间收敛与发散交替出现。

第一阶段，1978~1984年间，变异系数从0353下降到了0163，下降幅度较大，这7年间，存在着很明显的σ收敛；

第二阶段，从1985~1998年，相对差距指标呈现出了波浪形，出现了“三峰三谷”的格局。这期间，变异系数从1985年的0184下降到1998年的0132，虽然总的下降幅度不大，但具有很强的波动性，在最高值0184（1985年和1994年）和最低值012（1992年）之间波动。表明在这14年期间，σ收敛和σ发散交替出现；

第三阶段，从1999年开始，相对差距呈U字形，即从1999~2003年扩大，变异系数缓慢地增加，从1999年的0142逐渐增加到2003年的0166；2003年后又开始呈缩小的趋势。表明这期间，可支配收入的σ收敛与发散交替出现。

综合起来看，长三角地区城镇居民人均可支配收入之间存在着比较明显的σ收敛，但有一定的波动性。

（二）绝对β收敛检验

为考察城镇居民人均可支配收入的绝对β收敛，构建β收敛检验方程。将该地区城镇居民人均可支配收入的增长率（由几何平均法计算而得）对初期人均可支配收入水平（采用人均可支配收入的自然对数值指标）进行回归（见表2）。

表2初期城镇居民人均可支配收入及年均增长率水平地区初期城镇人均可

支配收入对数值平均增长率

（％）地区初期城镇人均可

支配收入对数值平均增长率

（％）上海63281453南通50561875苏州59581579杭州58231634无锡58291570嘉兴58611623常州55721663湖州59161542镇江50941798绍兴56841726南京60111442宁波57241712扬州52831671舟山56091691泰州49971793台州57171698根据新古典收敛性的相关内容，构建了如下的回归方程：γi,t=α1+α2·In(yi,0)+εi,t（2）其中，γi,t为1978~2005年间长三角各城市城镇居民人均可支配收入的平均增长率，yi,0为各城市1978年的人均可支配收入水平，εi,t为随机扰动项，α１，α2为待定系数。

对上述数据进行回归后，得到如下结果：γ=3357103-00298202x（3）

（1563003**）（-782287***）

R2＝083037F＝589003***由回归结果可以看出，回归结果的判定系数为083，显示整个方程具有较高的拟合性，表明该回归方程具有一定的解释能力。F值在1％水平显著，表明了长三角16城市的城镇人均可支配收入对数值与其收入的增长率之间有明显的回归关系存在。而在t检验中，截距项在5％水平显著，自变量的系数在1％水平显著，为-782287。**代表通过95％检验，***代表通过99％检验。

模型回归结果表明了1978~2005年期间，长三角地区城镇居民人均可支配收入间存在着比较明显的绝对β收敛，其收敛速度为298％。

五结论

通过对长三角城镇居民人均可支配收入差距的研究，得出了如下几点结论。

第一，可支配收入的绝对差距（标准差值和极差值等指标）逐年扩大，而且阶段性明显。但是，由于绝对差距指标受整体均值水平上升的影响，因此对收入差距的考察具有一定的误差。

第二，相对差距指标，无论是极值差率、变异系数，还是基尼系数，在考察期间，整体上都呈现出缩小的趋势，但是具有一定的波动性。表明了长三角地区十六城市间，城镇居民人均可支配差距在波动中有所缩小。

第三，居民可支配收入的库兹涅茨“倒U”型假说，未能通过检验。

第四，σ收敛检验的结果表明，在总体上存在σ收敛，但具有一定的波动性，收敛与发散交替出现。

最后，绝对β收敛检验的结果表明，初期人均可支配收入与其年平均增长速度之间，具有很强的负相关性，从而证实了该期间，存在着明显的绝对β收敛，其收敛速度约为298％。

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