摘要：經(jīng)過平穩(wěn)性圖示判斷和單位根檢驗，發(fā)現(xiàn)1995—2010年中國城鄉(xiāng)居民收入差距變化率Y率和消費差距變化率C率為平穩(wěn)時間序列。以Y率和C率為變量進行回歸分析和格蘭杰因果分析，發(fā)現(xiàn)中國城鄉(xiāng)居民收入差距是引起消費差距的主要原因，收入差距每增長1個百分點，中國城鄉(xiāng)居民消費差距就會增長0.8684個百分點，這種影響尤其在短期內(nèi)更為明顯，中國城鄉(xiāng)居民收入差距和消費差距之間的這種因果的依賴關(guān)系是非常強烈的。另一方面，在較短期內(nèi)，中國城鄉(xiāng)居民消費差距對收入差距有著較為顯著的影響，中國城鄉(xiāng)居民不同的消費水平促進了中國城鄉(xiāng)經(jīng)濟的不同程度的發(fā)展，進而促進城鄉(xiāng)居民收入水平的不同增長。建議可以通過提高農(nóng)民收入和消費傾向等方面著手來縮小中國城鄉(xiāng)收入差距和消費差距。

關(guān)鍵詞：城鄉(xiāng)；消費差距；收入差距；結(jié)構(gòu)模型；Granger因

中圖分類號：F014.4 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2012）27-0004-02

隨著經(jīng)濟水平的不斷發(fā)展，中國城鄉(xiāng)居民的生活水平逐步提高，2010年中國城鎮(zhèn)居民人均可支配收入10 109.4元，農(nóng)村居民人均純收入5 919元，分別比2009年城鄉(xiāng)人均收入水平上漲11.3%和14.9%，2010年中國城鎮(zhèn)居民人均消費支出為13 471.45元，農(nóng)村居民人均生活費支出為4 381.82元，分別比2009年上漲9.8%和9.7%。但是中國城鄉(xiāng)居民的收入差距和消費差距還是很大，2010年中國城鄉(xiāng)居民收入差距和消費差距分別為4 190.4元和9 089.63元，城鎮(zhèn)居民的人均可支配收入將近是農(nóng)村居民人均收入的2倍，城鎮(zhèn)居民人均消費支出更是農(nóng)村居民的3倍還要多。那么中國城鄉(xiāng)居民消費差距有多大程度上是因為收入差距而引起的，影響的程度又有多大？下面對相關(guān)問題進行具體的分析。

一、數(shù)據(jù)的范圍確定及變量的選擇

本文根據(jù)中國統(tǒng)計年鑒（1996—2011），選取1995—2010年中國城鎮(zhèn)居民可支配收入和消費支出，以及中國農(nóng)村居民人均純收入和生活消費支出共16年的數(shù)據(jù)來進行分析。城鄉(xiāng)居民收入差距=城鎮(zhèn)居民可支配收入-農(nóng)村居民人均純收入，城鄉(xiāng)居民消費差距=城鎮(zhèn)居民人均消費性支出-農(nóng)村居民人均生活費支出。其中用Y表示中國城鄉(xiāng)居民收入差距，用C表示中國城鄉(xiāng)居民消費差距。

二、變量的平穩(wěn)性判斷

所有關(guān)于時間序列之間因果關(guān)系分析為基礎(chǔ)的結(jié)構(gòu)模型的一個重要前提就是變量要是平穩(wěn)的，否則的話，通常的t，F(xiàn)等假設(shè)檢驗不可信，容易產(chǎn)生虛假回歸或偽回歸。所謂平穩(wěn)的，在圖形上表示的是隨著時間的變化，表現(xiàn)出一種圍繞其均值不斷波動的過程；而非平穩(wěn)序列在圖形上則往往表現(xiàn)出在不同的時間段有不同的均值，表現(xiàn)為持續(xù)上升或持續(xù)下降。變量Y和C的時間序列圖分別明顯地向右上方傾斜，大體上表現(xiàn)為持續(xù)上升，均不是平穩(wěn)的。實踐證明大多數(shù)非平穩(wěn)的時間序列一般可通過一次或多次差分變成平穩(wěn)的。為了使非平穩(wěn)時間序列Y和C變成平穩(wěn)的，就要對變量Y和C進行一階差分，對一階差分后的序列△Y和△C進行平穩(wěn)性圖示判斷，發(fā)現(xiàn)還是有非平穩(wěn)時間序列的特征。為此對變量Y和C進行再次變換，為了使變換后的變量不僅能克服非平穩(wěn)性，同時還具有經(jīng)濟意義和便于分析，因此用Y和C的增長率即Y率和C率來代替Y和C，也就是在對Y和C進行一階差分的基礎(chǔ)上進行了簡單地變形。圖示判斷發(fā)現(xiàn)時間序列Y率和C率應(yīng)該是平穩(wěn)性時間序列。為了更準確的判斷兩者的平穩(wěn)性。我們采取時間序列平穩(wěn)性檢驗的另外一種更準確和重要的檢驗方法，即單位根檢驗法。單位根檢驗方法主要是DF檢驗和ADF檢驗。其中，ADF檢驗是對DF檢驗的擴充。ADF檢驗與DF檢驗的原理一致，它實際檢驗時是檢驗三個模型，只要其中一個模型的檢驗結(jié)果拒絕了零假設(shè)，即檢驗值t小于臨界值（左側(cè)單尾檢驗），就拒絕零假設(shè)，認為時間序列是平穩(wěn)的；如果三個模型的檢驗結(jié)果都不能拒絕零假設(shè)，則認為時間序列是非平穩(wěn)的。模型的t檢驗值（見下頁表1）：

三、回歸分析模型的建立

以C率為被解釋變量，以Y率為解釋變量，建立一元線性回歸模型如下：

在模型（1）中，變量Y率很明顯地通過了顯著性檢驗，擬合優(yōu)度和調(diào)整后的擬合優(yōu)度雖值不是很高，但也都大于0.5，而且C率和Y率之間的經(jīng)濟關(guān)系也是合理的。在樣本容量n=15，k=2（包含常數(shù)項）時，查表D.W的上下臨界值，d1=1.08，du=1.36，1.36＜D.W=2.18＜2.64=4-1.36，因此模型（1）不存在序列相關(guān)性。

因此，根據(jù)模型（1）可知，中國城鄉(xiāng)居民收入差距增長率對消費差距增長率的影響是很大的，收入差距增長率每增加1個百分點，消費差距增長率就會相應(yīng)增加0.8684個百分點。

四、Granger因果分析

根據(jù)Eviews軟件，得出Y率和C率兩個變量的周期波動圖，可以看出除了1995—1997年出現(xiàn)波動周期不一致外，其他年份，變量Y率和C率表現(xiàn)出完全一致的波動周期。但兩者之間是否互為因果關(guān)系，Granger提供了很好的分析工具。在時間序列情形下，兩個經(jīng)濟變量X、Y之間的格蘭杰因果關(guān)系定義為：若在包含了變量X、Y的過去信息的條件下，對變量Y的預(yù)測效果要優(yōu)于只單獨由Y的過去信息對Y進行的預(yù)測效果，即變量X有助于解釋變量Y的將來變化，則認為變量X是引致變量Y的格蘭杰原因。即檢驗從xt到y(tǒng)t的單向因果關(guān)系，即是檢驗xt值及其滯后值的回歸系數(shù)b2j的零假設(shè)H0：b2j=0（j=1，2，…，k）。診斷統(tǒng)計量檢驗為F檢驗，在置信概率α下，若F>E，則拒絕H0假設(shè)，認為Xt對yt有因果關(guān)系。在實際檢驗中，我們對所有可能的滯后情況都進行檢驗。對Y率和C率的格蘭杰因果關(guān)系分析的結(jié)果如下：

滯后階為1，2時，至少在10%的顯著性水平下拒絕了原假設(shè)，即認為Y率是C率的格蘭杰因，這與回歸模型分析的結(jié)果是一致的，但是在滯后階為3，4時，接受了原假設(shè)，即認為Y率不是產(chǎn)生C率的格蘭杰因。滯后階為2，3時，至少在10%的顯著性水平下通過F檢驗，拒絕了原假設(shè)，即認為C率是Y率的格蘭杰因，滯后階為1，4時接受了C率不是Y率的格蘭杰因。

五、結(jié)論和政策建議

根據(jù)上述分析，可以得出結(jié)論如下：第一，格蘭杰因果關(guān)系分析和回歸模型分析都表明，中國城鄉(xiāng)居民收入差距是引起消費差距的主要原因，收入差距每增長1個百分點，中國城鄉(xiāng)居民消費差距就會增長0.8684個百分點，這種影響尤其在短期內(nèi)更為明顯，較長期內(nèi)這種影響不是太顯著，由于數(shù)據(jù)數(shù)量的有限，無法顯示長期內(nèi)中國城鄉(xiāng)居民收入差距對消費差距的影響是否顯著，不過根據(jù)回歸模型的分析，可以判斷中國城鄉(xiāng)居民收入差距和消費差距之間的這種因果的依賴關(guān)系還是非常強烈的。第二，根據(jù)格蘭杰因果關(guān)系的分析，在較短期內(nèi)，就是在滯后二三年，中國城鄉(xiāng)居民消費差距對收入差距有著較為顯著的影響。說明消費作為促進中國經(jīng)濟增長的“三大馬車”之一，城鄉(xiāng)居民不同的消費水平促進了中國城鄉(xiāng)經(jīng)濟的不同程度的發(fā)展，城鄉(xiāng)經(jīng)濟不同程度的發(fā)展必然會對城鄉(xiāng)居民收入的增長起著至關(guān)重要的作用。

根據(jù)結(jié)論，建議可以通過加大財政支農(nóng)力度，促進發(fā)展高效農(nóng)業(yè)，加強農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)等方面促進農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展，提高農(nóng)民務(wù)農(nóng)收入，同時政府可以引導(dǎo)農(nóng)民外出務(wù)工，或者引進勞動密集型企業(yè)，為農(nóng)村富余勞動力創(chuàng)造良好的就業(yè)條件，提高農(nóng)民的務(wù)工收入；另外，還可以繼續(xù)完善農(nóng)村醫(yī)療等社會保障制度，繼續(xù)提供像家電下鄉(xiāng)這樣的優(yōu)惠政策，刺激農(nóng)民消費，提高農(nóng)村居民消費傾向。