羅亦鵬

（湖南科技學(xué)院 數(shù)學(xué)與計(jì)算科學(xué)系，永州425100）

根據(jù)其他學(xué)者的研究結(jié)果歸納可知，對我國城鄉(xiāng)居民收入差距具有較大影響的因素主要有：城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、城鄉(xiāng)隱性收入的差別、農(nóng)村居民的非農(nóng)業(yè)收入、城鎮(zhèn)化水平；經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平.本文利用最近30年的數(shù)據(jù)對城鄉(xiāng)居民收入差距的影響因素進(jìn)行Granger檢驗(yàn)分析.

1 檢驗(yàn)數(shù)據(jù)的選擇及處理

本文選擇了從1990年到2008年的數(shù)據(jù)，并使用了城鄉(xiāng)之間的勞動生產(chǎn)率差距來代表我國的二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)水平.在Granger檢驗(yàn)中，本文將城鄉(xiāng)居民收入差距指數(shù)作為因變量，用Y表示，城鄉(xiāng)勞動生產(chǎn)率比、城鄉(xiāng)隱形收入比、農(nóng)村居民非農(nóng)業(yè)收入、我國城鎮(zhèn)化水平和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平做為自變量分別用X1、X2、X3、X4以及X5表示.

2 影響因素的Granger因果檢驗(yàn)

假設(shè)兩個(gè)變量，比如國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP和廣義貨幣供給量M，各自都有滯后的分量GDP（－1），GDP（－2）…，M（－1），M（－2），…，顯然這兩個(gè)變量都存在著相互影響的關(guān)系.但現(xiàn)在的問題是：究竟是M引起GDP的變化，還是GDP引起M的變化，或者兩者間相互影響都存在反饋，即M引起GDP的變化，同時(shí)GDP也引起M的變化.這些問題的實(shí)質(zhì)是在兩個(gè)變量間存在時(shí)間上的先后關(guān)系時(shí)，是否能夠從統(tǒng)計(jì)意義上檢驗(yàn)出因果性的方向，即在統(tǒng)計(jì)上確定GDP是M的因，還是M是GDP的因，或者M(jìn)和GDP互為因果.

2.1 數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)

（1）單位根檢驗(yàn)

對于隨機(jī)過程｛yt，t＝1，2…｝，若滿足方程yt＝ρyt－1＋εt，其中，ρ＝1，εt為一穩(wěn)定過程，且E（εt）＝0，Cov（εt，εt－s）＝μt＜∞，s＝0，1，2，…，則稱該過程為單位根過程.若單位根過程經(jīng)過一階差分變成平穩(wěn)過程，即yt－yt－1＝（1－B）yt＝εt，則稱時(shí)間序列yt為一階單整序列.一般的，如果非平穩(wěn)時(shí)間序列xt經(jīng)過d次差分達(dá)到平穩(wěn)，則稱其為d階單整序列.在對各個(gè)影響因素進(jìn)行Granger檢驗(yàn)之前，須先用ADF檢驗(yàn)對所用數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn).

表1 變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)（ADF檢驗(yàn)）結(jié)果

0000 0 －0.22248 －3.85739 －3.04039 －2.66055 0.9191 X3 1 －4.47226 －3.88675 －3.05217 －2.66659 0.0032 2 －7.88668 －3.92035 －3.06559 －2.67346 0.0000 0 －1.10685 －3.88675 －3.05217 －2.66659 0.6876 X4 1 －1.58274 －3.88675 －3.05217 －2.66659 0.4693 2 －3.90314 －3.92035 －3.06559 －2.67346 0.0103 0 9.96553 －3.85739 －3.04039 －2.66055 1.0000 X5 1 －0.41092 －3.88675 －3.05217 －2.66659 0.8865 2 －3.23827 －3.92035 －3.06559 －2.67346 0.2 －7.02053 －3.92035 －3.06559 －2.67346 0.0364

從數(shù)據(jù)的檢驗(yàn)結(jié)果可以看到，在原序列（差分階數(shù)為0）的條件下，變量Y、X2、X3、X4以及X5的T統(tǒng)計(jì)值都大于各個(gè)顯著性水平下的臨界值，因此不能拒絕存在單位根的原假設(shè)，是不平穩(wěn)序列.在一階差分的條件下，變量Y、X4和X5的T統(tǒng)計(jì)值大于各個(gè)顯著水平下的臨界值，無法拒絕存在單位根的原假設(shè)，是不平穩(wěn)序列.而在2階差分時(shí)，所有的變量的T統(tǒng)計(jì)值都小于顯著性水平為5%的臨界值，表明這些變量在95%的置信水平下拒絕原假設(shè)，并且可以認(rèn)為這些變量序列不存在單位根，是平穩(wěn)序列.由此可見，在一定程度上，這些變量在二階差分的變換下由不平穩(wěn)序列變?yōu)榱似椒€(wěn)序列，所以是二階單整序列.

（2）協(xié)整檢驗(yàn)

以變量Y作為因變量其他變量為自變量，進(jìn)行最小二乘回歸得到估計(jì)結(jié)果的估計(jì)誤差項(xiàng)序列.對估計(jì)誤差項(xiàng)序列進(jìn)行ADF檢驗(yàn)后可以得到結(jié)果：

表2 估計(jì)誤差項(xiàng)ADF檢驗(yàn)結(jié)果

在0階單整水平下，檢驗(yàn)的T統(tǒng)計(jì)值為－3.918與顯著性水平為1%的臨界值－3.92基本相同，因此可以表明各個(gè)變量之間具有協(xié)整關(guān)系.

2.2 Granger檢驗(yàn)結(jié)果分析

在平穩(wěn)性檢驗(yàn)部分，我們發(fā)現(xiàn)了所有變量在一定程度上都是二階單整的，因此在對變量進(jìn)行Granger檢驗(yàn)前，先對變量求二階差分，將其由非平穩(wěn)時(shí)間序列轉(zhuǎn)換為平穩(wěn)時(shí)間序列.通過Eviews得到的檢驗(yàn)結(jié)果如下（結(jié)果中變量符號前的ii是表示二階差分）：

表3 Granger檢驗(yàn)結(jié)果I

從檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，每個(gè)解釋變量與因變量之間的P值都大于5%和10%的顯著水平，因此都無法拒絕原假設(shè).這意味著，在短期來看各個(gè)因素對城鄉(xiāng)居民收入差距的條件作用并不明顯.在通過二階差分得到具有平穩(wěn)性的時(shí)間序列后，數(shù)據(jù)所包含的信息量已低于所需水平，因此檢驗(yàn)結(jié)果無法真實(shí)反映各個(gè)變量之間的相互關(guān)系.而按照之前的時(shí)間序列之間的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)，可以看到，雖然數(shù)據(jù)本身是非平穩(wěn)的，但是它們之間所構(gòu)成的線性組合卻具有協(xié)整關(guān)系，即各個(gè)數(shù)據(jù)在長期上看具有穩(wěn)定的比例關(guān)系.因此，可以對未經(jīng)過差分處理的時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn).通過Eviews軟件的計(jì)算可以得到結(jié)果：

表4 Granger檢驗(yàn)結(jié)果II

從結(jié)果可以看到，解釋變量X2、X3和X4都以較小的P值拒絕了原假設(shè)，變量X2的P值為0.0432，變量X3的P值為0.0007，變量X4的P值為0.0187.這一結(jié)果表明，在短期，城鄉(xiāng)居民的隱性收入，農(nóng)村居民的非農(nóng)業(yè)收入和我國的城鎮(zhèn)化水平對城鄉(xiāng)居民的收入差距都有明顯的影響.

3 結(jié) 論

從以上的檢驗(yàn)可以看出，城鄉(xiāng)居民的隱性收入、城鎮(zhèn)化水平、人均資本占有量差距和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與城鄉(xiāng)居民收入差距有顯著的相關(guān)關(guān)系，對我國城鄉(xiāng)居民收入差距有著明顯的影響.隱性收入比重對城鄉(xiāng)居民收入差距的影響明顯，主要是由于近年來隨著城鎮(zhèn)居民收入的提高，隱性收入在城鎮(zhèn)居民收入中所占的比例在不斷下降，而且同時(shí)農(nóng)村居民的隱性收入在總收入中所占的比重在不斷增加，政府也加大了對農(nóng)村的轉(zhuǎn)移支付力度，這體現(xiàn)了隱性收入在擴(kuò)大城鄉(xiāng)居民收入差距方面的作用.農(nóng)村居民的非農(nóng)業(yè)收入對城鄉(xiāng)居民收入差距的影響在于，非農(nóng)收入比重的增加會增加農(nóng)民收入，縮小城鄉(xiāng)差距.同時(shí)，農(nóng)村居民的消費(fèi)能力也得到了提升，而消費(fèi)的增加又進(jìn)一步增加了城鎮(zhèn)地區(qū)工業(yè)和服務(wù)業(yè)對原材料的需求，從而進(jìn)一步促進(jìn)了農(nóng)村居民的人均收入水平的提升，降低了城鄉(xiāng)居民收入水平的差距.

［1］ 阿瑟·劉易斯.二元經(jīng)濟(jì)論［M］，北京經(jīng)濟(jì)學(xué)院出版社，1991.

［2］ 邁克爾·托達(dá)羅.經(jīng)濟(jì)發(fā)展與第三世界［M］，中國經(jīng)濟(jì)出版社，1992.

［3］ 譚宗臺.發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)［M］.武漢大學(xué)出版社，1987.

［4］ 陳宗勝.經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的收入分配［M］.上海三聯(lián)書店和上海人民出版，1994.

［5］ 阿瑪?shù)賮啞ど?論經(jīng)濟(jì)不平等之再考察［M］.社會科學(xué)文獻(xiàn)出版社，2006.

［6］ 程永宏.改革以來全國總體基尼系數(shù)的演變及其城鄉(xiāng)分解［J］.中國社會科學(xué)，2007（4）.

［7］ 李 實(shí).中國城鄉(xiāng)收入差距世界最高［J］.理論參考，2005（4）.

［8］ 國家統(tǒng)計(jì)局農(nóng)調(diào)總隊(duì)課題組.城鄉(xiāng)居民收入差距及其決定因素研究［J］.中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，1995（1）：25－34.