[摘 要]城鄉(xiāng)收入差距是我國二元經(jīng)濟發(fā)展過程中必須面對的一個問題。本文基于我國1985～2O08年的年度數(shù)據(jù)，運用計量經(jīng)濟方法，對我國城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟增長的關系進行實證研究。結果表明，我國城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟增長之間表現(xiàn)出一種長期穩(wěn)定的均衡關系，而且二者之間是一種單向因果關系，即在短期內(nèi)，城鄉(xiāng)收入差距是經(jīng)濟增長的格蘭杰原因，而在長期，經(jīng)濟增長是收入差距的格蘭杰原因。

[關鍵詞] 城鄉(xiāng)收入差距 經(jīng)濟增長 協(xié)整檢驗 格蘭杰因果檢驗

一、引言

自從85年我國以城市為重點的改革全面展開以來，經(jīng)濟不斷增長的同時，也帶來了城鄉(xiāng)收入差距不斷擴大。收入差距的持續(xù)擴張，不僅會影響社會穩(wěn)定，且還會制約國民經(jīng)濟發(fā)展的潛力，對此應引起高度重視。按可比價格計算，我國1985年至2008年的實際人均GDP年均增長8.6%，經(jīng)濟得到了時序快速的增長，但城鄉(xiāng)實際收入差距也由1985年的287.7元擴大到2008年的2538.3 元，收入差距年均增長9.92%。按1985價格計算，1985年至1991年間，農(nóng)民人均收入大致相當于城鎮(zhèn)人均收入的50%左右，到1992年至1999年間這一比例下降到42%以下，2007年農(nóng)民人均純收入達到歷史最高水平，但只相當于城鎮(zhèn)居民人均收入33%，而2008年農(nóng)民人均純收入略低于2007年，進一步下降為城鎮(zhèn)居民人均收入的32%左右。服務于趕超型經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略的城鄉(xiāng)二元分割體制，是導致城鄉(xiāng)收入差距擴大的歷史根源。

二、文獻回顧

對于我國經(jīng)濟增長過程中出現(xiàn)的城鄉(xiāng)收入差距趨于擴大問題，國內(nèi)有很多學者基于不同的研究方法對之進行了考察。孫致陸、周加來(08)基于中國1978—2007年數(shù)據(jù)，而李珊、逢錦麗(09)對于1985～2006年城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟增長關系的實證研究，結果表明二者之間不僅存在長期的均衡關系，而且還存在因果關系。張嫘、方天堃(07)，利用1978-2003年的年度經(jīng)濟數(shù)據(jù)做研究，結果表明，無論在長期還是在短期，經(jīng)濟增長都是構成城鄉(xiāng)收入差距變化的原因之一，而城鄉(xiāng)收入差距對經(jīng)濟增長的影響僅表現(xiàn)在短期內(nèi)。歐陽朝旭(09)，以安徽為例，基于其1980～2O07年的年度數(shù)據(jù)的研究結果表明，安徽城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟增長之間表現(xiàn)出一種長期穩(wěn)定的正向均衡關系。吳三忙等(O7)基于省面板數(shù)據(jù)的實證分析，分析表明改革開放以來我國城鄉(xiāng)收入差距擴大具有全國普遍性。同時，中國城鄉(xiāng)收入差距演化經(jīng)歷了四個階段。國外也有很多學者對收人差距與經(jīng)濟增長之間的關系進行了理論分析和實證研究，得到的結論也不盡相同。

由于在樣本選擇、指標選取、數(shù)據(jù)處理、研究方法以及考察視角等方面存在著差異，國內(nèi)外相關研究所得到的結論不盡相同，但大多數(shù)研究結論均認為收入差距對經(jīng)濟增長會產(chǎn)生負效應。本文主要通過對1985—2008年有關指標數(shù)據(jù)的實證分析，研究這二十多年中我國城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟增長間的關系。

三、分析方法與數(shù)據(jù)說明

由于傳統(tǒng)的時間序列分析方法隱含的前提是各變量必須滿足平穩(wěn)性要求。然而，現(xiàn)實的經(jīng)濟序列多數(shù)是非平穩(wěn)的。因此，模型中引入?yún)f(xié)整檢驗步驟，考察變量之間是否存在協(xié)整關系，在此基礎上進行回歸分析，進而避免為回歸現(xiàn)象。

本文以人均GDP來衡量經(jīng)濟增長，記為PGDP，城鄉(xiāng)收入差距以城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農(nóng)村居民人均純收入的絕對差額作為衡量指標，記為URI。為消除價格因素對于時間序列分析的影響，本文搜集并計算了以1985年為基期我國的1985～2008年的歷年CPI，然后用消費物價指數(shù)(以1985年作為基期，即1985=100)對人均GDP和城鄉(xiāng)收入差距數(shù)據(jù)進行處理，并對處理后的各指標數(shù)據(jù)再進行自然對數(shù)變換，以消除可能存在的異方差性，并分別記為LNPGDP和LNURI。指標數(shù)據(jù)源于09年中國統(tǒng)計年鑒》，數(shù)據(jù)取值范圍為1985—2008年。本文所有的數(shù)據(jù)處理及計量分析均是在計量分析軟件EViews5.0上完成。

四、實證分析

1.序列的平穩(wěn)性檢驗

為了檢驗變量間的協(xié)整關系，首先需要對時間序列做單位根檢驗。本文采用目前最常用的ADF法對各序列進行單位根檢驗，檢驗其平穩(wěn)性。ADF檢驗結果如表l所示。

對序列進行單位根檢驗，檢驗結果(見表1)表明，原序列LNPGDP和LNURI以及一階差分△LNPGDP和△LNURI 都是非平穩(wěn)序列。但其二階差分△2LNPGDP 和△2 LNURI是平穩(wěn)的，即LNPGDP和LNURI都是二階單整序列I(2)。

2. 協(xié)整檢驗和誤差修正(ECM)模型

有些時間序列，雖它們自身非平穩(wěn)，但其某種線性組合卻是平穩(wěn)的，如果滿足這個條件，說明兩個變量間存在著協(xié)整關系。LNPGDP和LNURI兩個變量雖然各自是非平穩(wěn)的，但經(jīng)二階差分，變量是平穩(wěn)的，也就是說其一階差分的時間序列的某種線形組合可能是平穩(wěn)的，因此變量△LNGDP和△LNURI之間可能存在協(xié)整關系。如果這兩個時間序列之間存在協(xié)整關系，則說明二者存在著長期穩(wěn)定的均衡關系。本文采用Johansen提出的極大似然法進行協(xié)整檢驗，選擇數(shù)據(jù)和協(xié)整方程中不存在線性趨勢，且協(xié)整方程中有截距項的模型。檢驗結果見表2。

從表2中可看出，沒有協(xié)整方程的原假設在5%的顯著性水平下被拒絕，而至多有一個協(xié)整方程的原假設分別在5%的顯著性水平下被接受，結合上文平穩(wěn)性檢驗結果可知，在5%的顯著性水平下，變量LNPGDP和LNURI間僅存在一種長期均衡關系，這種長期均衡關系能保證變量的任何短期偏離都會因為協(xié)整而回到長期均衡狀態(tài)上來。協(xié)整回歸方程為:

LNURIt =-1.254 + 1.059LNGDP t + e t (1)

(-4.752) (30.424)

R2 =0.98 DW=0.56

在協(xié)整檢驗的基礎上，進一步建立包含誤差修正項在內(nèi)的誤差修正模型，以此來研究模型的短期動態(tài)和長期調(diào)整特征。由協(xié)整關系檢驗知，LNPGDP和LNURI間存在協(xié)整關系，雖協(xié)整回歸方程的R2很高，回歸系數(shù)也顯著，但DW值明顯偏小，說明殘差序列還存在自相關。因此，下面重新對LNPGDP和LNURI進行回歸，并引入滯后變量，進而建立單方程誤差修正模型。

通過Eviews軟件，估計出加入一階滯后變量LNURI(-1)后的誤差修正模型為:

LNURIt =-0.215+0.544 LNURIt-1 + 1.309LNGDP t -0.875 LNGDP t-1+e t (2)

(-0.850) (3.291) (2.986) (-2.307)

R2 =0.99 LM(1) = 2.936

該模型中常數(shù)項的估計量沒有通過t檢驗，去掉該項重新擬合得到:

LNURIt =0.636 LNURIt-1 + 1.253LNGDP t -0.929 LNGDP t-1+e t (3)

(5.131) (2.911) (-2.502)

R2 =0.99 LM(1)=1.524

該模型的R2接近于1，說明效果良好，且LM(1)的結果也表明模型不存在一階自相關，各項指標均顯示模型比較合理。通過對上式進行適當?shù)暮獾茸冃危傻玫揭胍浑A滯后項的ECM為:

△LNURIt =1.253△LNGDP t -0.364(LNURIt-1-3.363 LNGDP t-1)+e t (4)

其中，LNURIt-1-3.363 LNGDP t-1稱為誤差修正項ecm t-1?？煽闯?，若t時刻LNURI大于其長期均衡解3.363 LNGDP，ecm為正的同時會使△LNURIt減小;反之ecm為負，△LNURIt則增加。其符合反向修正機制，體現(xiàn)了長期非均衡誤差對LNURI的控制。

3. 格蘭杰(Granger)因果關系檢驗

協(xié)整分析和VEC模型表明經(jīng)濟增長和城鄉(xiāng)收入差距間存在長期均衡關系，但二者間是否構成因果關系還需進一步檢驗。本文采用格蘭杰因果檢驗進行分析，其檢驗結果(見表3)表明:當滯后期為l、2、3和4時， LNURI是LNPGDP的格蘭杰原因，而LNPGDP不是LNURI的格蘭杰原因;當滯后期為5時，LNURI不是LNPGDP的格蘭杰原因，而LNPGDP是LNURI的格蘭杰原因;即在短期內(nèi)，城鄉(xiāng)收入差距是經(jīng)濟增長的格蘭杰原因，而經(jīng)濟增長并不是收入差距的格蘭杰原因，中長期則剛好相反，二者間是一種單向因果關系。

在理論上一直有收入差距與經(jīng)濟增長關系的討論，許多研究認為一定范圍內(nèi)收人差距可以促進經(jīng)濟增長，但是當收入差距超過一定范圍時會阻礙經(jīng)濟增長，這些研究對國家的經(jīng)濟增長和收入分配政策具有重要指導意義。本文格蘭杰因果檢驗說明在短期內(nèi)收入差距促進了我國經(jīng)濟增長，但在長期是經(jīng)濟增長導致了城鄉(xiāng)收入差距擴大。

五、結論與政策建議

在所研究的時間段內(nèi)，我國城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟增長間存在協(xié)整關系，這表明，即便短期內(nèi)會出現(xiàn)波動，系統(tǒng)的內(nèi)在穩(wěn)定機制仍會將其拉回到均衡狀態(tài)。從Granger檢驗的結果又可以看出在短期內(nèi)收入差距促進了我國經(jīng)濟增長，但在長期是經(jīng)濟增長導致了城鄉(xiāng)收入差距擴大，這與現(xiàn)實也是相符的。盡管我國的城鄉(xiāng)收入差距在短期內(nèi)對經(jīng)濟增長具有一定的促進作用，但同時還應看到，收入差距的擴大對經(jīng)濟增長的作用非常有限，而且從長期看，如果城鄉(xiāng)收入差距擴大的勢頭得不到很好的抑制，會影響中國經(jīng)濟可持續(xù)增長。

因此，要對城鄉(xiāng)收入差距進行有效的治理，這就要依靠政府的力量，需在以下兩個方面下功夫:其一因為經(jīng)濟增長在長期主要會導致城鄉(xiāng)收入差距的進一步擴大，在當前我國工業(yè)部門和城市部門已經(jīng)得到較好發(fā)展的情況下，政府部門應按照科學發(fā)展觀的要求對當前的發(fā)展戰(zhàn)略進行適度調(diào)整。將發(fā)展的重心轉(zhuǎn)向“三農(nóng)”，打破城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟，推動勞動力和資本在城鄉(xiāng)間自由流動，增加對農(nóng)村地區(qū)基礎設施和教育的投資，努力縮小城鄉(xiāng)收入差距，這也是實現(xiàn)我國社會經(jīng)濟長期穩(wěn)定增長的根本保證;其二就是要構建完善的社會保障體系，尤其要增進低收入群體的安全保障，有效減少他們面對醫(yī)療、失業(yè)等風險的脆弱性。

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