曲雙紅，徐雅靜

（鄭州輕工業(yè)學(xué)院 數(shù)學(xué)與信息科學(xué)系，河南 鄭州 450002）

我國城鄉(xiāng)居民收入差距與教育投入差距的關(guān)系分析

曲雙紅，徐雅靜

（鄭州輕工業(yè)學(xué)院 數(shù)學(xué)與信息科學(xué)系，河南 鄭州 450002）

本文探討了我國城鄉(xiāng)居民收入差距與教育投入差距之間的關(guān)系.結(jié)果表明兩者之間既存在長期的均衡關(guān)系，又存在短期的動態(tài)關(guān)系，隨后根據(jù)我國實(shí)際情況，提出相應(yīng)建議.

收入差距；教育投入差距；長期均衡；短期波動

1 引言

我國城鄉(xiāng)差距問題是一個既古老又現(xiàn)實(shí)的問題，而且隨著社會的發(fā)展，這一問題在一定程度上已經(jīng)阻礙了我國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，影響了我國社會現(xiàn)代化的進(jìn)程和目前我國和諧社會的建設(shè)，必須引起高度重視.提高國民素質(zhì)的重中之重在教育，所以城鄉(xiāng)差距就集中表現(xiàn)在城鄉(xiāng)居民的收入差距和教育投入差距上，因此，研究城鄉(xiāng)居民的收入差距和教育投入差距，尋找這些差距產(chǎn)生的原因，有利于緩解我國城鄉(xiāng)差距過大的問題，有效地統(tǒng)籌城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，從而促進(jìn)整體國民經(jīng)濟(jì)的健康發(fā)展.

近年來，我國學(xué)者對居民收入和消費(fèi)進(jìn)行了一系列的研究，視角主要集中在單純地研究農(nóng)村居民的收入與消費(fèi)的關(guān)系或單純地研究城鎮(zhèn)居民的收入與消費(fèi)的關(guān)系上，當(dāng)然也有學(xué)者研究收入差距或消費(fèi)差距的，張啟春等[1]建立回歸模型比較分析了城鄉(xiāng)居民基本消費(fèi)支出方面的差別，朱高林[2]僅基于2005年數(shù)據(jù)對我國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)差距作了分析，劉志仁等[3]通過協(xié)整檢驗(yàn)并建立誤差修正模型對我國1981~2005年間金融非均衡發(fā)展與城鄉(xiāng)消費(fèi)差距之間的長、短期關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究.本文從一種新的視角，利用協(xié)整理論對我國城鄉(xiāng)居民的收入差距和教育投入差距進(jìn)行了研究，探討了二者之間的關(guān)系，并根據(jù)實(shí)證結(jié)論提出相應(yīng)的政策建議.

2 數(shù)據(jù)說明與研究方法

2.1 數(shù)據(jù)說明

本文所選用的數(shù)據(jù)樣本區(qū)間為1985~2010年.從《新中國五十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》及2000~2011年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》中，選出各年的城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、農(nóng)村居民人均純收入、城鎮(zhèn)居民人均全年教育投入、城鎮(zhèn)居民人均全年教育投入的時間序列數(shù)據(jù)，同時，為了消除物價因素的影響，本文在分析前以1985年為基期，對原始名義數(shù)據(jù)進(jìn)行調(diào)整得到收入與教育投入的實(shí)際值.

對于調(diào)整后的數(shù)據(jù)，本文用城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農(nóng)村居民人均純收入之差作為城鄉(xiāng)收入差距.應(yīng)注意的是，這兩個收入概念與國際標(biāo)準(zhǔn)的住戶可支配收入的定義仍有一定的差別，相對于標(biāo)準(zhǔn)的定義，存在低估的問題，其中城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的低估程度要大于農(nóng)村居民人均純收入的低估程度，但現(xiàn)階段還難以按照國際標(biāo)準(zhǔn)的住戶可支配收入的定義來測度城鄉(xiāng)收入差距[4].本文用城鎮(zhèn)居民人均全年教育投入與農(nóng)村居民人均全年教育投入之差作為城鄉(xiāng)教育投入差距.考慮到數(shù)據(jù)的自然對數(shù)變換可以消除數(shù)據(jù)中的異方差，使其成為平穩(wěn)序列，同時原數(shù)據(jù)的協(xié)整關(guān)系也沒有改變，所以本文對上述兩個指標(biāo)數(shù)據(jù)采用對數(shù)形式，分別記為l n s和l n j.

2.2 研究方法

傳統(tǒng)的線性回歸建模通常假定時間序列是平穩(wěn)的，而對非平穩(wěn)時間序列作線性回歸時可能產(chǎn)生所謂的“偽回歸”，20世紀(jì)80年代中后期發(fā)展起來的協(xié)整理論把時間序列分析中短期動態(tài)模型與長期均衡模型的優(yōu)點(diǎn)結(jié)合起來，為非平穩(wěn)時間序列的建模提供了很好的解決方法.本文采用協(xié)整理論，對上述數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，探索兩者間的內(nèi)在關(guān)系，以期發(fā)現(xiàn)兩者之間是否存在動態(tài)均衡關(guān)系和因果關(guān)系.

3 實(shí)證分析

3.1 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

先對兩個時間序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，這里采用A D F單位根檢驗(yàn)，結(jié)果如表1：

表1 變量的A D F檢驗(yàn)結(jié)果

從表1可以看出，序列l(wèi) n j和序列l(wèi) n s序列都是非平穩(wěn)的，但一階差分序列在1%的顯著水平下拒絕單位根的假設(shè)，為平穩(wěn)序列，所以序列l(wèi) n j和序列l(wèi) n s均為1階單整序列.

3.2 協(xié)整檢驗(yàn)

根據(jù)協(xié)整理論，對于具有同階單整的兩個時間序列，可以通過判斷其線性組合是否平穩(wěn)來判斷它們的協(xié)整性，如果殘差平穩(wěn)，則二者存在協(xié)整關(guān)系，反之，不具有協(xié)整關(guān)系.用E G兩步法，第一步，先對l n j和序列l(wèi) n s坐最小二乘回歸，得到

t檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的p值為0，說明參數(shù)顯著，擬合優(yōu)度為0.986053，說明模型顯著.

第二步，對殘差et進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，結(jié)果的p值為0.0035，說明在1%的顯著水平下，殘差序列不存在單位根，是平穩(wěn)的.也就是說，我國城鄉(xiāng)居民的收入差距和教育投入差距之間存在長期的協(xié)整關(guān)系，教育投入差距對收入差距的長期彈性為0.952626，及收入差距增加1%，對教育投入差距的作用就增加0.952626%.

3.2 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

協(xié)整關(guān)系表明我國城鄉(xiāng)居民的收入差距與教育投入差距之間存在長期均衡關(guān)系，它們之間是否存在因果關(guān)系，還需進(jìn)一步進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn).由于模型的檢驗(yàn)結(jié)果敏感地依賴于滯后期的選擇，本檢驗(yàn)按照A I C準(zhǔn)則確定滯后期，檢驗(yàn)結(jié)果見表2.

表2 變量的因果關(guān)系檢驗(yàn)

由表2可以看出，從長期來看，在10%顯著水平下，拒絕l n s不是l n j的格蘭杰原因和l n j不是l n s的格蘭杰原因的原假設(shè)，即認(rèn)為城鄉(xiāng)居民收入差距和教育投入差距之間存在雙向的因果關(guān)系.

3.3.誤差修正模型

為得到l n j與l n s之間的短期波動關(guān)系，需要建立誤差修正模型.利用E v i e w s 6.0計(jì)量經(jīng)濟(jì)軟件，得到誤差修正模型為：

上述結(jié)果表明，城鄉(xiāng)居民教育投入差距的變化不僅取決于收入差距的變化，而且取決于上一期收入差距的變化和上一期教育投入差距對均衡水平的偏離，誤差項(xiàng)e c m估計(jì)的系數(shù)-0.217862體現(xiàn)了對偏離的修正，上一期偏離越遠(yuǎn)，本期修正的量就越大，即系統(tǒng)存在誤差修正機(jī)制.

4 結(jié)論及政策建議

(1)在1985~2010年間，我國城鄉(xiāng)居民的收入差距和教育投入差距之間既存在長期均衡的協(xié)整關(guān)系，也存在短期的動態(tài)關(guān)系，這符合經(jīng)濟(jì)理論的預(yù)測.l n s關(guān)于l n j的長期彈性系數(shù)為0.952626，這兩者存在長期共同增長的協(xié)同關(guān)系，這說明，收入差距的拉大是制約教育投入差距的重要因素.

(2)格蘭杰因果檢驗(yàn)表明，城鄉(xiāng)居民收入差距和教育投入差距存在雙向的因果關(guān)系.這進(jìn)一步說明，要想普遍提高國民素質(zhì)，必須加大教育投入力度，特別是農(nóng)村地區(qū)，也就是說，要想縮小城鄉(xiāng)的教育投入差距，只有不斷增加農(nóng)民收入，縮小城鄉(xiāng)居民收入差距；反過來說，要想縮小收入差距，達(dá)到共同富裕，必須縮小教育投入差距，也就是政策扶持，加大農(nóng)村教育投入力度.

(3)誤差修正項(xiàng)的系數(shù)為負(fù)，這個結(jié)論與誤差修正機(jī)制相一致，–0.217862說明當(dāng)短期波動偏離長期均衡時，將以21.79%的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)，即以21.79%的比例對下一年的?l n j的取值產(chǎn)生影響.

〔1〕張啟春，馮曉莉.我國城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距實(shí)證分析（1985-2005）[J].學(xué)術(shù)界，2007（4）.

〔2〕朱高林.中國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)差距分析—基于2005年度數(shù)據(jù)[J].云南財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2007（8）.

〔3〕劉志仁，黎翠梅.金融非均衡性發(fā)展與城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距研究[J].消費(fèi)經(jīng)濟(jì)，2007（12）.

〔4〕李實(shí).中國個人收入分配研究回顧與展望[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊），2003（2）.

〔5〕我國教育投資與經(jīng)濟(jì)增長的長期均衡與短期波動關(guān)系

分析[J].統(tǒng)計(jì)與決策，2010（2）.

G 521

A

1673-260X（2012）07-0043-02

河南省科學(xué)技術(shù)研究項(xiàng)目（112300410156）；河南省教育廳自然科學(xué)基金（2011A110022）