【中图分类号】F061.3             【文献标识码】A

摘要：城乡收入差距是我国二元经济发展过程中必须面对的一个问题。本文基于我国1985～2O08年的年度数据，运用计量经济方法，对我国城乡收入差距与经济增长的关系进行实证研究。结果表明，我国城乡收入差距与经济增长之间表现出一种长期稳定的均衡关系，而且二者之间是一种单向因果关系，即在短期内，城乡收入差距是经济增长的格兰杰原因，而在长期，经济增长是收入差距的格兰杰原因。

关键词：城乡收入差距；经济增长； 协整检验；格兰杰因果检验；

一、引言

自从1985年我国以城市为重点的改革全面展开以来，我国经济不断增长的同时，也带来了城乡收入差距不断扩大。收入差距的持续扩张，不仅会影响社会稳定，而且还会制约国民经济发展的潜力，对此应引起高度重视。按可比价格计算，我国1985年至2008年的实际人均GDP年均增长8.6%，经济得到了时序快速的增长，但城乡实际收入差距也由1985年的287.7元扩大到2008年的2538.3 元，收入差距年均增长9.92%。按1985价格计算，1985年至1991年间，农民人均收入大致相当于城镇人均收入的50%左右，到了1992年至1999年间这一比例下降到42%以下，2007年农民人均纯收入达到历史最高水平，但只相当于城镇居民人均收入的33%，而2008年农民人均纯收入略低于2007年，进一步下降为城镇居民人均收入的32%左右。服务于赶超型经济发展战略的城乡二元分割，是导致城乡收入差距扩大的历史根源。

二、文献回顾

对于我国经济增长过程中出现的城乡收入差距趋于扩大问题，国内有很多学者基于不同的研究方法对之进行了考察。孙致陆、周加来（2008）基于中国1978—2007年数据做城乡收入差距与经济增长关系的实证研究，研究结果表明：城乡收入差距与经济增长之间存在着长期稳定的双向因果关系，城乡收入差距只在短期内对经济增长产生影响，而经济增长并不会自动导致城乡收入差距的缩小，相反，经济增长在中长期内还会进一步加大城乡收入差距。 张嫘、方天堃（2007），利用1978-2003年的年度经济数据对我国城乡收入差距与经济增长因果关系进行实证检验。结果表明，无论在长期还是在短期，经济增长都是构成城乡收入差距变化的原因之一，而城乡收入差距对经济增长的影响仅表现在短期内。李珊、逢锦丽（2009）对于1985～2006年的中国城乡收入差距与人均GDP进行实证分析，结果表明二者之间不仅存在长期的均衡关系，而且还存在因果关系，经济增长会导致城乡收入差距的扩大，城乡收入差距的扩大也会阻碍经济的进一步发展。

欧阳朝旭（2009），以安徽为例，通过考察安徽城乡收入差距的现状，基于其1980～2O07年的年度数据，对安徽城乡收入差距与经济增长的关系进行实证研究，再对两者之间的关系做进一步的定性解释。结果表明，安徽城乡收入差距与经济增长之间表现出一种长期稳定的正向均衡关系。吴三忙等(2OO7)基省面板数据的实证分析，对我国经济增长过程中城乡收入差距的演化问题进行了研究。分析表明改革开放以来我国城乡收入差距扩大具有全国普遍性。同时，中国城乡收入差距演化经历了四个阶段，即：1978 1985年，差距缩小；1986—1991年，差距扩大；1992—1998年，差距缩减；王少平、欧阳志刚(2008)使用泰尔指数对我国的城乡收入差距及其变化特征进行度量后发现，1978—1991年，我国城乡收入差距对实际增长的长期效应为正：1992—1999年，收入差距对实际增长的效应由正向负平滑转换；1999年后，我国城乡收入差距对实际经济增长产生阻滞作用，且负效应呈逐年增加趋势。国外也有很多学者对收人差距与经济增长之间的关系进行了理论分析和实证研究，得到的结论也不尽相同。

由于在样本选择、指标选取、数据处理、研究方法以及考察视角等方面存在着差异，国内外相关研究所得到的结论不尽相同，但大多数研究结论均认为收入差距对经济增长会产生负效应。当前，我国不同经济发展阶段所对应的收入差距的变化还较大，所以上述研究结论对于分析我国城乡收人差距与经济增长的关系仍然具有重要的借鉴意义。本文主要通过对1985—2008年有关指标数据的实证分析，研究这二十多年中我国城乡收入差距与经济增长之间的关系。

三、分析方法与数据说明

（一） 分析方法与原理

由于传统的时间序列分析方法隐含的前提是各变量必须满足平稳性要求。然而，现实的经济序列多数是非平稳的。因此，模型中引入协整检验步骤，考察变量之间是否存在协整关系，在此基础上进行回归分析，进而避免为回归现象。协整的思想由Granger（1981年）提出，协整检验适用于非平稳变量组成的关系式中长期均衡参数估计的技术。在实际分析研究时，一般是首先对时间变量序列及其一阶差分序列（或二阶差分序列）的平稳性进行单位根检验，这是进行协整检验和Granger因果关系检验的基础；其次是检验变量间的协整关系，变量间存在协整关系是变量间存在因果关系的前提；再次是对具有协整关系的时间变量序列建立ECM模型，并且在此基础上进行因果关系检验；最后利用脉冲响应对相关变量的互动影响进行分析，然后提出对应的建议。

（二） 指标选取与数据说明

本文以人均GDP来衡量经济增长，记为PGDP，城乡收入差距以城镇居民人均可支配收入与农村居民人均纯收入的绝对差额作为衡量指标，记为URI。为了消除价格因素对于时间序列分析的影响，本文搜集并计算了以1985年为基期我国的1985～2008年的历年CPI，然后用消费物价指数(以1985年作为基期,即1985=100)对人均GDP和城乡收入差距数据进行处理，并对处理后的各指标数据再进行自然对数变换，以消除可能存在的异方差性，并分别记为LNPGDP和LNURI。指标数据源于《新中国五十年统计资料汇编》和《2009年中国统计年鉴》，数据取值范围为1985—2008年。本文所有的数据处理及计量分析均是在计量分析软件EViews5．0上完成。

四、实证分析

（一） 序列的平稳性检验

图1 LNURI和LNPGDP的趋势图

图2 △LNURI 和△LNPGDP的趋势图

由图1可以看出，LNPGDP和LNURI都是带有趋势的非平稳序列，都表现出持续增加的趋势，即伴随着我国经济增长过程，城乡收入差距趋于扩大；由图2可知，它们的一阶差分序列△LURI和△LPGDP表现出相似的周期性变化趋势，都显示出一定地平稳性，所以两者之间很可能存在着协整关系，但有待进一步验证。

为了检验变量之间的协整关系，首先需要对时间序列做单位根检验。本文采用目前最常用的ADF(augmented dickey—fuller)法对各序列进行单位根检验，检验其平稳性。ADF检验结果如表l所示。

表1 ADF单位根检验结果

对序列进行单位根检验，检验结果（见表1）表明，原序列LNPGDP和LNURI以及一阶差分△LNPGDP和△LNURI i都是非平稳序列。但其二阶差分△2LNPGDP 和△2 LNURI是平稳的，即LNPGDP和LNURI都是二阶单整序列

I（2）。

（二） 协整检验和误差修正(ECM)模型

有些时间序列，虽然它们自身非平稳，但其某种线性组合却是平稳的，如果满足这个条件，就说明两个变量之间存在着协整关系。LNPGDP和LNURI两个变量虽然各自是非平稳的，但经过二阶差分，变量是平稳的，也就是说其一阶差分的时间序列的某种线形组合可能是平稳的，因此变量△LNGDP和△LNURI之间可能存在协整关系。如果这两个时间序列之间存在协整关系，则说明二者存在着长期稳定的均衡关系。本文采用Johansen提出的极大似然法进行协整检验，选择数据和协整方程中不存在线性趋势，且协整方程中有截距项的模型。检验结果见表2。

表2 变量LNPGDP和LNURI的协整检验

LNURIt =-1.254 + 1.059LNGDP t  + e t                           （1）

       （-4.752）  （30.424）

R2 =0.98    DW=0.56

在协整检验的基础上，进一步建立包含误差修正项在内的误差修正模型，以此来研究模型的短期动态和长期调整特征。由协整关系检验知，LNPGDP和LNURI之间存在协整关系，虽然协整回归方程的R2很高，回归系数也显著，但DW值明显偏小，说明残差序列还存在自相关。因此，下面重新对LNPGDP和LNURI进行回归，并引入滞后变量，进而建立单方程误差修正模型。

通过Eviews软件，估计出加入一阶滞后变量LNURI（-1）后的误差修正模型为：

LNURIt =-0.215+0.544 LNURIt-1 + 1.309LNGDP t -0.875 LNGDP t-1+e t    （2）

        (-0.850)      (3.291)      (2.986)      (-2.307)

R2 =0.99   LM(1) = 2.936    

该模型中常数项的估计量没有通过t检验，去掉该项重新拟合得到：

LNURIt =0.636 LNURIt-1 + 1.253LNGDP t -0.929 LNGDP t-1+e t           （3）

           （5.131）      （2.911）   （-2.502）

R2 =0.99   LM(1)=1.524

该模型的R2接近于1，说明效果良好，而且LM(1)的结果也表明模型不存在一阶自相关，各项指标均显示模型比较合理。通过对上式进行适当的衡等变形，可得到引入一阶滞后项的ECM为：

△LNURIt =1.253△LNGDP t -0.3（LNURIt-1-3.363 LNGDP t-1）+e t    （4）

其中，LNURIt-1-3.363 LNGDP t-1称为误差修正项ecm t-1。可以看出，若t时刻LNURI大于其长期均衡解3.363 LNGDP，ecm为正的同时会使△LNURIt减小；反之，ecm为负，△LNURIt则增加。其符合反向修正机制，体现了长期非均衡误差对LNURI的控制。

（三）脉冲响应分析

图-3是ECM模型的脉冲响应函数曲线，横轴代表响应函数的追踪期数，纵轴代表冲击的响应程度和响应方向。收敛的脉冲响应函数曲线说明ECM模型的稳定性条件得以满足，其结果将是稳健、可靠的。从图3上半部分可知，城乡收入差距变动对其本身的冲击在初期反应灵敏，但这种反应随着时间的推移越来越小，而对经济增长不同时期呈现周期性的冲击；从图3下半部分可知，经济增长对城乡收入差距及其本身的冲击在初期反映灵敏，但随着时间的推移波动幅度变得较小。

图3 脉冲响应函数曲线

（四） 格兰杰(Granger)因果关系检验

协整分析和VEC模型表明经济增长和城乡收入差距之间存在长期均衡关系，但二者之间是否构成因果关系还需要进一步检验。本文采用格兰杰因果检验进行分析，其检验结果(见表-3)表明：当滞后期为l、2、3和4时， LNURI是LNPGDP的格兰杰原因，而LNPGDP不是LNURI的格兰杰原因；当滞后期为5时，LNURI不是LNPGDP的格兰杰原因，而LNPGDP是LNURI的格兰杰原因；即在短期内，城乡收入差距是经济增长的格兰杰原因，而经济增长并不是收入差距的格兰杰原因，中长期则刚好相反，二者之间是一种单向因果关系。

表3 格兰杰因果关系检验结果

五、结论与建议

在所研究的时间段内，我国城乡收入差距与经济增长之间存在协整关系，这表明，即便短期内会出现波动，系统的内在稳定机制仍会将其拉回到均衡状态。从Granger检验的结果又可以看出在短期内收入差距促进了我国经济增长，但在长期是经济增长导致了城乡收入差距扩大，这与现实也是相符的。尽管我国的城乡收入差距在短期内对经济增长具有一定的促进作用，但同时还应看到，收入差距的扩大对经济增长的作用非常有限，而且从长期看，如果城乡收入差距扩大的势头得不到很好的抑制，会影响中国经济可持续增长。   

因此，需要对城乡收入差距进行有效的治理，这就要依靠的力量，需要在以下两个方面下功夫：其一因为经济增长在长期主要会导致城乡收入差距的进一步扩大，在当前我国工业部门和城市部门已经得到较好发展的情况下，部门应当按照科学发展观的要求对当前的发展战略进行适度调整。将发展的重心转向“三农”，打破城乡二元经济，推动劳动力和资本在城乡间自由流动，增加对农村地区基础设施和教育的投资，努力缩小城乡收入差距，这也是实现我国社会经济长期稳定增长的根本保证；其二就是要构建完善的社会保障体系，尤其要增进低收入群体的安全保障，有效减少他们面对医疗、失业等风险的脆弱性。

参考文献

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【10】古扎拉蒂：计量经济学[M]．林少宫译，北京：中国人民大学出版社，2000下载本文