作者簡介：陳祎（1990—），男，漢，安徽省壽縣人，經(jīng)濟(jì)法學(xué)碩士，南京財(cái)經(jīng)大學(xué)國際經(jīng)貿(mào)學(xué)院，研究方向：國民經(jīng)濟(jì)管理信息化。

摘要：根據(jù)目前出現(xiàn)的城鄉(xiāng)收入差距逐步拉大的現(xiàn)象，本文根據(jù)1978-2012年的相關(guān)數(shù)據(jù)，實(shí)證分析我國城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距的作用。同時(shí)選取財(cái)政支農(nóng)作為控制變量，運(yùn)用向量自回歸模型，定量分析三者的關(guān)系。通過實(shí)證得出，城鎮(zhèn)化對縮小城鄉(xiāng)收入差距在短期內(nèi)具有負(fù)向作用，而長期具有正向作用；財(cái)政支農(nóng)具有一定效果，但影響較弱。

關(guān)鍵詞：收入差距；城鎮(zhèn)化；財(cái)政支農(nóng)

一、文獻(xiàn)綜述

曹裕等（2010）通過對相關(guān)數(shù)據(jù)分析，得出城鎮(zhèn)化在縮小城鄉(xiāng)收入差距方面作用明顯。毛其淋（2011）在研究影響收入差距因素時(shí)，引入城鎮(zhèn)化和市場開放度，通過省級面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析，得出城鎮(zhèn)化縮小了城鄉(xiāng)收入差距；姚耀軍（2005）在研究金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距影響時(shí)，引入城市化。得出城市化是城鄉(xiāng)收入差距的格蘭杰原因。程開明（2007）根據(jù)1978 年～2004 年的數(shù)據(jù)，在分析了城鎮(zhèn)化、城市偏向和城鄉(xiāng)收入差距相互關(guān)系，通過對三者間的實(shí)證分析，得出城鎮(zhèn)化和城市偏向造成了城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大。

二、城鄉(xiāng)收入差距狀況

1978-1983年我國城鄉(xiāng)收入之比下降趨勢明顯，在1983年達(dá)到了最低點(diǎn)；1983-1990年，城鄉(xiāng)收入之比盡管在某些年份是縮小的，但總體上還是呈遞增趨勢；1991年至1994年城鄉(xiāng)收入之比增加較快；從1994年至1997年，城鄉(xiāng)收入之比在逐漸下降；農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格上升和大量的農(nóng)村勞動(dòng)力進(jìn)城務(wù)工增加了農(nóng)民的收入；從1997年到2003年，城鄉(xiāng)收入之比再一次呈現(xiàn)出上升趨勢，上升幅度較大；主要原因是農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格下降，同時(shí)鄉(xiāng)鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展滯后，農(nóng)民收入急劇減少；從2003年到2008年，城鄉(xiāng)收入之比在較為緩慢的增長，由于一系列“三農(nóng)政策”出臺(tái)，農(nóng)業(yè)收入呈現(xiàn)較高增長，從2008-2010年又開始下降.這一時(shí)期受全球金融危機(jī)的影響，政府決定大力發(fā)展國內(nèi)市場，對農(nóng)村市場較為看重；2010-2012年，隨著經(jīng)濟(jì)政策的調(diào)控，城鄉(xiāng)收入之比出現(xiàn)增長。

三、 變量的選取和研究方法

（一）變量選取

1.被解釋變量：本文采用城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農(nóng)村居民人均純收入之比來衡量城鄉(xiāng)收入差距水平的指標(biāo)。

2.解釋變量：較為常見的衡量城鎮(zhèn)化的是用城鎮(zhèn)常住人口占總?cè)丝诘谋嚷?。?cái)政支農(nóng)（G）在模型中作為控制變量，利用財(cái)政支農(nóng)金額占全國財(cái)政支出的比例來衡量。

（二）研究方法

在建立向量自回歸模型之前，對相關(guān)序列做平穩(wěn)性檢驗(yàn)，以防止出現(xiàn)偽回歸的現(xiàn)象。

然后對三個(gè)序列做協(xié)整檢驗(yàn)，以檢驗(yàn)出三者之間是否具有長期的穩(wěn)定關(guān)系；其次利用格蘭杰因果檢驗(yàn)觀察手否具有因果關(guān)系；最后建立三者的向量自回歸模型，以及脈沖響應(yīng)分析，從動(dòng)態(tài)的角度闡述三者的關(guān)系。

四、建立模型和分析

（一）平穩(wěn)性檢驗(yàn)

對相關(guān)變量取對數(shù)，以降低變量的異方差性，變量的對數(shù)形式分別表示為 lnY lnU lnG通過利用ADF檢驗(yàn)方法對解釋變量和被解釋變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)（ 結(jié)果見表一），lnYlnU lnG均為非平穩(wěn)序列； 對它們的一階差分進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)均為平穩(wěn)序列，說明lnYlnUlnG均為一階單整的，滿足了協(xié)整檢驗(yàn)的前提。

（二）Granger因果檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)表明城鄉(xiāng)收入差距、城鎮(zhèn)化、財(cái)政支農(nóng)之間存在這長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，利用格蘭杰因果檢驗(yàn)法檢驗(yàn)三者的因果關(guān)系，檢驗(yàn)結(jié)果見表2。

由上可得城鎮(zhèn)化是城鄉(xiāng)收入差距的格蘭杰原因，城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距具有顯著的影響。相反，從滯后1期到滯后2期內(nèi)財(cái)政支農(nóng)對城鄉(xiāng)收入差距具有顯著的影響，但從滯后3期開始這種影響不夠顯著。以上說明，城鎮(zhèn)化和財(cái)政支農(nóng)都可以引起我國城鄉(xiāng)收入差距變化，城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距變化的影響程度更大。

（三）向量自回歸模型

在建立向量自回歸模型之前，利用eviews軟件得出適合此模型滯后階數(shù)為2階。因此建立VAR（2）模型，對該模型的穩(wěn)定性進(jìn)行檢驗(yàn)。計(jì)算特征根，結(jié)果顯示該模型是平穩(wěn)的。

ln Yln Uln G=1.2280.1730.101

0.0320.9500.105

0.071-0.2300.884

·

ln Yt-1ln Ut-1ln Gt-1

+

-0.5250.0250.107

-0.03760.0630.095

-0.1000.3670.043·

ln Yt-2

ln Ut-2

ln Gt-2

+

0.543

0.026

0.008

（作者單位：南京財(cái)經(jīng)大學(xué)）

參考文獻(xiàn)：

[1]曹裕，陳曉紅，馬躍如. 城市化、城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟(jì)增長———基于我國省級面板數(shù)據(jù)的實(shí)證研究[J]. 統(tǒng)計(jì)研究， 2010（3） ： 29-36.

[2]毛其淋. 經(jīng)濟(jì)開放、城市化水平與城鄉(xiāng)收入差距———基于中國省際面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)研究[J]浙江社會(huì)科學(xué)， 2011（1） ： 11-22.

[3]程開明，李金昌. 城市偏向、城市化與城鄉(xiāng)收入差距的作用機(jī)制及動(dòng)態(tài)分析[J]. 數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2007（7） ： 116-125.

[4]姚耀軍，金融發(fā)展、城市化與城鄉(xiāng)收入差距——協(xié)整分析及其Granger因果檢驗(yàn) [J].中國農(nóng)村觀察，2005（3）：2-8.