一、数据来源与说明
本文主要通过实证的方法利用统计数据来分析研究湖南城镇居民人均可支配收入的增长情况及其与全国和广东的差距。因此,在研究分析之前,首先对数据的来源、选择和处理做一个简要说明。
首先,关于原始数据来源。下文用到的原始数据主要来自于《中国统计年鉴》、《湖南统计年鉴》、《广东统计年鉴》和国家统计数据库。另外,关于广东城镇居民人数,有几年是没有数据的,本人参照当年度农业与非农业人口的比率并运用直线插入法予以设定。因为,本文是以湖南作为主要考察对象,而广东数据只是用来对比参照,所以,对该数据做这样的处理不会对文章的主要观点和结论造成影响。
其次,关于考察期的确定。本文以1994-2008作为考察期,主要是因为1993年我国核算体系经历了从国民收入到国内生产总值的转变,即自1994年起全国国民经济核算与国际体系接轨,数据较为全面、配套。为保证数据的一致性、可比性和结论的可靠性,本文确定1994年为考察期的起点。
第三,关于价格的可比性。本文中有关人均可支配收入、人均产值和人均转移支付等数据都是采用当年价格水平下的数据。这主要是因为在做湖南与全国及广东的横向比较中,全部采用当年价格指标不影响分析结果。
第四,关于城镇居民总产值和城镇居民人均产值。本文用城镇第二、三产业产值之和近似地定义为城镇居民总产值,该总产值除以城镇居民数则得到人均值。其原因有二:一是城镇居民总产值的原始数据不可获得,上述统计资料均没有这方面的数据资料。二是可用来套算的部分相关数据不可获得,这里主要是城镇的第一产业产值和农村的二、三产业产值数据缺乏,使得得我们欲通过现有三次产业产值来套算亦为困难。但是,由于城镇第一产业和农村的二、三产业规模不大,本文便采取如此近似的方法来解决。
二、1994-2008年湖南城镇居民人均可支配收入增长情况及其与全国、广东的对比分析
表1列示了94-08年湖南、全国和广东城镇居民人均可支配收入情况,我们通过表格里的数据来进行分析和比较。
(一)1994-2008年湖南城镇居民人均可支配收入增长情况介绍
首先,从增长总量上来看,自94-08年的15年间湖南城镇居民人均可支配收入由3887.64 元增长至13821.16元,合计增长255.52%,年均增长率为9.48%。
其次,从增长速度结构来看,1995年至2002年基本上呈递减趋势,只有97和01年增长率较上年略大,而于02年达到最低点,为2.63%。此后的03至08年5年间每年增长都在10%以上,平均为12%左右,这说明湖南城镇居民收入已经步入了快速增长轨道。
(二)与同期全国水平相比较
第一,人均可支配收入绝对水平的比较。94-98年湖南城镇居民人均可支配收入高于全国水平,但自1999年以来一直低于全国水平,而且绝对和相对差距均不断扩大。94年湖南城镇居民人均可支配收入高出全国391.44元,该差距占湖南城镇居民人均可支配收入的10.07%。到98年高出9.16元,比重下降到0.17%。99年湖南城镇居民人均可支配收入低于全国38.65元,占比为0.66%,08年低于全国1959.60元,比重为14.18%。
第二,人均可支配收入增长速度比较。从逐年增长速度来看,我们可以发现如下两个有趣的特征:第一,湖南经济增长与全国步调基本一致,即当湖南的增长速度趋于减缓时,全国也趋于减缓;当湖南的增长处于加速时,全国也在加速。第二,整个考察的15年间,全国的增速绝大部分年份比湖南高,唯03和04年除外,这是全国实现对湖南赶超并差距不断扩大的根本原因。从平均增长速度来看,15年间,湖南的年均增长率为9.48%,而全国为11.37%,所以,尽管94年湖南比全国水平高出10%,但短短4之后,湖南就落后了。这种与全国的绝对水平和增长速度差距的扩大和趋势的发散,对湖南而言是一个危险信号。
(三)与同期广东水平相比较
第一,人均可支配收入绝对水平比较。在整个考察期内,湖南城镇居民人均可支配收入均低于广东,而且除99年和07年外,绝对差距呈不断扩大之势。94年湖南与广东的差距为2479.44元,08年该差距扩大至5911.70元,15年间绝对差距扩大了将近2.4倍。但是,从差距占湖南绝对水平的比重来看,形势比较令人乐观:该比重94年为63.78%,到08年降低至42.77%。整体上来看,这个指标是下降的,尤其是03年以来这个趋势基本上没改变过,而且年均下降幅度很大。03年该指标为61.32%,而5年后的08年降低至42.77%,5年内的年均降幅达3.71%。
第二,人均可支配收入增长速度比较。首先,我们从逐年增长速度来看,整个15年间得到的14个数据中,湖南有9个大于广东,即有9年湖南城镇居民人均可支配收入的增长速度是高于广东的,而其余5年低于广东。尤其是04年以来,湖南的增长速度一直高于广东,这说明在城镇居民人均收入方面湖南与广东的差距在缩小。其次,从平均增长速度来看,15年间湖南的年均增长率为9.48%,而广东为8.42%,
从以上两个方面的比较可以看出,尽管湖南与广东相比的绝对差距仍很大,但从趋势上来看,差距在缩小。若按考察期内差距收敛的趋势,从现在起,湖南还要花35年的时间才能达到广东的水平。
三、差距解释
湖南城镇居民人均可支配收入与广东和全国的现实和潜在差距不容忽视,导致差距存在的原因在哪呢,本文拟从国民收入的两次分配,即初次分配和再分配方面来寻找原因。
(一)转移支付收入方面的差距
在城镇居民收入构成中,转移支付收入属于再分配范畴,与城镇居民总产值不直接相关,所以,首先让我们借助表2的数据来比较一下湖南与全国和广东的城镇居民人均转移支付收入水平状况,以考察转移支付收入方面对差距的影响。
从人均转移支付的绝对水平来看,湖南自96年以来就一直低于全国水平。平均每年相差约300元, 98年全国城镇居民人均可支配收入超过湖南以来,转移支付的贡献是相当大的,如果用转移支付差除以人均可支配收入差来衡量贡献率的话,98年为857.28%,以后各年顺次为706.17%、475.34%、51.85%、51.22%、65.27%、43.12%、29.59%、24.29%、16.00%。从整个考察期来看,转移支付收入方面的差距对可支配收入差距的平均贡献率为58.48%。
而与广东相比较可以发现,湖南在07、08这最后两年的人均转移支付水平高于广东,其余各年份均低于广东,总体来看,湖南年均较广东低约340元。在06年及以前的12年中,转移支付差距对可支配收入差距的贡献率相对较小,但也不可忽视。从94年至06年分别为11.26%、16.43%、13.91%、14.04%、14.18%、10.15%、12.75%、14.09%、6.46%、8.61%、8.01%、5.55%、4.76%。从整个考察期来看,转移支付收入方面的差距对可支配收入差距的平均贡献率为7.75%。
(二)初次分配方面的差距
城镇居民人均可支配收入的主要构成部分源自初次分配,它既受城镇居民人均产值水平的影响,也受居民人均可支配收入占人均产值的比重的影响。所以,我们从这两个方面来考察三个单位的序时变化情况。
1、城镇居民人均产值
从表3统计数据可以计算出,从94年至08年,湖南增长了2.85倍,年均增长7.77%。同期全国增长了2.89倍,年均增长7.87%,广东增长了2.90倍,年均增长7.89%。基期全国和广东城镇居民人均产值分别是湖南的1.37和1.74倍,到08年这个比例略微上升至1.39和1.76倍。由此看来,人均产值差距相对与绝对水平均很大,且呈扩散趋势。而从城镇居民人均可支配收入来看,基期全国和广东城镇居民人均可支配收入分别是湖南的0.93和1.68倍,到08年该比例分别上升至1.16和1.60倍,该倍数相应要小于人均产值方面的倍数,所以可以断定,人均产值方面的差距是导致人均收入方面差距的主要原因。
2、城镇居民可支配收入中初次分配部分占人均产值的比重
湖南与广东的该比重指标尽管每年都不同,但是差别不大,而且湖南高于广东的年份与广东高于湖南的年份相当,我们可以初略认为,这个比重对湖南与广东的差距影响不大。但是,与全国相比,湖南的比重每年都高出很多,平均每年高出9.24%。这说明该比重一定程度上弥合了湖南与全国的差距。这也可以佐证我们认为人均产值差异是导致收入差异的主要原因的观点是正确的。
(二)城镇居民人均产值差距的原因分析
导致城镇居民人均产值差距的原因可能在总产值方面,也可能在城镇人口增长方面。而总产值方面的差距可以从劳动和资本投入方面来考察。下面拟从这些角度来探讨。
1、城镇居民总产值增长速度比较
由于三个单位的城镇规模或城镇居民规模不具备可比性,因此,从总量上来比较城镇居民产值规模没有实际意义。从增长速度来看,整个考察期内,湖南增长了8.19倍,年均增长16.21%,同期全国增长了6.90倍,年均增长14.80%,广东增长了8.59倍,年均增长16.60%。湖南的城镇经济发展快于全国而略慢于广东。它会直接导致湖南城镇居民人均产值与广东差距扩大,但和全国差距会收敛。
2、城镇人口增长速度比较
考察期内,湖南城镇人口由期初的1357万增长至期末的2885万,增幅为112.7%,同期全国增幅为77.5%,广东为120.6%,数据说明三个单位城镇人口增长速度差距悬殊,这个因素对人均产值水平影响很大。所以,尽管湖南城镇居民总产值增长速度快于全国,从而有利于弥合人均产值上的差距,但湖南城镇人口的高速增长使人均化时分母变大,又导致人均产值差距继续扩大。广东城镇人口增速快于湖南,一定程度上缩小了人均产值上的差距。
3、城镇资本与劳动投入对城镇居民总产值的贡献
本文拟用这些数据拟合柯布-道格拉斯(Cobb-Douglas)生产函数,并取对数得模型:
GPUit=β0i +β1iCAPit +β2iLABit+μit,
其中:为取对数运算,GPU代表城镇居民总产值,CAP代表资本投入,LAB代表劳动投入,下标t代表年份,i=1,2,3 分别代表湖南,全国和广东。
在拟合的过程中,由于采用的是时间序列数据,为避免谬误回归,我们利用协积回归德宾-沃森(CRDW)检验方法予以检验,可以发现,我们可以在1%的显著性水平上拒绝d=0的虚拟假设,即被解释变量与诸解释变量是协积的,它们之间有一种稳定的长期关系。在回归过程中,截距项β0i几乎都统计上不显著,我们将模型修正为过原点回归模型,通过Eviews6.0回归结果如表4:
回归结果告诉我们,湖南、全国和广东城镇经济都处于规模报酬递增阶段。广东产出的劳动弹性为负,可能是由于其产业的资本化程度高、技术进步快,有些年份尽管劳动投入量增幅不大甚至减少,产出仍然有大幅增加。与94年相比,湖南08年城镇投资增加了15.08倍,广东只增加了5.01倍。08年,湖南城镇人均资本投入水平超过了广东,湖南为16913.5元,而广东为14287.2元。而在劳动投入方面15年来湖南增速最低,仅增长了5.88%,全国为61.96%,广东为99.52%。当我们用城镇就业人数除以城镇人口数来衡量城镇在职职工比重,会发现问题更为突出。从表5可以看出,湖南的城镇在职职工比重基本上呈逐年下降趋势,从94年的52. 78%下降到08年的26.27%,整个降幅达到一半多。而全国和广东尽管也呈下降趋势,但降幅小得多。全国各年的在职职工比重均高于湖南,尤其是进入21世纪以来,将近是湖南的两倍。广东尽管大部分年份在职职工比重较湖南低,但自05年来一直高于湖南,08年高出近10个百分点。如果08年湖南在职职工比重达到广东水平,则城镇居民总产值将提高26.63%,在其它因素不变的情况下,湖南城镇居民人均可支配收入将增加19.68%,其绝对水平将超出全国700多元。如果08年湖南在职职工比重达到全国水平,则湖南城镇居民人均可支配收入将超过全国2000余元,但与广东仍相差2000余元。
四、发现与建议
通过上文的比较分析,我们可以发现,湖南城镇居民人均可支配收入与全国的绝对差距及绝对差距占湖南城镇居民人均可支配收入比重这一相对差距都呈扩散趋势,与广东的绝对差距在扩大,相对差距在缩小。导致这种差距现状的主要原因有两个:首先,湖南城镇劳动投入增速太慢,在职职工比重过低,导致湖南城镇居民总产值与城镇人口增长速度不相适应,从而导致湖南城镇居民人均产值过低。其次,相对而言,湖南城镇居民人均转移支付收入水平偏低。
国家“促进中部地区崛起规划”政策是湖南经济发展的一次契机,湖南地方当局应该藉此努力发展本省经济,提高本省居民生活水平,缩小湖南城镇居民与全国和广东以及其它发达省份的收入差距。首先,湖南城镇经济发展速度应该与城镇人口的快速增长相适应。湖南城镇经济正处在规模报酬递增阶段,增加资本和劳动投入,将会带来高弹性的产出回报。其次,针对于湖南当期的劳动投入状况,尤其应该努力创造就业机会,提高劳动就业率和劳动投入总规模,以尽快实现对先进地区的赶超。最后,伴随着城镇经济的较快发展,适度提高城镇居民转移支付收入,力求达到全国平均水平。
参考文献:
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作为GDP主要组成部分的居民消费在经济可持续发展中发挥着重要的作用。改革开放以来随着中国经济的快速发展,人民生活水平不断提高,居民的消费水平也不断增长。但是由于中国各地区经济发展速度不同,居民消费水平也有明显差异。
一、实证分析
(一)模型设定
本文选择同一时期各地区城市居民的消费支出来建立模型,影响各地区城市居民人均消费支出的因素有多种,从理论和经验分析,最主要的影响因素是居民可支配收入,其他因素虽然对居民消费也有影响,但有的不易取得数据。因此这些其他因素可以不列入模型,即便它们对居民消费有某些影响也可归入随机扰动项中。本文选择在统计年鉴中可以获得的“城镇居民每人每年可支配收入”作为解释变量DPI,各地区城镇居民家庭平均每人全年消费性支出为被解释变量PC。从2009年《中国统计年鉴》中得到表1的数据。
运用统计软件EVIEWS6.0作城镇居民家庭平均每人每年消费支出(PC)和城镇居民人均年可支配收入(DPI)的散点图(见图1):
从散点图可以看出城镇居民家庭平均每人每年消费支出(PC)和城镇居民人均年可支配收入(DPI)大体呈现线性关系,所以可以建立如下线性模型:
PCi=β1+β2DPI+μi
(二)估计参数
运用统计软件EViews6.0对表1的数据作简单线性回归分析,用OLS法估计其参数,得到模型及参数估计的结果为:
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)模型检验
所估计的参数β2=0.664746,说明城市居民人均年可支配收入每增加1元,可导致居民消费支出增加0.664746元。这与经济学中边际消费倾向的意义相符。可决系数R2为0.945802,修正的可决系数为R2=0.943934,说明所建模型整体上对样本数据拟合较好,即解释变量“城市居民人均年可支配收入”对被解释变量“城市居民人均年消费支出”的绝大部分差异做出了解释。
对回归系数的t检验:H0:β1=0和H0:β2=0;估计的回归系数β^1的标准误差和t值分别为:SE(β^1)=456.4659,t(β^1)=1.589047;β^2的标准误差和t值分别为:SE(β^2)=0.029549,t(β^2)=22.49622。取α=0.05,查t分布表得自由度为n-2=31-2=29的临界值t=t0.025(29)=2.045。
t(β^1)=1.589047t0.025(29)=2.045,应拒绝H0:β2=0。这表明,城镇人均年可支配收入对人均年消费支出有显著影响。
二、结论与政策建议
城镇居民人均年可支配收入对消费支出有着显著的影响,正是由于各地区城镇居民个人可支配收入的差距,导致了各地区城镇居民人均消费支出的异。为了拉动内需,促进可持续经济增长,我们必须提升消费水平,而影响消费水平的主要因素是个人可支配收入,所以我们可以通过减税、增加转移支付等措施来提高个人可支配收入,进而增加消费,实现经济的可持续发展。
参考文献:
1、李月.中国城乡经济增长与消费的差异性分析[J].经济科学,2010(2).
消费是人类通过消费品满足自身欲望的一种经济行为。在宏观经济学中，消费是指某时期一人或一国用于消费品的总支出。可支配收入，全称“国民可支配收入”或“居民可支配收入”，它是观察和分析国家之间、地区之间以及部门和人群之间收入如何分配的最重要的经济指标。本文的目的是研究消费与可支配收入之间的关系。运用计量经济学的观点，并用EViews软件进行实验。本文对2009年全国各地城镇居民家庭平均每人全年生活费支出的数据进行分析并指出收入对各项支出的影响。通过对比2008年的数据，分析变化的原因，对未来进行估计的同时提出意见。
（一）背景
几百年来，关于收入与消费之间的经济学探讨从未停止。亚当·斯密（Adam Smith）在《国富论》中就强调过消费的重要性，他认为“消费是所有生产的唯一终点和最终目的”。消费作为国家内需的重要构成部分，与国计民生息息相关。近几十年，随着中国经济的发展，居民的消费观念与消费对象也发生了翻天覆地的变化，从吃得饱到吃得健康、吃得绿色，从穿得暖和到穿得体面，从解决温饱到全民奔小康，而居民消费的发展趋势和消费需求问题也成为我国社会各界密切关注的热点和焦点。大量研究成果充分说明，收入是决定消费需求及其变动的最主要因素。
（二）消费结构
所谓消费结构是指在一定的社会经济条件下，消费者（包括各种不同类型的消费者和社会集团）在消费过程中所消费的各种不同类型的消费资料（包括劳务）的比例关系。
1.西方经济学家对消费支出的分类，一般有以下三种：
（1）按吃、穿、住、用划分；
（2）按消费对象基本属性划分，分为非耐用消费品、耐用消费品、劳务；
（3）按消费的社会功能分可为社会消费和生理消费。
消费结构的变化取决于多方面因素，而起决定作用的因素是人均收入水平。恩格尔定律揭示了两者的关系，恩格尔系数=食物支出金额/总支出金额×100%，恩格尔系数作为衡量一个家庭消费结构，乃至一个国家的居民消费结构变化的指标，也成为衡量富国、穷国的标准。一般随着收入的增加，恩格尔系数趋于下降，故发达国家的恩格尔系数相对较低。
2.从整个人类社会发展的过程看，消费结构变化一般规律可概括为四个转化：
（1）从自给性消费为主的消费结构向商品性消费结构转化；
（2）在商品性消费结构中，吃为主的消费结构向穿用为主的消费结构转化；
（3）由物质性消费为主向精神和劳务性消费为主的结构转化；
（4）由商品消费结构向产品性消费结构转化。
3.在人类发展历程中，消费结构与不同的社会生产力相对应。根据消费层次理论认为，低级阶段吃穿两项为主，中级阶段房子、车子等耐用消费品占主要地位，高级阶段则以精神文化生活消费为主要内容（张正萍，2008）。
（三）相关消费理论
相对而言较差。t=3.451409>t0.05，可支配收入对住房支出有显著影响。
（三）计量经济的检验
1.多重共线性的检验
2.异方差性的检验
由OLS估计的最终结果中R-squared和Adjusted R-squared的值（见表5和表6）可知，模型的拟合较好，由怀特异方差检验的结果可知OLS*R-squared统计量的伴随概率p
三、实证结果对比分析
（一）食品消费支出
2009年的R2=0.780773，2008年的R2=0.780773，都较高，模型整体拟合良好，居民可支配收入对食品的影响显著。2009年食品支出占总支出份额与2008年度相比变化不大，但有所下降，随着经济的发展，人们生活水平的提高，相对而言食品支出占的总份额会有所下降，这符合了消费结构变化的一般规律。从指数上看出，由于人均收入水平的在提高，总消费支出也有了明显的提高。用于食品消费支出的金额也加大了许多，这是2008年后的经济危机通货膨胀物价上涨的结果。说明人们生活水平的提高，对吃的要求已经不仅仅局限于温饱阶段，而是要吃得饱、吃得天然、吃得健康。
（二）衣着支出
对比2009年和2008年，人们用于衣着消费的支出有所上升，但总体变化不明显。说明近几年居民都已经比较注重衣服的质量和质感了，不仅仅追求穿得暖和，还要穿得舒服，穿得符合自己的性格爱好和身份，并且越来越追求时尚与高档了。也说明居民生活消费状态相对稳定，我国经济稳步发展，人们对我国经济的发展趋势持乐观态度。
（三）医疗消费支出
2009年和2008年相比，人们用于医疗保健支出占总支出比例有所上升。说明了随着人们收入的增加和生活水平的提高，人们对于疾病本身也越来越重视，健康意识增强，同时也反映了医疗费用还是相对较高。但由于医疗相关消费价格上涨，消费者所享受的商品和服务却并不一定提升了。所以我国急需完善居民医疗保险体制，并解决居民看病难看病贵的问题，以促进社会安定人民安居乐业经济的长久稳步发展（吴沛、楚晓东，2007）。
（四）住房消费支出
对比2009年和2008年，住房消费总支出份额下降。这说明在收入基数增大的同时，人们把更多的支出放在了食品、衣着和医疗消费方面，而在住房方面人们则持保守态度。表明受2008年金融危机的影响，虽然经济稳步发展，但是通货膨胀物价上涨，从而导致各种消费的增加，因而房地产的未来发展趋势不明朗。
四、对策建议
1.建立收入稳定增长的长效机制，促进居民收入的稳步提高。收入增长是促进消费增长的决定性因素，因此建立有效的稳定增长经济体制，是增加收入，全面提高和改善人民生活水平的重要途径。对城镇低收入者和下岗职工的再培训，对二次创业的技术培训、政策支持、资金援助等，都是非常重要的。大力发展第三产业，发展多种形式的集体经济，鼓励支持个体经济、私营经济健康发展，扶持中小型企业，创造更多的就业机会。
2.建立健全和完善市场竞争机制。紧跟城镇居民消费结构的变化趋势，一方面满足城镇居民现有的消费需求，另一方面创造并发现城镇居民可能的潜在的消费需求。鼓励对市场上现有的商品进行改善或者更新换代，或者不断地开发新颖、功能独特的新产品，或者个性化的产品，满足不同人群的不同消费需求。
3.进一步完善社会保障体制。医疗消费支出的边际消费倾向较小，完善社会保障体制有助于推动企业的改革，增强企业的活力，促进社会经济的发展；有助于维护劳动者的利益，减少改革的阻力，维护社会稳定；有助于调节贫富差距，营造和谐的社会氛围，促进社会公平正义的实现。社会保障是市场经济的重要支柱，市场经济的不断发展，居民对社会保障的需求日益强烈，完善社会保障体系早已是势在必行（黄继炜，2008）。
4.完善健全金融证券机构，引导消费趋向。人们在消费时，应当理性消费，人们应该考虑在金融保险证券行业和科技教育方面等有长期回报率的领域投资。国家应当完善和健全这些金融机构，使人们能够安心地进行投资和理财。
【参考文献】
[1] 门丽琼，胥巍，杨晨光.陕西城镇居民消费行为研究——基于不同收入阶层的实证分析[J].财经界（学术版），2010（10）：43-44.
引言
近年来，人们对于身体健康与保健的关注度越来越大，那是因为人们的生活水平随着经济的发展而不断提高，由此造成了人们对生活的追求已经不仅仅停留在衣、食、住、行等物质内容上，也就是说人们的消费支出结构已经有较大的改变。在精神生活及身体健康方面，人们的看法已经有了较大的改变，相较于以往填饱肚子的想法，人们更加注重生活上的保健工作，同时医疗保健方面的消费支出在大幅度的攀升。医疗保健支出的上涨，与我国的社会保障体系的完善有着密切的关系，这不仅仅是人们医疗保健意识加强的结果。江西省自1998年12月，国务院正式颁布了《关于建立城镇职工基本医疗保险制度的决定》开始，实行将近50年的公费医疗、劳保医疗制度开始淡出历史舞台。随之建立了我国城镇居民医疗保险体系和农村新型合作医疗体制。这种崭新医疗体制，其关键是医疗保险的具体数额的设定、居民可支配收入水平。我们试图通过对江西省居民人均可支配收入，医疗支出的变动及相关性分析，揭示经济增长、居民生活水平提高、医疗支出增长的内在规律，为江西医疗机构、医疗保险、卫生行政管理等部门，特别是城镇居民医疗保险和新型农村合作医疗为主的社会保障体系建设提供理论指导。
1. 基本情况
江苏省是中国的经济大省，伴随中国市场经济体制的确立和完善，其城镇居民的消费性财富和可支配财富的层次和质量更是得到了显著提升。探索二者的变动特征，从而得出它们的函数关系的基础性模型，有利于国家宏观调控、提升社会生产效率。我们依据江苏省城镇人口人均可支配收入与消费性支出的权威数字，应用相关回归分析法和一元线性回归分析法开展探究活动，为提高地区生产力发展水平、实施相关措施奠定理论基础。
一元线性回归分析方法：一元线性回归分析手段即将一对存在一次函数关系的自变量，构建线性回归函数模型，依据自变量的变化来预计因变量平均发展变动趋向的手段。
假设x是自变量，y是因变量，y和x满足特定线性关系，即一元线性回归函数基本模型为：
yi=a+bxi+εi （i=1，2，n）??????? （1）
式中：x即影响元素，这一影响元素是能够调控的，所以称它为自变量；ε指各类随机元素对各种作用、影响之和，依据中心极限原理，能够把它看做满足正态分布规律，即ε～N（0，σ2）；因变量就是预计结果，因为受各类随机元素的制约和作用，它自身是以回归直线上的相应值为核心的正态随机变量，即
y～N（a+bx，σ2）。设 i=a+bxi??????????（2）
为由一组观察值（xi，yi）（i=1，2，n）得到的回归方程。式2 中， 为yi 的预计值，关于单个自变量xi，都能够求的特定预计值；a与b是回归参数，a是函数=a+bxi在y轴上的截距，它是Xi=0时的预计值；b是函数=a+bxi的倾斜程度，表明自变量变化一个单位，因变量对应损益变化。
估测函数模型的回归参数有很多研究手段，运用最普遍的是最小二乘法。这一研究手段的核心理论基础是以函数模型，辅助一个比较合理的趋向线。最后取得回归系数的预测值为
（3）
（4）
实证分析：这里引用的是1996年到2008年江苏省城镇居民人均消费性支出与人均可支配收入为探究客体。（数字引用于中国统计网，详见表一）。假设人均可支配收入为自变量x，人均消费性支出为因变量y。
（一）相关分析：使用SPSS系统对消费性支出与可支配收入两变量开展有关研究，求的数据如下表。
在上图中不难发现，收入、支出二者的相关系数趋近于1.存在特别显著的相关性及统计意义。
（二）绘制散点图：散点图一般适用于展现二者变量之间的相关变化特点，在相关与回归探究中，这类图是特别关键的工具。使用SPSS 软件设计支出与收入有关变量的散点图（如图1）。
在上表中不难发现，上表图像大致上表现一类线性的统计数据，适用于一元函数回归方程来模拟重合。
三．建立回归模型
基于相关分析和散点图，运用一元线性回归方程来将支出和收入两变量开展模拟重合。同样是运用SPSS系统开展数据探究，能够得出表3。
我们可以从表3的数据建立回归模型 =1176.902+0.598x
四．模型检验：在核准完回归参数后，仍需对回归模型开展检测以保证其可信性和有效性。一般运用的检测手段有显著性检测、及R2等等。
二、样本及研究方法
为了深入分析研究中国的城镇居民的生活费支出与可支配收入的具体数量关系，收集了中国城镇居民月人均可支配收入（SR）和生活费支出（SC）2007～2009年各月度数据序列（数据来源：中经网统计数据库）
因时间序列数据的特殊性，其平稳性需要进行检验，此时可以使用EG两步法确认是否存在协整，并且对模型进行一定的误差修正。
三、实证与分析
根据EG两步法的理论，首先考察生活费支出和人均可支配收入的单整阶数.通过软件Eviews中的具体操作过程如下：
首先检验序列（SR）的平稳性，选带截距项，在滞后差分项下选2阶，通过估计结果来说，单位根检验的临界值分别为-3.577723，-2.925169，-2.600658，分别对应着在1%，5%，10%三个显著性水平检验，t检验的值为-3.438827大于1%临界值，因此无法拒绝H0，这说明人均可支配收入（SR）为非平稳序列，因存在单位根.
在单位根检验中，为了确定人均可支配收入（SR）序列的单整阶数，选择确定对一阶差分序列进行单位根检验并且带有截距项，选择2阶滞后差分项，通过估计的结果来说，单位根检验的临界值分别为-3.581152，-2.926622，-2.601424，分别对应在1%，5%，10%三个显著性水平检验，t检验的值为-9.361364小于临界值，因此拒绝H0，可判断人均可支配收入（SR）的差分序列是平稳的，因不存在单位根，也就是说，（SR）序列是一阶单整的，SR～I（1）。
通过以上的理论方法同样可以可检验生活费支出（SC）序列也是一阶单整的，即SC～I（1）。
为了分析可支配收入（SR）和生活费用（SC）序列数据之间是否协整，理论上应先对两个变量进行回归检验，然后通过对回归残差的平稳性的检验来判断。
将以上的生活费支出（SC）变量作为被解释变量，而人均可支配收入（SR）为解释变量，估计的回归模型为
为了得出回归残差是否平稳的特性，设et=Resid，从而可以将et进行单位根检验。另外可以看到，因残差的均值是零，因此做截距项为零的DF检验，检验的估计结论为：，在5%的显著新水平下，t检验的值为-4.141953，小于临界值，因此可以拒绝原假设，这说明残差序列是平稳序列不存在单位根，（SR）与（SC）之间存在协整关系。
生活费支出（sc）与可支配收入（SR）之间存在协整关系，说明它们之间保持有长期的均衡关系。可是在短期内出现失衡的状况是可能的.，为了提高回归模型的判断精度，把误差项et在回归模型中作为均衡误差看待，因此下一步可以通过建立误差修正模型将SC与SR的之间的短期行为与长期变化联系起来。
误差修正模型的结构如下：
将作为被解释变量，以和作为解释变量，估计回归模型，最终得到误差修正模型的估计结果为：
t=（0.064） （12.193） （-3.994）
R2=0.7769 DW=1.8979
四、结论
通过以上的分析可以看到，城镇居民月人均生活费用支出的变化食欲可支配收入的变化紧密联系的它不仅仅根据可支配收入的变化而变化，更重要的是它还因上一期生活支出对均衡水平的不同而有所偏离，即消费支出是有惯性特征的，误差项et（-1）估计的系数-0.541695说明了模型对偏离的修正，这进一步说明如果上一期对均衡水平的偏离如果越远，那么本期对模型的修正的量就会越大，也就是说，此模型系统是存在误差修正机制的。
参考文献：
[1]庞皓.《计量经济学》.北京，科学出版社，2006.
[2]易丹辉.《数据分析与Eviews应用》.中国人民大学出版社，2009.
中图分类号：F064.1 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2017）02-0096-03
宿州市位于安徽省东北部，是长三角城市群、中原经济区重要节点，宿淮蚌都市圈、宿淮城市组群城市，安徽区域中心城市之一，是安徽省文明城市，国家园林城市，国家智慧城市，安徽省重要的交通枢纽。改革开放以来，宿州市经济得到迅速发展，截至2015年，宿州市生产总值（GDP）已经达到1 235.83亿元，按可比价格计算，增长8.9%，同比增幅高于全国2个百分点。虽然最近几年宿州市的经济建设取得了一定的成绩，但是城乡收入差距同比增大的问题依然没有得到有效解决。
一、变量和样本的选取
本文选取宿州市城镇居民人均可支配收入、农村常住居民人均可支配收入以及城l收入差距作为衡量宿州市城乡居民收入状况的指标，选取宿州市人均GDP作为经济发展水平的衡量指标，选取2004―2015年的相关统计数据作为分析样本。
表1为宿州市2004―2015年的人均GDP以及城乡居民收入数据，从表中可以看到，宿州市城镇居民人均可支配收入、农村常住居民人均可支配收入随着宿州市经济不断增长出现持续增长，与此同时，宿州市的城乡居民收入差距也在进一步增加。2015年，宿州市人均 GDP 为22 415元，比上年增长7.27%，比2004年增长3.63倍；城镇居民人均可支配收入23 631元，比上年增长7.70%，比 2004 年增长2.37倍；农村常住居民人均可支配收入9 140元，比上年增长9.70%，比2004年增长3.29倍；城乡收入差距14 491元，比上年增长6.48%，比2004年增长1.97倍。因此，在变量关系方面，我们以宿州市人均GDP作为自变量，以城镇居民人均可支配收入、农村常住居民人均可支配收入以及城乡收入差距作为因变量分别建立回归模型，定量分析人均GDP与各自变量之间的量化关系。
二、回归分析
（一）相关分析
运用SPSS 22，针对样本进行相关分析，计算出来的相关系数如表2。由相关系数表可知，人均GDP与城镇居民人均可支配收入、农村常住居民人均可支配收入、城乡收入差距的皮尔森相关系数分别为0.995、0.998、0.984，其结果均在0.9以上。双尾显著性检验的P值均为0.000，在0.05以下。因此，可以认为人均GDP与城镇居民人均可支配收入、农村常住居民人均可支配收入、城乡收入差距具有较强的相关性。
运用Eviews7绘制宿州市人均GDP与城镇居民人均可支配收入、农村常住居民人均可支配收入、城乡收入差距的散点图。图中横轴表示人均GDP，纵轴表示城镇居民人均可支配收入、农村常住居民人均可支配收入、城乡收入差距。从直线相关的角度看，2004―2015年城镇居民人均可支配收入、农村常住居民人均可支配收入、城乡收入差距与人均GDP之间呈正相关关系，因此，我们可以进行一元线性回归分析。
图1 散点图
（二）回归分析
1.回归方程
运用SPSS 22软件对表1中2004―2015年宿州市的相关数据分别进行回归分析，得到以下3个一元线性经验回归方程：
方程1：Y1=3 249.123+0.937X
方程2：Y2=77.229+0.359X
方程3：Y3=3 171.894+0.542X
其中，X表示人均GDP，Y1，Y2，Y3分别表示城镇居民人均可支配收入、农村常住居民人均可支配收入、城乡收入差距。
表3为上述3个方程的方差分析表。由表3可知，方程1、方程2、方程3的F检验统计量分别为989.920、2583.127、303.090，相应的概率P值均为0.000，小于0.05。因此，城镇居民人均可支配收入、农村常住居民人均可支配收入、城乡收入差距与人均GDP的线性回归高度显著，可以认为三者与人均GDP之间存在线性相关关系。
2.回归系数分析
表4是3个方程的回归系数分析表。由表4可知，方程1的常数项系数为3 249.123；回归系数为0.937，置信度为95%的区间估计为（0.870，1.003）；线性回归参数的标准误差为0.03；标准化回归系数为0.995，T 检验的概率p值为0.000，小于0.05，所以，可认为回归系数有显著意义。方程2的常数项系数为77.229；回归系数为0.395，置信度为95%的区间估计为（0.378，0.413）；线性回归参数的标准误差为0.008；标准化回归系数为0.998，T 检验的概率p值为0.000，小于0.05，所以，可认为回归系数有显著意义。方程3的常数项系数为3171.894；回归系数为0.542，置信度为95%的区间估计为（0.472，0.611）；线性回归参数的标准误差为0.031；标准化回归系数为0.984，T 检验的概率p值为0.000，小于0.05，所以，可认为回归系数有显著意义。综上，可以认为3个方程的回归系数均有显著意义。
3.拟合优度检验
表5是三个回归方程的拟合优度表。由表5可知，3个方程的可决系数R2均大于0.9，3个方程的拟合优度较高，检验通过。
三、结论
通过以上分析可以得知，宿州市城镇居民人均可支配收入、农村常住居民人均可支配收入、城乡收入差距分别与人均GDP存在显著的线性关系。宿州市城镇居民人均可支配收入与人均GDP的回归方程：Y1=3 249.123+0.937X；宿州市农村常住居民人均可支配收入与人均GDP的回归方程：Y2=77.229+0.359X；宿州市城乡收入差距与人均GDP的回归方程：Y3=3 171.894+0.542X。由线性回归方程可知，宿州市人均GDP每增长1元，城镇居民人均可支配收入增长0.937元，而农村常住居民人均可支配收入仅增L0.395元，城乡收入差距则增长0.542元。虽然宿州市人均GDP的增长对农村常住居民人均可支配收入的增长具有显著作用，但其对城镇居民人均可支配收入的增长作用更为显著。随着宿州市人均GDP的增长，城乡收入差距会越来越大，单纯依靠经济增长无法消除这一差距。
Kanbur（2005）认为，政策不平等是导致城乡收入不平等的最关键因素。林毅夫（2003）也指出城乡差距逐渐扩大主要是由于政府采取的发展策略背离了本地的发展优势。马光荣（2010）指出财政分权程度、政府财政支出结构对城乡收入差距有显著影响。李伶俐（2013）利用庇古边际效用理论得出了政府主导的城市化进程最初会缩小城乡收入差距，但超过一定的限度也会扩大城乡收入差距的结论。
因此，宿州市政府应当积极调整经济政策，尤其是财政政策，提高财政对农村地区转移支付的力度，加强农村地区基础设施建设投资，提高财政对农村教育、医疗、社会保障的投入，确立城乡一体化的社会化服务体系。同时，应当加快农村改革的步伐，逐步建立土地流转机制，走集约化、产业化经营道路，逐步提高农村居民人均收入，消除城乡收入差距。
参考文献：
[1] Kanbur，R.Fifty years of regional inequality in China [J].Review of Development Economics，2011，9（1）.
[2] 林毅夫.中国的经济增长收敛与收入分配[J].世界经济，2003，（8）.
关键词:
家庭体育教育投资;需求收入弹性;边际消费倾向
家庭体育教育投资是家庭教育投资重要组成部分，与青少年体质健康息息相关，是一种人力资本投资，也是家庭健康和家庭财富的投资。无疑，研究家庭体育教育投资能力，把握其内在规律，对于改善家庭主体投资意愿，控制投资风险，把握投资方向等都有积极意义。
1宿迁城镇居民家庭可支配收入与家庭体育教育投资能力特征
居民可支配收入包括家庭成员所从事主要职业的工资以及从事第二职业、其他兼职和偶尔劳动得到的劳动收入等。家庭可支配收入是影响家庭体育教育投资的重要因素。城镇家庭可支配收入是家庭成员得到可用于最终消费支出和其他非义务性支出以及储蓄的总和，即居民家庭可以用来自由支配的收入。［2］有资料显示，2014年宿迁城镇居民家庭人均可支配收入为15888元［3］，并且总体上在时间序列上呈逐年上升趋势，反映出宿迁城镇居民家庭体育教育投资潜力的逐年增强趋势。
2宿迁城镇居民家庭人均可支配收入、生活支出与家庭体育教育投资能力
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两大部分，家庭体育教育投资是人们家庭消费支出中的非基本需要支出，与家庭收入直接相关，且不同富裕程度的家庭这方面的支出差异相对较大，当城镇居民家庭收入水平提高时，才有可能增加该类支出。有资料显示，宿迁城镇居民人均生活消费支出10450元，占人均可支配收入的65．77%，其中食品烟酒类消费支出占家庭人均可支配收入的23．72%，占比最高;居住类消费占家庭人均可支配收入的10．73%，排在第二位;家庭体育教育投资和非家庭体育教育投资的教育文化娱乐分别占比1．74%和9．66%，两者之和甚至超过了排在第二位的居住类消费，这一现象反映出宿迁城镇居民对教育文化娱乐类投入(包括家庭体育教育投资和非家庭体育教育投资的教育文化娱乐)的重视，家庭注重培养和提升子女的人力资本;同时，相对较小金额的家庭教育类投入(9．66%)及家庭体育教育投资(1．74%)反映出家庭其他方面的必要支出对家庭教育投入的挤出效应，同样道理，基于升学导及家庭必要开支的双重挤出效应导致家庭体育教育投资份额占比很低。
3宿迁城镇居民家庭体育教育投资的边际消费倾向与家庭体育教育投资能力
边际消费倾向是增加的消费和增加的收入之间的比率，也就是增加的1单位的收入中用于增加的消费部分的比率。调查统计表明，宿迁城镇居民的家庭边际消费倾向为0．438，表明家庭新增加的收入有43．8%用于生活消费支出。宿迁城镇居民食品烟酒、居住及非家庭体育教育投资的教育文化娱乐的边际消费倾向在家庭各项消费品支出中居前，表明宿迁城镇居民的新增收入首要满足基本生活需要;而家庭体育教育投资边际消费倾向排名最后，表明宿迁城镇居民在满足了基本生活需要及其他非基本生活需要开支后才考虑对家庭体育教育投资的消费，这一现象也反映出宿迁城镇居民对子女健康人力资本投资的不足。
4宿迁城镇居民家庭体育教育投资及其他项的需求收入弹性与家庭体育教育投资能力
需求收入弹性表示在一定时期内，消费者对某种商品需求量的变动对于消费者收入量变动的反应程度，用弹性系数加以衡量。弹性系数数值大小及表示意义有三种情况:(1)弹性系数大于1(奢侈品，富有收入弹性);(2)在0与1之间(正常品，缺乏收入弹性);(3)小于0(低档品)。调查统计计算得知，宿迁城镇居民生活支出中的交通通信和非体育家庭教育文化类两项的弹性系数都大于1，属于富有弹性的奢侈品，即随着家庭可支配收入的增加，城镇居民更愿意在交通通信及非体育家庭教育文化类上开支额更大;而像食品烟酒、衣着、居住等各项的商品及服务需求收入弹性系数都大于0且小于1，为缺乏弹性的正常品;家庭体育教育投资的需求收入弹性系数为0．869，显然不及富有弹性的一般教育投资及交通通信，也不及衣着及居住等基本生活需求支出。
5宿迁城镇居民家庭体育教育投资能力判别及制约因素
通常，居民家庭体育教育投资受制于两大因素:一是家庭预算;二是升学风险。在以文化成绩为导向的升学考试制度下，家庭对子女参加运动的项目、运动时间、运动特长、运动成才的成功率会做全面的评估和判断，如果运动对子女升学弊大于利，家庭体育教育投资则会被放弃。调查发现，宿迁城镇居民家庭随着子女入学年龄的增长，家庭体育教育投资呈快速下降趋势。居民家庭体育教育投资是家庭预算中家庭生活非基本支出一部分，在家庭预算一定的情况下，家庭体育教育的增加势必造成其他支出的减少，形成家庭体育教育投资的机会成本。如果家庭体育教育投资机会成本大到影响家庭正常基本生活支出，则会造成家庭生活质量下降，这样家庭体育教育投资能力较弱，反之亦然。有研究指出，当城镇居民年可支配收入不足8000余元时，城镇居民家庭完全没有能力投资教育;当城镇居民家庭年可支配收入在8000元至15000元之间时，城镇居民家庭在满足基本生活需求的前提下，压缩其他生活消费支出用于教育投资，但是投资能力有限;当城镇居民家庭年可支配收入大于15000元时，城镇居民家庭完全有教育投资能力。这里的完全有教育投资能力主要是针对于初级教育。用这个标准衡量家庭高等教育投资能力时还需要在此标准基础上加上高等教育的学费;并且考察家庭体育教育投资还需要综合考虑非体育类家庭教育投资。从江苏统计局的统计数据可知，宿迁城镇居民从2010年至2014年的人均可支配年收入可知，宿迁城镇居民的家庭体育教育投资属于完全有投资能力类型。
6结束语
家庭体育教育投资作为一种人力资本投资的实践活动，反映了家庭作为投资主体把货币转化为资本的主观条件及家庭体育教育服务费用的承受能力。宿迁城镇居民人均生活消费支出占用了人均可支配收入的65．77%，食品烟酒、居住等基本家庭生活支出负担较重，交通通信和非体育家庭教育文化娱乐富有需求收入弹性，家庭体育教育投资对子女升学等风险较大的不利因素影响，宿迁城镇居民家庭体育教育投资能力和投资潜力还需要更深入挖掘和激发。
作者：刘国富 单位：宿迁学院体育部
参考文献:
［1］温竹;洪恺;周亚．财政政策背景下的家庭教育投资［J］．北京师范大学学报(自然科学版)．2009．4(2):215－217．
［2］张光宏;李杰．我国城乡家庭教育投资能力比较分析［J］．农业技术经．2011．11:91－101．
［3］2014人民生活．［EB/OL］
Xinjiang Corps Nong Yishi level of consumption of urban residents trends forecast
Chen peng
【Abstract】Based on the level of consumption of urban residents Nong Yishi development of the empirical analysis reveals the impact of the division level of consumption of urban residents in the development trend of the main factors, and selected from the consumer price index and the per capita disposable income of two indicators , Established a level of consumption of urban residents Nong Yishi the dual linear regression model, while the use of three projections, it is estimated that these two indicators of future value, and ultimately the consumer level Nong Yishi the development trend forecast.
【Key words】The consumer price index evel of consumptionPer capita incomeForecastNong Yishi
中图分类号：C913.3文献标识码：A 文章编号：
，本文就兵团农一师城镇居民消费水平影响因素作了系统的研究和分析，并对未来5年农一师城镇居民消费水平发展趋势做以预测，在此基础上提出了提升农一师城镇居民消费水平的对策。
1.农一师城镇居民消费水平发展现状
1.1农一师城镇居民消费结构概况
居民消费结构是指居民各种具体消费内容和形式及其互相配合、互相作用的方式。消费结构包括消费主体结构、消费支出结构、消费形态结构、消费层次结构等多方面内容。其中,消费支出结构是基于居民吃、穿、行、用等消费形式所表现的对食品、衣着、住房、用品、交通工具、娱乐设施(服务)等商品和服务消费的支出结构。我国目前的统计年鉴就将居民消费分为食品、衣着、家庭设备用品及服务、医疗保健、交通通讯、文教娱乐用品及服务、居住和其他商品与服务类。
从表1的数据看出：从整体上，各年总消费支出由1997年的4508.68元增长到2006年的7589.20元，后者为前者的1.683倍，而同期人均可支配收入由5408.76元增长到10023.40元[2]，后者为前者的1.853倍。
在农一师城镇居民人均可支配收入中，消费支出占有绝大比重，均在73%以上，其中食品支出所占比重最大，第二是衣着消费支出，其余消费支出按所占比重大小依次排列为：娱乐教育文化支出，居住消费支出，交通费用支出，医疗卫生消费支出，家庭设备消费支出，其他消费支出。
从而我们得出：衣、食、住、行四方面的消费支出仍是农一师城镇居民消费的主要方面；娱乐教育文化方面的消费支出大于居民住、行两方面消费支出额，说明农一师城镇居民在物质生活水平提高的同时，精神需求水平也同步提高；在各项消费支出中，农一师城镇居民的交通费用支出占有较大比重，这与农一师所处的地理位置以及当地的交通运输条件欠发达有关。
表11997年―2006年农一师城镇居民人均年可支配收入及消费支出
注：表中数据根据1998至2007年《新疆生产建设兵团统计年鉴》和《农一师阿拉尔市统计年鉴》计算整理而得。
表21997年―2006年农一师城镇居民人均年各项支出所占总消费支出比例
表2是根据表1数据计算出的农一师城镇居民人均年各项支出所占总消费支出比例。
从表中数据看出，各年娱乐教育文化方面的消费支出额基本保持稳定，食品、服装、交通、杂项等方面的支出占消费总支出的比重从总体趋势上来说稳中有降，家庭设备、医疗、居住等方面的消费支出占消费总支出的比重逐渐上升。说明人们解决了基本生活问题后，最关注的就是生活的质量以及身体状况。
1.2影响农一师城镇居民消费水平因素分析
1.2.1 居民消费价格指数
通过图1可以看出：农一师城镇居民消费价格指数在过去10年里呈上升的趋势，但幅度不大。但居民消费价格指数与居民生活的方方面面都有直接的关系：1）影响物价，对居民购买力造成影响；2）影响居民的收入，居民消费价格指数上升，购买力下降，与过去相比，同等收入水平缩水。因此，过去10年里，农一师城镇居民消费水平逐渐上升，与居民消费价格指数上升即表现出的物价上涨有密切关系。
1.2.2 货币购买力指数
通过图2可以看出：农一师城镇居民货币购买力基本保持平稳上升状态，增幅不大。因为居民消费水平与货币购买力的变化成正比，所以，在农一师在过去的10年里，物价较稳定，居民消费水平也基本保持平稳上升趋势。
1.2.3 人均可支配收入
农一师城镇居民消费水平的高低很大程度上取决于城镇居民的人均可支配收入，从表1当中的数据可以看出，随着农一师城镇居民人均可支配收入的提高，居民消费水平是不断上升的。
图1农一师城镇居民消费价格指数
注：图中灰色线为趋势线
图2 农一师城镇居民货币购买力指数
注：图中黑色线为趋势线
1.2.4 恩格尔系数
农一师城镇居民消费水平中存在恩格尔系数假象。从表2中的数据看出农一师城镇居民生活的恩格尔系数从1997年的0.3792下降至2006年的0.3162。在一定程度上说明了居民生活水平的提高。
但是值得注意的是从1997年至2006年恩格尔系数在29%―38%之间，按照联合国粮农组织提出的标准，恩格尔系数在30%―40%为富裕，低于30%为最富裕。农一师人民消费水平出现了恩格尔系数假象，因此，在农一师运用这一标准同其他地区乃至全国进行对比时，要考虑到一些不可比因素，如消费品价格比价不同、居民生活习惯的差异、以及由社会经济制度不同所产生的特殊因素。在表中具体表现为农一师居民在交通和娱乐教育文化方面的消费支出大，这与农一师当地的交通运输条件欠发达以及当地城镇居民重视教育以及追求精神文化生活有关。这两方面的消费支出增加了总消费支出，食品消费支出所占比重就会相对下降，即恩格尔系数下降，进而造成农一师城镇居民消费水平中的恩格尔系数假象。
图3农一师城镇居民人均可支配收入
注：图中黑色线为趋势线
2.城镇居民消费水平模型分析
2.1 居民消费水平预测模型
二元线性回归模型：
若因变量Y受自变量X1、X2的影响，则因变量Y依自变量变化的线性回归模型为：
Y =β0+β1X1+β2X2 （1）
式中，Y为因变量，X1、X2为可控并测量的自变量，β0、β1、β2为待定参数，称为回归系数[4]。
其可通过下面的联立方程得到：
∑Y=nβ0+β1∑X1+β2∑X2
∑X1 Y=β0∑X1+β1∑X21+β2∑X1X2 （2）
∑X2 Y=β0∑X2+β1∑X1X2+β2∑X22
2.2 居民消费价格指数、人均可支配收入预测模型
三点预测法（五项加权平均法）：
Xt=a+bt（3）
其中：
b=(T-R)/(n-5)（4）
a=R-(11/3)b（5）
式中，R为数列首部5项加权平均数，T为数列尾部5项加权平均数，n为项数[5]。
注：五项加权平均法中的参数a、b值在直线方程中的解法如公式（4）、（5），因本文所用方程为二元线性回归方程，故解法如上所述。
3.城镇居民消费水平模型在农一师的运用
3.1农一师城镇居民消费水平二元线性回归模型
影响农一师城镇居民消费水平的因素有居民消费价格指数、人均可支配收入、货币购买力指数、恩格尔系数等几项，其中居民消费价格指数和人均可支配收入这两个因素对农一师城镇居民消费水平的发展起决定性作用，因此本文选取这两项因素作为因变量，把城镇居民消费水平作为因变量,则1997年――2006年农一师城镇居民消费水平二元线性回归样本资料计算如下：
将表中有关资料数据代入公式（2）的三个方程式中：
59.6=10β0+1001.3β1 +74.4β2
5984.4=1001.3β0 +100316β1 +7465.1β2
458=74.4β0 +7465.1β1 +573.6β2
解上述联立方程可得：
β0 =-11.7 ， β1 =0.13 ， β2=0.63
将参数值代入回归方程式（1）：
Y =-11.7+0.13X1+0.63X2（6）
表31997年――2006年农一师城镇居民消费水平二元线性回归样本资料计算表
3.2运用三点预测法预测农一师城镇居民消费价格指数和人均可支配收入
在曲线方程中，一般有三个参数，我们可以按照配合趋势曲线分析中的参数个数将时间序列分为相应的组，求各点的加权平均数，即将农一师城镇居民1997――2006年的居民消费价格指数和人均可支配收入作为时间序列值，将其划为两组，求各点的加权平均值，再将所得的数值作为趋势线上的坐标点，据以计算趋势方程中的参数值。据此，得表4：
根据表4中的数据,得出n=10,T1=101.4,T2=9,R1=99.4,R2=6.6，将其代入公式（4）、（5）得：a1=97.9,b1=0.4, a2=4.84,b2=0.48；
表4农一师1997――2006年城镇居民消费价格指数和人均可支配收入表
将a1 、b1、a2、b2的值分别代入公式（3）得2007――2011年农一师城镇居民消费价格指数和人均可支配收入的预测值，见表5：
表5农一师2007――2011年城镇居民消费价格指数和人均可支配收入预测表
3.3 2007―2011年农一师城镇居民消费水平数量预测
居民消费价格指数、人均可支配收入与居民消费水平是影响与被影响的关系，三者之间存在线性回归关系，因此，根据农一师2007――2011年城镇居民消费价格指数和人均可支配收入的预测值，将这两项指标值的预测值代入公式（6）：
Y =-11.7+0.13X1+0.63X2
则得出如下农一师城镇居民未来五年消费水平预测值(图3)。
3.4农一师城镇居民消费水平发展趋势预测结论
通过图3的数量预测结果可以看出：在未来5年内，农一师城镇居民消费水平是呈上升趋势发展的，居民消费水平从2007年的6.09上升到2011年的9.39。其中2008年较2007年城镇居民的消费水平增幅较大，这是因为受到2007年、2008年两年里全国消费品市场物价迅速上涨因素的影响，2008年后增幅相对较稳定；同时受现行市场物价上涨因素所造成的直接影响是居民消费价格指数上涨，居民消费价格指数的高低直接反映通货膨胀水平的高低，所以在未来5年内，由于受通货膨胀的影响，农一师城镇居民消费水平呈不断上升趋势。
如前所述，居民消费价格指数直接关系到居民生活的各个方面，在未来5年内，农一师消费市场物价会继续上涨，从而对居民的购买力造成影响，居民的货币购买力降低；居民的收入不变的情况下，居民消费价格指数上升，表象上居民的消费水平也在不断的上升，但是实质上伴随着通货膨胀的影响，与过去相比，农一师城镇居民同等收入的水平就会缩水[6]。
图32007――2011年农一师城镇居民消费水平趋势预测图
注：图中黑色线为趋势线
4.提升农一师城镇居民消费水平对策
通过以上预测结果，得知农一师城镇居民消费水平的发展受居民消费价格指数和人均可支配收入的影响最大，因此，控制城镇居民消费价格指数和提高城镇居民人均可支配收入成为提升农一师城镇居民消费水平的重要突破口。
4.1提高收入水平，提升消费能力
首先是通过增加师城镇就业岗位，提高城镇居民收入。其次是提高师城镇职工工资水平。要通过完善工会制度，尊重职工权利，建立工资谈判机制，完善劳动法规来建立正常的工资机制。三是完善收入分配制度，缩小收入差距，扩大中等收入群体。四是通过加强教育普及率和加大职业技能培训力度，提高一师居民文化素质，促进一师城镇居民就业。
4.2完善公共服务，提高消费意愿
一是完善社保体系。通过加大城镇居民社保力度，改善社保征缴方式，建立健全社保体系。二是加大公共产品供给。调整财政支出结构，加大对教育、医疗、住房保障等领域的公共投入力度，减轻城镇居民的负担。三是加强市场调控。完善市场物价监测体系，完善重要商品的储备、投放及期货交易制度，加强金融、财政、税收、行政等综合调控力度，稳定市场物价。
4.3改善消费环境，释放消费潜力
一是完善基础设施建设。继续加大对农一师城镇的水、电、路、气和通讯等基础设施建设，完善师商业体系，发展现代物流业。二是扩大消费信贷规模。通过完善师社会信用体系，改善消费信贷的管理和考核方法，加大金融创新，降低信贷门槛来扩大消费信贷规模。三是加强市场监管。从行政执法、行业自律、舆论监督、群众参与等方面完善市场监管体系，加大整顿和规范市场秩序。四是建立健全师城镇居民社区服务中心。每3―5个居民点应建立一个社区服务中心，为城镇居民集中提供计生、公安、民政、社保、农技、医疗、文化、商业服务，改善城镇的消费环境，方便城镇居民的生产生活[7]。
4.4突出重点领域，增加消费亮点
要重点突出发展师交通通讯、汽车、住房、旅游、文化娱乐、保健休闲等消费领域，促进农一师城镇居民消费的健康快速增长。
4.5加强科学引导，提倡合理消费
农一师师政府可以通过政策鼓励、教育宣传、舆论导向等措施，逐步引导城镇居民向节约、环保、健康的消费模式转化。
【参考文献】
[1]《新疆兵团农一师新疆阿拉尔市统计年鉴》[J].农一师阿拉尔市统计局,2004.
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[5]孙文生,《统计学原理》[J].中国统计出版社,2003.
中图分类号：F014.4文献标志码：A文章编号：1673-291X（2014）16-0007-03
城镇居民富人家庭人均可支配收入、城镇居民非富人家庭人均可支配收入的实际状况国家统计局没有公布，由于城镇居民家庭人均可支配收入“平均数自身的维稳性”，使得人们很难看清城镇居民富人家庭、非富人家庭人均可支配收入的实际状况，间接阻碍了城镇居民富人、非富人家庭人均可支配收入与居民消费之间的相互关系。为理清城镇居民富人、非富人家庭人均可支配收入，就必须借助居民储蓄结构、城镇居民家庭人均可支配收入、基尼系数等间接手段获得。
一、富人与非富人收入计算所需的基础数据
1.消费者收入水平变化
据国家统计局公布的数据1985年至2013年中国城镇居民家庭人均可支配收入数据如下：
2.居民储蓄存款
据2012年城乡居民人民币储蓄存款年底余额 399 551.00亿元（来源：国家统计局网站，http：///workspace/
index；jsessionid=B7DE06E94AC88E33C00A2F94C31A3ADC?m=hgnd），结合根据郎咸平2013年4月15日《理财周刊》《我们是真正的储蓄大国吗》一文中所提到的，“2012年底，城乡居民储蓄余额高达近40万亿元人民币，中国人民银行做过的研究发现，中国10%的人拥有了75%的存款。换句话说90%的人只拥有25%的存款”。照此计算富人家庭人均储蓄为218 572.76元（2012年城乡居民储蓄399 551亿元×75%）÷（10%×13.71亿人口）=218 572.76元/人），非富人家庭人均储蓄为8 095.29元（2012年城乡居民储蓄399 551亿元×25%）÷（90%×13.71亿人口）=809 5.29元/人；富人三口之家储蓄655 718.28元（218 572.76元/人×3人=655 718.28元），非富人三口之家储蓄24 285.86元（8 095.29元/人×3人=24 285.86元），富人、非富人1∶9的储蓄比例，亦即中国富人与非富人比例（注：在工资比例份额相对较低的分配体制里，如果考虑到投资报酬率高于工资报酬率的事实，贫富偏差会更大，由于1∶9的储蓄比例为2012年的富人、非富人的储蓄比例，考虑到计算口径的一致性和准确性，故本文选取的数据截止到2012年）。
3.居民收入基尼系数
2012年1月18日国务院新闻办公室举行的新闻会（2012年中国新闻网，http：///cj/2013/01-
18/4500444.shtml），国家统计局局长马建堂介绍2012年国民经济运行情况时称，中国全国居民收入的基尼系数，2003年是0.479，2004年是0.473，2005年0.485，2006年0.487，2007年0.484，2008年0.491。然后逐步回落，2009年0.490，2010年0.481，2011年0.477，2012年0.474（介于国家统计局提供的基尼系数是2003年开始的，同样为了考虑到计算口径的一致性和准确性，本文的所有数据的选取都由2003年开始的）。
二、城镇居民家庭可支配收入富人与非富人权重
按照基尼系数的绝对平均线，在中国只有富人与非富人之分的假设情况下，富人与非富人应各自占有总收入的1/2，然而现实中的绝大多数的情况下并非是绝对平均，而是存在有一定的偏差（即基尼系数0Gn1），因为此时的收入已经向富人偏离了Gn，因此当0Gn1时，富人得到的收入比例应该为（1+ Gn）/2；同理，因为此时的非富人收入已经向富人偏离了Gn，因此当0Gn1时，非富人得到的收入比例应该为（1-Gn）/2或者为1-（1+ Gn）/2。故此可以根据国家统计局公布的数据计算得出，根据基尼系数计算的城镇居民平均可支配收入富人与非富人收入权重表（见表2）。
三、城镇居民富人与非富人家庭可支配收入绝对数
根据前述提到的中国富人、非富人1∶9的储蓄比例（亦即中国富人、非富人比例），再结合上述依据基尼系数计算的城镇居民平均可支配收入富人、非富人收入权重表（见表2）和城镇居民家庭平均可支配收入，即可计算出如下城镇居民家庭可支配收入富人、非富人绝对收入对比表（见表3）。
四、城镇居民家庭可支配收入富人与非富人收入增长趋势对比
进一步依据城镇居民家庭可支配收入富人与非富人绝对收入对比表（见表3），绘出城镇居民家庭可支配收入富人与非富人收入增长趋势对比图（见图1）。
五、城镇居民家庭可支配收入富人、非富人收入增长趋势的结论推断
1.非富人储蓄不足的直接原因在于收入过低
如果按照前述郎咸平提供的数据，90%的非富人平均存款只有9 000元左右，年家庭收入23 675.48元（按照三口之家计算人均7 891.83 元/年、月均657.6522元/月）的计算结果，他们要穿衣、要吃饭、要住房、要看病，孩子要上学，扣除这些必须的支出，这些钱根本就不够用，储蓄积累自然很少。
2.收入畸形必然引发畸形消费
巨大的收入差距，必然引起消费扭曲，一方面是仅供极少数人使用的、对经济拉动极为有限的奢侈品、炫耀品市场的异常火爆，另一方面是可以拉动经济增长的大众消费品、正常生活用品的需求乏力。2003―2012年期间，出现的“珠宝热”、“豪车热”、“土豪金热”与“买不起房”、“上不起学”、“看不起病”现象，已经形成了鲜明的对比。
3.收入结构扭曲必将影响市场化的正常发展
2003年富人、非富人可支配收入比例扩大到25.55倍以后，之后的十年间基本保持着这一比例，这一比例长期地扭曲了中国收入结构的合理性，现在这一趋势还在扩大。这种收入畸形所产生的消费畸形，使得绝大多数人消费乏力，致使人们在住房、医疗、教育这些正常的保障性、基础性消费面前变得困难重重，严重阻碍了房地产、医疗卫生、文化教育、体育娱乐市场的正常发展。
4.巨大收入差距下经济的消费拉动根本就无法实现
正常生活都难以保障的条件下，又如何敢消费，消费拉动又如何能够实现，中国人有钱不敢花，中国人有钱不愿意花，中国人热衷于储蓄而不是消费，并非是中国现实社会经济发展的真实状况，建立在虚构富足基础上的消费拉动，脱离了中国收入、消费结构现实，巨大收入偏差的现实条件下，消费拉动只是句空话。
5.纠正富人与非富人收入差别应采取的措施
当务之急是通过调整收入结构，严格所得税征收，限制公职人员过高收入，提高最低工资标准，调节中层收入，规范合法收入，打击灰色收入、黑色收入（灰色收入本质上讲即是公职人员利用手中的权力所取得的黑色收入、非法收入、违法收入的总称，所谓的灰色收入不过是黑色收入、非法收入、违法收入的官用文人祸国殃民的甜言、蜜语、美词而已，所以必须予以严厉打击）。只有这样消费拉动才不至于只是句空话。
参考文献：
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中图分类号：F832
文献标识码：A
文章编号：1003－7217(2006)06－0012－07
一、引言和相关研究
改革开放以来，我国经济取得了高速的发展，城镇居民收入有了很大的提高。城镇居民收入在快速增加的同时，城镇居民收入的差距和我国经济发展的其他指标一样，也处于不断扩大的态势。此种差距扩大的趋势表现在阶层间、行业间和地区间。形成城镇居民收入分配差距的因素很多，有很多学者从多方面对此进行了研究。本文考察了金融中介发展对城镇居民收入差距的影响。
近年来，金融与增长文献开始关注金融与收入 分配间的关系。这些文献大体上可以划分为三种不同的理论假说：一种假说认为金融发展和收入分配间存在着倒U字型关系。另一种观点认为金融发展有利于改善收入分配不平等程度，认为在金融发展过程中，穷人和富人之间的收入与财富水平差距将不断收敛。第三种观点怀疑金融发展会降低收入不平等程度，认为随着金融市场的深化，最有可能从金融深化和金融市场发展中获利的是那些已经在位的和高收入阶层，而非穷人和低收入阶层。
在实证研究方面，Clark，Xu&Zou(2003)用全球数据对金融发展和收入分配之间的关系进行了分析，得到的结论是金融发展会显著降低一国收入分配差距。最近，Beck，Demirguc－Kunt和Levine(2004)的研究表明，私人可利用的信贷比例的上升会促进穷人的收入更快的增长。金融发展增加了国民收入，同时降低了收入的不平等。他们把此种效应称之为“惠及穷人的增长”。
关于我国的金融发展和收入分配的关系的研究，文献不多，对金融发展和城镇居民收入分配间的关系的研究就更少。Dayal Gulati和Husain(2000)、李萍、张道宏(2004)、尹希果、陈刚、潘杨和付翔(2005)等研究了我国金融发展和经济发展地区差异的关系，章奇、刘明兴、陶然(2003)、姚耀军(2005)研究了我国金融发展和城乡居民收入差距间的关系。张立军和湛泳(2005)从实证的角度论证了金融发展可能扩大城镇居民收入差距，不过他们只讨论了城镇居民收入差距的基尼系数，而没有讨论城镇居民收入在地区方面的差距，也没有详细讨论城镇居民收入的阶层差距，因此讨论是有局限的。本文在一定程度上弥补了他们论文的缺陷。
二、改革开放以来中国城镇居民收入差距的演变和特点
中国自1978年实施改革开放政策以来，取得的主要成果之一，就是在经济持续增长的基础上，居民收入水平总体攀升。其中，城镇居民的可支配收入从1978年的343．4元，增加到2005年的10493元，按可比价格计算，1978～2005年城镇居民人均可支配收入年均增长率达到6．9l％，同期人均GDP年均增长率为8．37％。但不可否认的是，伴随着收入水平的提高，居民之间的收入差距也在不断扩大，这种差距的扩大在阶层、地区和行业间均有表现。
(一)城镇居民收入的阶层差距
现从两个方面对我国城镇居民收入的阶层差距进行考察：一是城镇居民收入的基尼系数，二是按收入等级划分的最高收入组收入与最低收入组收入比例。
关于中国城镇居民收入的基尼系数，有许多学者进行了计算，结果不完全相同。总体来看，近几年测定的中国城镇居民基尼系数有一个共同的特点，那就是呈长期上升趋势。在20世纪80年代中前期，中国城镇居民基尼系数一般在0．15左右，而到1998年已达到0．3。本文下面的分析采用的是罗日镁(2005)的计算结果。从图1(A)可以看出，我国城镇居民收入的基尼系数自20世纪80年代中期以来，总体上是在不断扩大，特别是在20世纪90年代，城镇居民收入的基尼系数呈加速扩大的态势，进入21世纪后的这几年，城镇居民收入的基尼系数呈现出稳中有升的趋势。基尼系数的这种变化趋势说明，我国城镇居民收入分配的不平等程度自改革开放以来，总体上处于扩大的态势。
图1(B)是根据《中国统计年鉴》各年的相关数据计算绘制的。它反映的城镇居民人均可支配收入最高的10％的家庭户的人均收入与最低的10％的家庭户的人均收入的比例(用HL表示)，1985年这一比例为2．92，到了2004年这一比例已上升到8．8以上，20年间最高收入与最低收入的比例上升了3倍以上。若考虑困难户的人均收入和最高收入组的人均收入，此种差距就更大。图1(B)也反映出最高收入与最低收入的比是从20世纪90年代开始上升的，特别是1996年后加速上升。
(二)城镇居民收入的地区差距
首先分析城镇居民收入在省级行政区间的差异。图2(A)给出了我国1978～2004年城镇居民人均可支配收入的地区变异系数。可以看出，改革开放以来，我国城镇居民人均可支配收入在省级行政区间的差异总体上是在不断扩大的。例如，1978年城镇居民人均可支配收入的地区变异系数是0．183．到2004年这一指标增加到0．281，从收入最高与最低地区的比例看，1978年最高的上海市是560元，最低的贵州省为261．26元，最高是最低的2．14倍；到2004年城镇居民人均可支配收入最高的上海市已达16682．82元，而最低的宁夏则只有7217．87元，最高是最低的2．3倍以上。
具体地又可以划分为三个阶段：(1)1978～1982年，这段时期我国城镇居民人均可支配收入的省际差异略有缩小，1978年变异系数为0．183，1982年为0．124；(2)1983～1994年，这一阶段地区差异持续扩大，特别是1987～1994年，变异系数是迅速拉大，变异系数从1984年0．135扩大到1994年的0．278；(3)1995～2004年，我国城镇居民人均可支配收入省际差异处于相对稳定，并有些微的扩大。
按照各省城镇居民人均可支配收入与全国平均水平的比例，将省份划分为四个类型区：(1)高收入区，城镇居民人均可支配收入在全国平均水平的125％以上；(2)中高收入地区，城镇居民人均可支配收入是全国平均水平的100％～125％；(3)中低收入地区，城镇居民人均可支配收入是全国平均水平的75％～100％；(4)低收入地区，城镇居民人均可
支配收入在全国平均水平的75％以下。表1给出了几个年份的分类结果。从比较静态的角度看，随着经济体制改革的推进，市场化程度的提高，高收入和中高收入地区逐渐转向了沿海地区，而中低收入和低收入地区则集中到中西部和东北地区。
再从传统的东部地区、中部地区和西部地区的划分看，如图2B所示，从绝对数额看，我国城镇居民人均可支配收入东中西部之间差异的扩大主要是因为东部地区与中西部地区的差距快速扩大，而中部和西部之间的差异则相对较小。大体上，东部地区与中西部地区的差距从20世纪90年代初期就开始持续拉大，到了90年代中期，此种差距加速扩大；而中部地区和西部地区间城镇居民人均可支配收入一直相差不大。
三、金融发展与城镇居民收入差距：分析框架
我国城镇居民收入差距的形成是和各地区经济发展的初始水平和城镇居民收入增加的速度相关的。考虑两个地区，分别为w地区和E地区，E地区经济发展水平高，城镇居民收入高，w地区经济发展水平低，城镇居民收入也低，令YWo和YWt为w地区在所考察的两个时期的城镇居民人均收入水平，gW为它的增长速度，YWo和YEt为E地区在所考察的两个时期的城镇居民人均收入水平，gE为其增长速度，则E地区与W地区在t年的收入比为：
上式左边为两个地区城镇居民人均纯收入的对数差距，右边说明这样的差距由两部分构成，右边第一项是初始收入的对数差，右边第二项是两个地区收入增长速度的差距。也就是说，两个地区城镇居民收入的发展差距受到初始发展水平和收入增长速度的制约。
金融发展对城镇居民收入差距的影响就表现为对这两个方面差距的影响上，其影响是通过对经济增长的影响而实现的，即：金融发展――经济增长――城镇居民收入差距。这可以用下面的生产函数来加以说明：
Y=f(K，L，F，t) (3)
其中Y代表产出或者就是城镇居民收入，K是物质资本的投入，L是劳动力投入，F代表金融发展水平，t是时间变量。对该生产函数进行简单处理就可得
Y＆=αK＆+βL＆+γF＆ (4)
其中，Y＆是产出或者城镇居民收入的增长率，K＆是资本投入的增长率，L＆是劳动力投入的增长率，α、β和γ分别表示它们的贡献系数。所以，金融发展水平既要影响城镇居民收入的初始水平，也要影响城镇居民收入的增长速度。
四、中国金融发展与城镇居民收入差距的实证分析
(一)指标选择和模型的设定
本文用下面几个指数来衡量金融中介的发展水平：
1．经济货币化指数(EM)。该指标定义为：
经济货币化指数(EM)=M2/GDP (5)
其中，M2是货币和准货币。EM测度的是中国经济发展的金融深度。
2．金融，中介发展指数(FIR)。本文简单地利用金融机构的存款和贷款的和与GDP的比率，定义为金融相关比率(FIR)，即
3．私人贷款(PRIVATE CREDIT)占GDP的比重(FD)。它等于金融机构贷给私人部门(包括私营企业及个体贷款和三资企业贷款)的贷款除以GDP。这一指标排除了中央银行和开发银行发放的贷款。还排除了给公共部门的贷款和中介间彼此的交叉贷款。
这样，本文所定义的金融中介发展水平F就可写成：
(二)金融中介发展与城镇居民收入的增长
对1978～2004年城镇居民人均可支配收入、EM、FIR进行相关分析表明，EM、FIR和城镇居民收入的增长强正相关(相关系数分别为0．989和0．977)，执行格兰杰因果检验，在滞后阶数取3和4时，发现城镇居民人均可支配收入的增长是FIR和EM的Granger原因，这部分反映了改革开放以来，我国货币供给和金融中介发展中的倒逼机制，即城市经济体制改革，城镇居民人均可支配收入的增长，引起货币需求的增长，促进了经济的货币化和金融中介的发展。
从年增长率来看，相关分析表明，EM的增长率和城镇居民人均可支配收入增长率间正相关(相关系数为0．396)，而FIR增长率和城镇居民人均可支配收入增长率间呈现出不具统计意义的微弱负相关(相关系数仅－0．019)。
沿着Thorsten Beck，Asll Demirgüc－Kunt和Ross Levine(2004)的思路，本文分析了私人贷款／GDP与城镇最低10％人口收入的增长间的关系，发现这两者间在我国的关系非常弱，几乎没有关系(相关系数仅0．012)，这和Thorsten Beck，Asl1DemirRüc－Kunt和Ross Levine(2004)的分析不同。一个解释是我国金融机构主要是政府垄断，偏好于向公营部门贷款，对私人贷款的门槛高，因此私人贷款占银行贷款的比例非常低，到2003年才3％多点，而且还包括对三资企业的贷款，这对城镇居民收入的提高作用很有限。进一步分析FD和城镇居民收入的增长间的关系，也非常弱(相关系数为0．22)。
(三)金融中介发展与城镇居民收入差距
表2给出了相关变量的描述性统。表3是这些变量的相关系数矩阵。可以看出，反映金融发展的各项指标和反映城镇居民收入差距的各项指标间，除了FD和HL间呈现显著正相关外，其余都具
执行格兰杰因果检验，具有格兰杰因果关系的变量见表4。主要结论是：
(1)经济货币化程度与城镇居民收入差距之间的因果关系：在滞后阶数为1和3的情况下，经济货币化是基尼系数的Granger原因；在滞后阶数为1的情况下，经济货币化是城镇居民中最高收入与最低收入比例扩大的Granger原因；无论滞后期长短，经济货币化和城镇居民收入地区差异间既不存在双向的Granger因果关系，也不存在单向的Granger因果关系。
(2)金融中介发展与城镇居民收入差距问的因果关系：在滞后阶数为1的情况下，金融中介的发展是基尼系数的Granger原因；无论滞后期长短，金融中介发展和城镇居民最高收入与最低收入间的差距间既不存在双向的Granger因果关系，也不存在单向的Granger因果关系；在滞后阶数为2的情况下，金融中介发展是城镇居民收入地区差异的Granger原因。
(3)私人贷款／GDP和城镇居民收入差距间的因果关系：无论滞后期长短，FD和基尼系数之间既不存在双向的Granger因果关系，也不存在单向的Granger因果关系；在滞后阶数为4的情况下，城镇
居民最高收入与最低收入比(HL)是FD的格兰杰原因，但相反的因果关系不成立；在滞后阶数为1、3和4的情况下，城镇居民收入的地区差异是FD的格兰杰原因，但相反的关系不成立。
五、结论和评论
改革开放以来，我国经济的高速增长，带来了城镇居民收入的快速增长，但此种快速增长在阶层、地区和行业间的分布是不均衡的，结果城镇居民收入差距呈现出持续扩大的态势。本文的分析表明，我国经济货币化和金融中介发展水平的提高促进了我国经济的高速增长，但惠及增长的金融发展与城镇居民收入分配的影响在我国的表现与ThorstenBeck，Asll Demirgüc－Kunt和Ross Levine(2004)的分析不同。
从金融发展与城镇居民收入增长的趋势关系看，虽然金融发展和城镇居民收入的增长有相当的同步性，且呈现出强相关关系，但在因果关系方面，城镇居民人均可支配收入的增长是FIR和EM的Granger原因，这部分反映了改革开放以来，我国货币供给和金融中介发展中的倒逼机制，即城市经济体制改革，城镇居民人均可支配收入的增长，引起货币需求的增长，促进了经济的货币化和金融中介的发展。
从金融发展和城镇居民收入分配关系看，衡量金融发展的各项指标和衡量收入分配的各项指标间存在显著和强的正相关关系。因果检验表明，经济货币化程度和金融中介的发展扩大了城镇居民收入的基尼系数，也拉大了城镇最高收入阶层和最低收入阶层的差距，金融中介的发展在一定程度上拉大了城镇居民收入的地区差距。
在我国金融发展和城镇居民收入分配间之所以存在上面的关系，这与我国金融体系的特点密切相关。Greenwood和Jovanovic(1990)的分析认为，由于在金融市场不发达的情况下，享受金融服务需要一定的成本，不同收入阶层因收入的不同享受到不同的金融服务，高收入阶层能够比低收入阶层享受更多的金融服务，即在金融发展水平较低的情况下，高收入阶层在获得金融资源上有优势，从而总体上提高高收入阶层的收入，收入分配差距因而扩大。
