夏曉婷

(內(nèi)蒙古財(cái)經(jīng)學(xué)院 研究生處，內(nèi)蒙古 呼和浩特 010070)

一、引言

改革開(kāi)放以來(lái)，中國(guó)經(jīng)濟(jì)持續(xù)快速增長(zhǎng)，GDP由1978年的3645．2億元增加到2010年的74837．2億元①，人均GDP由1978年的381元增加到2010年的5594．4元。但在中國(guó)經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展的同時(shí)，收入差距問(wèn)題日益嚴(yán)重，且主要表現(xiàn)為城鄉(xiāng)居民收入差距的不斷擴(kuò)大。1978年城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入為343．4元，農(nóng)村居民家庭人均純收入為133．6元;2010年城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入為3564．5元，農(nóng)村居民家庭人均純收入為1104．1元。城鄉(xiāng)居民收入的人均絕對(duì)差額由1978年的209．8元增長(zhǎng)到2010年的2460．4元，相對(duì)差額由1978年的2．57倍增長(zhǎng)到2010年的3．23倍。

收入差距與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間是如何相互影響的，國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)此進(jìn)行了相關(guān)研究:Arthur Lewis(1954)在兩部門(mén)模型中指出，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)最初集中體現(xiàn)在城市現(xiàn)代工業(yè)部門(mén)，而傳統(tǒng)的農(nóng)業(yè)部門(mén)工資率則維持在生存水平。由于現(xiàn)代工業(yè)部門(mén)工資率和勞動(dòng)生產(chǎn)率很高，但就業(yè)機(jī)會(huì)有限，這樣就首先使現(xiàn)代化部門(mén)和傳統(tǒng)部門(mén)之間的收入差距迅速擴(kuò)大。在城市內(nèi)部，收入不平等程度也隨著現(xiàn)代化部門(mén)的不斷擴(kuò)大而上升，且比停滯的傳統(tǒng)部門(mén)內(nèi)部還嚴(yán)重。Kuznets(1955)率先對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與收入差距的相關(guān)性作了開(kāi)創(chuàng)性研究，并提出了著名的“倒U”假說(shuō)，認(rèn)為一國(guó)在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的初期階段，收入分配不均等程度會(huì)上升;而在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的中期階段，收入分配不均等程度會(huì)趨于穩(wěn)定;在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的后期階段，收入分配不均等程度則會(huì)不斷下降。趙人偉(1999)運(yùn)用中國(guó)各省城鄉(xiāng)內(nèi)部收入差距的截面數(shù)據(jù)檢驗(yàn)“倒U”現(xiàn)象，其結(jié)論并不支持“倒U”假說(shuō)。洪大用(1995)、林毅夫(2000)、李佐軍(2000)和陸銘(2000)等認(rèn)為，長(zhǎng)期以來(lái)向城市傾斜的經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略選擇在很大程度上影響了城鄉(xiāng)收入差距。周文興(2002)研究發(fā)現(xiàn)，在長(zhǎng)期關(guān)系中經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與收入差距之間呈正相關(guān)。Ravallion(2004)通過(guò)實(shí)證研究得出中國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式是導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距的主要原因。劉力、付誠(chéng)(2005)對(duì)改革開(kāi)放以來(lái)我國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與基尼系數(shù)進(jìn)行了分析，得出我國(guó)經(jīng)濟(jì)在保持高速增長(zhǎng)的同時(shí)，基尼系數(shù)也呈現(xiàn)不斷擴(kuò)大的趨勢(shì)，城鄉(xiāng)差距、區(qū)域差距及行業(yè)差距都很明顯。王德文(2005)通過(guò)對(duì)1978－2003年的全國(guó)和各省數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析，得出經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響大致分為兩個(gè)階段:1980－1990年的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有收入均等化效應(yīng)，而1990年以來(lái)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不具有收入均等化效應(yīng)，其帶來(lái)的成果并沒(méi)有讓城鄉(xiāng)居民平等地享有。劉霖、秦宛順(2005)運(yùn)用Granger檢驗(yàn)分析了GDP增長(zhǎng)率與人均收入基尼系數(shù)之間的因果關(guān)系，研究得出兩者互為因果關(guān)系。未良莉(2006)通過(guò)將城鎮(zhèn)居民的基尼系數(shù)、農(nóng)村居民的基尼系數(shù)及城鄉(xiāng)收入比分別與人均GDP進(jìn)行Cointegration分析及Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，得出城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間具有顯著的雙向因果關(guān)系。王韌(2006)用省級(jí)面板數(shù)據(jù)分析了中國(guó)城鄉(xiāng)收入差距變動(dòng)的影響因素，研究得出“倒U”假說(shuō)在中國(guó)是不成立的。張嫘、方天堃(2007)通過(guò)實(shí)證分析表明，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)無(wú)論在長(zhǎng)期還是在短期，都是構(gòu)成城鄉(xiāng)收入差距變化的原因之一，而城鄉(xiāng)收入差距對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響則僅表現(xiàn)在短期內(nèi)。丘京南(2007)認(rèn)為，1978－2005年的城鄉(xiāng)收入差距變化可分為四個(gè)階段:縮?。瓟U(kuò)大－再縮小－再擴(kuò)大，并通過(guò)研究城鄉(xiāng)收入差距對(duì)城鄉(xiāng)消費(fèi)結(jié)構(gòu)、對(duì)城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)以及對(duì)工農(nóng)業(yè)協(xié)調(diào)發(fā)展和宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)三個(gè)方面的影響，得出城鄉(xiāng)收入差距對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響是極具危害性的。曾小彬、劉凌娟(2008)通過(guò)構(gòu)建多變量回歸模型，認(rèn)為影響中國(guó)城鄉(xiāng)收入差距的因素按作用大小依次排序?yàn)?二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、城市化水平、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平、對(duì)外開(kāi)放中資本流動(dòng)性、金融發(fā)展規(guī)模、金融發(fā)展效率、農(nóng)村物質(zhì)存量水平、財(cái)政支出力度，且這些因素可解釋中國(guó)城鄉(xiāng)收入差距的93．1%。贠鴻琬(2009)通過(guò)對(duì)河南省數(shù)據(jù)的研究表明城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間既存在長(zhǎng)期的穩(wěn)定關(guān)系，也存在雙向Granger因果關(guān)系。陳安平(2010)運(yùn)用面板協(xié)整與因果關(guān)系檢驗(yàn)，認(rèn)為中國(guó)城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在長(zhǎng)期的穩(wěn)定關(guān)系，但因果關(guān)系并不明顯。

由于學(xué)者們研究的視角、測(cè)算城鄉(xiāng)收入差距所選取的指標(biāo)、運(yùn)用的實(shí)證方法以及使用的數(shù)據(jù)資料有所不同，得出的結(jié)論也存在一些差別。本文將基于中國(guó)1978－2010年的數(shù)據(jù)，對(duì)城鄉(xiāng)收入差距與人均GDP進(jìn)行Cointegration檢驗(yàn)，建立誤差修正模型，并通過(guò)Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，進(jìn)一步證實(shí)二者之間的關(guān)系。

二、實(shí)證分析

(一)模型設(shè)定

在變量的選取過(guò)程中，考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性、連續(xù)性等因素，最終選取1978年－2010年城鄉(xiāng)居民人均收入的絕對(duì)差額(URID)作為衡量城鄉(xiāng)收入差距的被解釋變量，選取同期的人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(PGDP)作為解釋變量反映經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)狀況，并采用Eviews6．0進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。樣本數(shù)據(jù)共33個(gè)，數(shù)據(jù)來(lái)源于2011年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《新中國(guó)60年》。為了消除價(jià)格變動(dòng)的影響，用全國(guó)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(1978年=100)將URID和PGDP分別折算成實(shí)際值(見(jiàn)表1)。由于數(shù)據(jù)的自然對(duì)數(shù)變換不改變?cè)瓉?lái)的Cointegration關(guān)系，并能使其趨勢(shì)線(xiàn)性化，在一定程度上還可消除時(shí)間序列中存在的異方差現(xiàn)象，所以對(duì)變量取自然對(duì)數(shù)，變換后的變量分別用LNURID和LNPGDP表示，其變化趨勢(shì)見(jiàn)圖1。從圖1可以看出，LNURID和LNPGDP兩個(gè)變量序列有大致相同的趨勢(shì)，說(shuō)明兩個(gè)變量之間可能存在Cointegration關(guān)系。為了研究中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)城鄉(xiāng)居民收入差距的影響，由此設(shè)定的模型是LNURIDt=α+β LNPGDPt+ μt，式中，α 和 β 是參數(shù)，μt是干擾項(xiàng)。

表1 1978－2010年全國(guó)城鄉(xiāng)收入差距及人均GDP單位:元

(二)變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

在進(jìn)行協(xié)整分析之前，首先要對(duì)變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，確定變量LNURID和LNPGDP的單整階數(shù)。根據(jù)協(xié)整理論，只有具有相同單整階數(shù)的兩個(gè)變量才有可能存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。因此，在對(duì)變量間進(jìn)行協(xié)整分析時(shí)，首先用單位根檢驗(yàn)(Unit Root Test)方法來(lái)檢驗(yàn)時(shí)間序列的單整階數(shù)。本文采用較為常見(jiàn)的ADF檢驗(yàn)，LNURID和LNPGDP及其差分序列的具體檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表2。

表2 變量序列的單位根檢驗(yàn)

由檢驗(yàn)結(jié)果可知，原序列LNURID和LNPGDP在5%的顯著性水平下是非平穩(wěn)的，而一階差分序列DLNURID與DLNPGDP在5%的顯著性水平下是平穩(wěn)的。因此，LNURID和LNPGDP均為一階單整序列，即LNURIDt～I(xiàn)(1)，LNPGDPt～ I(1)。此外，由圖2也可以直觀(guān)地看出，LNURID和LNPGDP的一階差分序列是平穩(wěn)的，這就具備了建立誤差修正模型的前提條件。

圖1 LNURID和LNPGDP時(shí)序圖

圖2 差分序列時(shí)序圖

(三)Cointegration檢驗(yàn)

由于變量的非平穩(wěn)性，不能使用最小二乘法建立簡(jiǎn)單的收入差距與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的相關(guān)關(guān)系，而需要考慮這些變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系。Cointegration檢驗(yàn)的基本思想是:盡管兩個(gè)或兩個(gè)以上的序列為非平穩(wěn)序列，但是它們的某種線(xiàn)性組合卻呈現(xiàn)穩(wěn)定性，則這兩個(gè)變量之間就存在長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系，也就是協(xié)整關(guān)系。由以上分析可知，兩個(gè)變量均為一階單整，符合進(jìn)行Cointegration檢驗(yàn)的前提。下面利用Engle－Granger兩步法來(lái)檢驗(yàn)城鄉(xiāng)居民收入差距和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間是否存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，具體檢驗(yàn)步驟如下:

第一步，建立LNURID和LNPGDP的長(zhǎng)期均衡回歸模型，用OLS法對(duì)其進(jìn)行回歸估計(jì)，結(jié)果如下:

第二步，對(duì)回歸方程的殘差序列et進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，若是平穩(wěn)的，則LNPT和LNPG是協(xié)整的，反之，則不是平穩(wěn)的。對(duì)殘差序列做單位根檢驗(yàn)，其ADF檢驗(yàn)結(jié)果，見(jiàn)表3所示。

表3 殘差序列的單位根檢驗(yàn)

從表3可以看出，殘差序列在5%的顯著性水平下是平穩(wěn)的。因此，在1978－2010年間，中國(guó)城鄉(xiāng)居民收入差距和人均GDP之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，即協(xié)整關(guān)系。協(xié)整回歸方程是高度顯著的，可以認(rèn)為，在長(zhǎng)期中人均GDP每增加1個(gè)百分點(diǎn)，城鄉(xiāng)居民收入差距將增大約0．96個(gè)百分點(diǎn)。

(四)誤差修正模型(ECM)

Granger定理表明，如果變量之間存在協(xié)整關(guān)系，則一定存在描述變量之間由短期波動(dòng)向長(zhǎng)期均衡調(diào)整的誤差修正模型。根據(jù)前文得到的城鄉(xiāng)收入差距和人均GDP的協(xié)整方程，將協(xié)整方程的殘差序列作為誤差修正項(xiàng)ECM，利用一階差分序列和前期誤差序列，建立以下誤差修正模型:

其中 ECMt－1表示滯后一期的誤差修正項(xiàng)，即ECMt－1=et－1，模型回歸結(jié)果如下:

檢驗(yàn)結(jié)果顯示，模型擬合程度較好。誤差修正項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，符合反向修正機(jī)制。以上誤差修正模型中，中國(guó)城鄉(xiāng)居民收入差距的短期波動(dòng)可分為兩方面:一方面是短期人均GDP波動(dòng)的影響;另一方面是偏離長(zhǎng)期均衡的影響。誤差修正項(xiàng)系數(shù)的大小反映了對(duì)偏離長(zhǎng)期均衡的調(diào)整力度，當(dāng)短期波動(dòng)偏離長(zhǎng)期均衡時(shí)，將以(－0．072146)的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。這就保證城鄉(xiāng)居民收入差距和人均GDP之間存在著長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。

(五)Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

Cointegration檢驗(yàn)的結(jié)果證明，城鄉(xiāng)居民收入差距與人均GDP之間存在某種長(zhǎng)期的協(xié)整關(guān)系。但變量之間是否存在因果關(guān)系，還需要進(jìn)一步檢驗(yàn)。由于變量LNURID和LNPGDP均為I(1)過(guò)程并且具有協(xié)整關(guān)系，故可對(duì)其進(jìn)行因果關(guān)系檢驗(yàn)。由統(tǒng)計(jì)軟件Eviews6．0得出檢驗(yàn)結(jié)果，見(jiàn)表4。

表4 LNURID與LNPGDP的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

結(jié)果表明，在滯后階數(shù)1－3的情況下，LNPGDP不是LNURID的Granger原因的概率很小，在5%顯著性水平下拒絕原假設(shè)，說(shuō)明LNPGDP是LNURID的Granger原因，兩者之間存在單向因果關(guān)系。也就是說(shuō)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)加劇了城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大。

三、結(jié)論與啟示

在1978－2010年間，中國(guó)城鄉(xiāng)居民收入差距與人均GDP之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，人均GDP每變動(dòng)1%，城鄉(xiāng)收入差距就會(huì)同方向變動(dòng)0．96%。這說(shuō)明中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)加劇了城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大。伴隨著經(jīng)濟(jì)的高增長(zhǎng)，中國(guó)城鄉(xiāng)收入差距會(huì)不斷地?cái)U(kuò)大，而且由于財(cái)富積累的馬太效應(yīng)，這種關(guān)系在今后一段時(shí)間內(nèi)還可能會(huì)繼續(xù)持續(xù)下去。從Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)的結(jié)果又可看出，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)引起城鄉(xiāng)收入差距的單向變動(dòng)，這與現(xiàn)實(shí)也是相符合的。由于城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大只存在負(fù)面影響，若任由這種趨勢(shì)發(fā)展，既會(huì)影響社會(huì)的穩(wěn)定，也會(huì)給經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)帶來(lái)一定的阻礙。因此，需要依靠政府的力量對(duì)城鄉(xiāng)居民收入差距進(jìn)行有效的控制:加快推進(jìn)農(nóng)村城鎮(zhèn)化進(jìn)程，改革戶(hù)籍制度，逐步實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)一體化，使城鄉(xiāng)居民享有平等的機(jī)會(huì)與權(quán)利;完善社會(huì)保障體系，建立健全農(nóng)村最低生活保障制度;深化收入分配制度改革，建立公正透明的分配機(jī)制，努力提高低收入者的收入，增加農(nóng)民的收入渠道，提高農(nóng)民的財(cái)產(chǎn)性收入;大力推進(jìn)農(nóng)村基礎(chǔ)教育和職業(yè)教育，提高農(nóng)民自身素質(zhì)，實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)向集約化、高效益轉(zhuǎn)變;充分發(fā)揮財(cái)稅政策的調(diào)控作用，加大對(duì)農(nóng)村的轉(zhuǎn)移支付力度，逐步扭轉(zhuǎn)城鄉(xiāng)收入差距不斷擴(kuò)大的趨勢(shì)。

［注 釋?zhuān)?/p>

① 2010年的絕對(duì)數(shù)據(jù)已用全國(guó)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(1978年=100)折算成實(shí)際值，下同．

［1］ Simon Kuznets．Economic Growth and Income Inequality［J］．American Economic Review，1955，(45)．

［2］ 周文興．中國(guó)城鎮(zhèn)居民收入分配與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系實(shí)證分析［J］．經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2002，(1)．

［3］ 劉霖，秦宛順．收入分配差距與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之因果關(guān)系研究［J］．福建論壇(人文社會(huì)科學(xué)版)，2005，(7)．

［4］ 王韌．中國(guó)城鄉(xiāng)收入差距變動(dòng)的成因分析:兼論“倒U”假說(shuō)的適用性［J］．統(tǒng)計(jì)研究，2006，(4)．

［5］ 張嫘，方天堃．我國(guó)城鄉(xiāng)收入差距變化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的Cointegration及因果關(guān)系分析［J］．農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2007，(3)．

［6］ 贠鴻琬．河南城鄉(xiāng)居民收入差距與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的Cointegration及因果關(guān)系分析［J］．河南科學(xué)，2009，(7)．

［7］ 陳安平．中國(guó)收入差距與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的面板Cointegration與因果關(guān)系研究［J］．經(jīng)濟(jì)經(jīng)緯，2010，(1)．