我國城鄉(xiāng)居民收入差距與經(jīng)濟增長關(guān)系的實證分析——基于面板數(shù)據(jù)分析方法

尉雪波，楊 帆，唐莉莉

(山東財經(jīng)大學(xué) 統(tǒng)計學(xué)院，山東 濟南250014)

一、引 言

改革開放以來，中國經(jīng)濟持續(xù)快速增長，2010年躍升為全球第二大經(jīng)濟體，與此同時，日益擴大的收入分配差距已經(jīng)成為影響我國國民經(jīng)濟持續(xù)健康發(fā)展的重要問題，其中城鄉(xiāng)居民收入差距的問題尤為突出。2013年1月18日，國家統(tǒng)計局局長馬建堂公布了過去10年的全國居民收入基尼系數(shù)，報告顯示，2003年以來，我國居民收入的基尼系數(shù)一直維持在0.4以上，在2008年達到0.491的高點，此后逐步回落，2012年該系數(shù)為0.474［1］。

面對日益擴大的我國城鄉(xiāng)居民收入差距，許多專家學(xué)者對此運用不同方法從不同的角度進行了分析研究。李實等［2］利用Theil指數(shù)，把全國的個人收入差距分解為城鎮(zhèn)內(nèi)部、農(nóng)村內(nèi)部和城鄉(xiāng)之間三部分，計算三種差距對全國總收入差距的貢獻率，結(jié)果表明城鄉(xiāng)居民收入差距是全國收入差距過大的主要內(nèi)容。饒曉輝等［3］在計算我國城鄉(xiāng)收入差距的泰爾指數(shù)的基礎(chǔ)上，運用平滑轉(zhuǎn)換回歸方法對城鄉(xiāng)收入差距對經(jīng)濟增長的影響效應(yīng)進行了研究，結(jié)果表明我國城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟增長之間存在著明顯的區(qū)間轉(zhuǎn)換動態(tài)特征;同時穩(wěn)健性檢驗結(jié)果表明非線性模型具有良好的動態(tài)特征。趙曉霞等［4］分析了改革開放對中國城鄉(xiāng)居民收入及其差距的影響，結(jié)果表明貿(mào)易開放和外資開放都會帶來城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民實際收入的提高，且外資對城鄉(xiāng)居民收入的拉動作用要大于外貿(mào);對于城鄉(xiāng)之間的收入差距，貿(mào)易開放和外資開放都表現(xiàn)出了明顯的彌合效應(yīng)。郭軍華［5］運用面板單位根檢驗、面板協(xié)整檢驗證明我國東、中、西部地區(qū)城市化和城鄉(xiāng)收入差距之間具有長期均衡關(guān)系。尹希果等［6］運用面板單位根和VAR模型的實證表明，城鄉(xiāng)居民收入差距與金融發(fā)展二者之間不存在長期均衡關(guān)系。焦艷等［7］通過構(gòu)建行業(yè)收入差距與經(jīng)濟社會發(fā)展兩大類指標體系，運用行業(yè)收入差距適度性的測度方法，測算長三角地區(qū)行業(yè)收入差距與經(jīng)濟社會發(fā)展的適度性。

可以看出，上述學(xué)者分別從城市化、外貿(mào)投資、金融發(fā)展等不同角度對居民收入差距問題進行了研究，本文擬從經(jīng)濟增長角度，運用面板數(shù)據(jù)對城鄉(xiāng)居民收入差距的變動情況進行實證分析。面板數(shù)據(jù)能將截面數(shù)據(jù)與時間數(shù)據(jù)兩個維度結(jié)合起來，克服時間數(shù)據(jù)受多重共線性的困擾，提供更多的信息和變化，提高其自由度和估計效率，從而使經(jīng)濟分析更為全面，同時，更加適合我國經(jīng)濟發(fā)展具有波動性的特征。本文基于我國1978-2011年的省際面板數(shù)據(jù)，運用計量經(jīng)濟方法，對我國城鄉(xiāng)居民收入差距與經(jīng)濟增長的關(guān)系進行實證研究，同時分別對東、中、西部地區(qū)進行建模和差別化分析。

二、我國城鄉(xiāng)居民收入差距現(xiàn)狀

(一)我國城鄉(xiāng)居民收入差距的動態(tài)分析

我國經(jīng)濟保持穩(wěn)定快速發(fā)展，綜合實力顯著增強，在各產(chǎn)業(yè)迅速發(fā)展、結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化的同時，人民生活水平持續(xù)提高。但是，現(xiàn)階段城鄉(xiāng)居民收入水平還未達到收入差距的拐點，城鄉(xiāng)居民收入差距將繼續(xù)擴大［8］。本文選取1978-2011年的數(shù)據(jù)，根據(jù)指標數(shù)值變動情況對我國城鄉(xiāng)居民收入差距演變狀況進行考察［9］。如表1和圖1所示。

表1 城鄉(xiāng)居民收入差距(1978-2011)

圖1 城鄉(xiāng)居民收入差距(1978-2011)

1978年至2011年，我國經(jīng)濟的持續(xù)平穩(wěn)較快發(fā)展，取得了舉世矚目的經(jīng)濟成就。但廣大人民群眾并沒有充分分享經(jīng)濟增長的蛋糕，伴隨而來的卻是城鄉(xiāng)收入差距的加速擴大。城鄉(xiāng)實際收入差距也由1978年的209.83元擴大到2011年的14832.49元，收入差距年均增長13.77%。按1978年價格計算，1978年至1991年間，農(nóng)民人均收入大致相當于城鎮(zhèn)人均收入的50%左右，1992年至1999年間這一比例下降到42%以下，2011年農(nóng)民人均純收入達到歷史最高水平6977.3元，但只相當于城鎮(zhèn)居民人均收入21809.8元的32%。

(二)我國城鄉(xiāng)居民收入差距的靜態(tài)分析

我國幅員遼闊，受各地自然條件、地理位置、發(fā)展基礎(chǔ)等差別的影響，經(jīng)濟社會發(fā)展也很不均衡，城鄉(xiāng)居民收入差距亦有所不同［9］。如表2所示。

表2 2011年各省市城鄉(xiāng)居民收入差距

從表2城鄉(xiāng)居民收入差距的地區(qū)分布特征看，近年來收入差距不斷擴大，31個省市的城鄉(xiāng)居民收入相對比都處在一個較高水平。全國的城鄉(xiāng)居民收入相對比為3.13。貴州、云南、甘肅、陜西、廣西、青海、西藏、寧夏、山西這9省的城鄉(xiāng)居民收入相對比高于全國水平，在地域方面來看，這些省市都處于西部和中部地區(qū)。其中城鄉(xiāng)收入比最高的省份是貴州，高達3.98。同時，城鄉(xiāng)居民收入相對比最低的五個省市:黑龍江、天津、北京、上海、浙江，均位于東部地區(qū)。其中城鄉(xiāng)居民收入相對比最低的省份為黑龍江，仍達到2.07。

在城鄉(xiāng)居民收入絕對差方面，全國的城鄉(xiāng)居民收入絕對差值為14832.49。上海、北京、浙江、廣東、福建、江蘇6省市的城鄉(xiāng)居民收入絕對差高于全國水平。這些省市均為東部經(jīng)濟發(fā)達的區(qū)域。其中城鄉(xiāng)居民收入絕對差最高的為上海，高達20176.69。同時，城鄉(xiāng)居民收入絕對差最低的五個省為:黑龍江、吉林、江西、青海、甘肅，均位于中西部地區(qū)。黑龍江的城鄉(xiāng)居民收入絕對差8105.5僅為全國最高城鄉(xiāng)居民收入絕對差(上海)20176.69的40.17%。

三、我國城鄉(xiāng)居民收入差距實證分析

(一)變量選擇

數(shù)據(jù)選用1978-2011年各省的人均GDP、城鎮(zhèn)居民的人均可支配收入、農(nóng)村居民的人均純收入、以1978年為基期的消費者價格指數(shù)CPI以及商品零售價格指數(shù)RPI。城鄉(xiāng)居民的收入差距由城鎮(zhèn)居民的人均可支配收入與農(nóng)村居民的人均純收入之差來衡量，記為URI。經(jīng)濟增長由人均GDP作為衡量指標，記為PGDP。同時，為消除價格變化對時間序列數(shù)據(jù)的影響，用CPI對數(shù)據(jù)URI和PGDP進行處理，個別CPI數(shù)據(jù)缺失時用RPI補全。另外，為消除時間序列數(shù)據(jù)可能存在的異方差，對指標進行自然對數(shù)變換，記為lnURI和lnPGDP。

(二)模型構(gòu)造

基于本文的面板數(shù)據(jù)模型一般形式:

(1)式中αi為截距項，表現(xiàn)為個體影響，βi為解釋變量的系數(shù)，εit為白噪音。根據(jù)αi和βi的不同假設(shè)，模型又分為三種形式:

混合數(shù)據(jù)模型:αi=αi，βi=βj

變截距模型:αi≠αj，βi=βj

變參數(shù)模型:αi≠αj，βi≠βj

因此，建立面板數(shù)據(jù)模型的第一步便是檢驗參數(shù)αi和βi是否隨著個體或截面的變化而變化，即檢驗樣本數(shù)據(jù)究竟符合哪種面板數(shù)據(jù)模型形式，從而避免設(shè)定的偏差，改進參數(shù)估計的準確性。經(jīng)常使用的檢驗方法是協(xié)方差分析檢驗，主要檢驗有如下兩個假設(shè):

例如，在將《函數(shù)》這一章內(nèi)容全部學(xué)習(xí)完以后，我又回過頭來對以前教師所講知識進行了再一次學(xué)習(xí)，同時就自己當時的學(xué)習(xí)行為進行了反思總結(jié)。于是，我發(fā)現(xiàn)自己對一次函數(shù)性質(zhì)與圖像相關(guān)知識內(nèi)容的學(xué)習(xí)只停留在了記憶概念階段，而難以結(jié)合空間想象進行深刻理解，因此我就結(jié)合多媒體三維立體圖形對此部分內(nèi)容重新進行了深入的研究與學(xué)習(xí)，最終為自身數(shù)學(xué)能力全面發(fā)展提供了助力。

可見如果接受假設(shè)H2，則可以認為樣本數(shù)據(jù)屬于混合模型，即模型為不變參數(shù)模型，無需進行進一步的檢驗。如果拒絕假設(shè)H2，則需檢驗假設(shè)H1。如果接受H1，則認為樣本數(shù)據(jù)屬于變截距模型，反之拒絕H1，則認為樣本數(shù)據(jù)屬于變參數(shù)模型。

不論是變截距模型還是變參數(shù)模型，根據(jù)對個體影響處理的方式不同又分為固定效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)模型，我們用WU-Hausman統(tǒng)計量來檢驗二者的差異和模型合理性。

Hausman檢驗方法基本思路:首先建立隨機效應(yīng)模型，然后檢驗該模型是否滿足個體影響與解釋變量不相關(guān)，如果滿足就將模型設(shè)定為隨機效應(yīng)模型，反之為固定效應(yīng)模型。［11］

(三)面板數(shù)據(jù)單位根檢驗

利用Eviews7.2對lnURI和lnPGDP進行單位根檢驗。檢驗之前對所有的序列做折線圖，可判定檢驗回歸式應(yīng)同時包括常數(shù)項和趨勢項，檢驗結(jié)果如表3所示。

由表3可以看出，幾種檢驗結(jié)果出現(xiàn)了不一致的情況，例如對于東部地區(qū)lnURI的LLC及IPS檢驗，其P值均小于0.05，拒絕原假設(shè)，但另外的三種檢驗方法的結(jié)果是接受原假設(shè)，認為lnURI存在單位根，是非平穩(wěn)的序列。因此，不能認為東部的lnURI為I(0)過程。進而對其一階差分進行單位根檢驗，結(jié)果表明，對于所有的檢驗方法其P值均小于0.05，因此拒絕原假設(shè)，認為△lnURI序列存在單位根。因此綜合表3可見，對東部、中部及西部lnURI和lnPGDP不存在單位根，對其一階差分檢驗所有的結(jié)果都一致表明，東部、中部及西部的lnURI、lnPGDP均為I(1)過程，其一階差分為I(0)過程。

表3 東、中、西部地區(qū)面板數(shù)據(jù)單位根檢驗結(jié)果

(四)面板協(xié)整檢驗

表4 東、中、西部lnURI、lnPGDP的Pedron協(xié)整檢驗結(jié)果

由表4可見，對于東部、中部和西部的檢驗結(jié)果并不一致，東部和中部地區(qū)Group Rho的P值和西部地區(qū)Group ADF的P值均大于0.05，接受“不存在協(xié)整關(guān)系”的原假設(shè)。但是，另外的六種檢驗結(jié)果的P值均小于0.05，拒絕原假設(shè)?？梢哉J為東部、中部和西部地區(qū)的lnURI與lnPGDP之間存在長期的均衡關(guān)系。

(五)確定模型形式及分析

1.模型形式設(shè)定檢驗

面板數(shù)據(jù)包括二維數(shù)據(jù)，如果模型設(shè)定不正確，將造成較大的偏差，估計結(jié)果與實際將相差甚遠。因此，建立面板數(shù)據(jù)模型的第一步是檢驗樣本數(shù)據(jù)究竟屬于上述三種情況的哪種。表5就是根據(jù)上述構(gòu)建F統(tǒng)計量的方法，計算出的F1和F2的值。

表5 東、中、西部F值及Hausman檢驗結(jié)果

以東部地區(qū)為例，F(xiàn)2為64.65，5%的檢驗水平下的F分布臨界值為1.57，則拒絕原假設(shè)H2，表明模型不是混合模型。F1為46.07，5%的檢驗水平下的F臨界值為1.83，拒絕H1，表明對東部地區(qū)應(yīng)建立變參數(shù)模型。

中部和西部地區(qū)的F統(tǒng)計量的值均大于臨界值。因此，東部、中部和西部地區(qū)都應(yīng)建立變參數(shù)模型。

對Hausman檢驗結(jié)果，東部地區(qū)W統(tǒng)計量的值是46.48，相對應(yīng)的概率小于0.05，說明檢驗結(jié)果拒絕了隨機效應(yīng)模型原假設(shè)，應(yīng)該建立固定效應(yīng)模型。中部和西部地區(qū)與東部地區(qū)相同，均應(yīng)建立固定效應(yīng)模型。

2.東、中、西三地區(qū)變參數(shù)模型

由以上檢驗可以得出，東、中、西部地區(qū)都應(yīng)單獨建立固定效應(yīng)變參數(shù)模型。這與我國東、中、西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展基礎(chǔ)不同、發(fā)展水平有差異的現(xiàn)狀相吻合。在這種條件下，有必要針對東、中、西部的各省份建立的變參數(shù)模型進行分析。

(1)東部地區(qū)變參數(shù)模型

表6 東部地區(qū)固定效應(yīng)變系數(shù)模型估計結(jié)果

圖2 東部地區(qū)11個省市的邊際差距折線圖

這11個省市地區(qū)的邊際差距存在一定的差異。其中，上海市的邊際差距最高，為2.23，表示lnPGDP每上升1%lnURI則上升2.23%。其次為北京。福建省的邊際差距最低。表6和圖2所示的是各個地區(qū)截距項的固定效應(yīng)值，表示相應(yīng)地區(qū)的自發(fā)性的收入差距水平相對平均水平的偏離值，其中最大的是福建，山東次之，上海最小。同時，該變參數(shù)模型估計的R2=0.9223。說明模型的擬合程度非常高，表明lnPGDP在很大程度上能夠解釋lnURI。東部11個省市的平均邊際差距為1.089034，方差為0.225949。

(2)中部地區(qū)變參數(shù)模型

表7 中部地區(qū)固定效應(yīng)變系數(shù)模型估計結(jié)果

圖3 中部地區(qū)8個省市的邊際差距折線圖

這8個省市地區(qū)的邊際差距存在的差異并不是很大。其中，吉林省的邊際差距最高，為1.12。其次為陜西省。湖南省的邊際差距最低。表7和圖3所示的是各個地區(qū)截距項的固定效應(yīng)值，表示相應(yīng)地區(qū)的自發(fā)性的收入差距水平相對平均水平的偏離值，其中最大的是湖南，安徽次之，吉林最小。同時，該變參數(shù)模型估計的R2=0.9247，和東部地區(qū)一樣，說明模型的擬合程度非常高，表明lnPGDP在很大程度上能夠解釋lnURI。中部8個省市的平均邊際差距為0.956271，方差為0.006474。

(3)西部地區(qū)變參數(shù)模型

表8 西部地區(qū)固定效應(yīng)變系數(shù)模型估計結(jié)果

圖4 西部地區(qū)10個省市的邊際差距折線圖

這10個省市地區(qū)的邊際差距存在一定的差異。其中，青海的邊際差距最高，為1.034。其次為云南省。四川省最低。表8和圖4所示的是各個地區(qū)截距項的固定效應(yīng)值，表示相應(yīng)地區(qū)的自發(fā)性的收入差距水平相對平均水平的偏離值，其中最大的四川，陜西次之，新疆最小。同時，該變參數(shù)模型估計的R2=0.9346。說明模型的擬合程度非常高，表明lnPGDP在很大程度上能夠解釋lnURI。西部10個省市的平均邊際差距為0.929413，方差為0.006855。

四、結(jié) 論

通過對我國城鄉(xiāng)居民收入差距和人均國內(nèi)生產(chǎn)總值之間關(guān)系進行的研究，發(fā)現(xiàn)城鄉(xiāng)居民收入差距和經(jīng)濟增長之間存在顯著的協(xié)整關(guān)系。對東部、中部和西部地區(qū)進行變參數(shù)模型估計，各個地區(qū)的模型均顯著。P值均接近于零，三個模型估計的R2分別為0.9223、0.9247、0.9346，其擬合度優(yōu)異。同時，各個地區(qū)的lnPGDP的系數(shù)都為正數(shù)，說明隨著東、中、西部地區(qū)省份經(jīng)濟的增長，城鄉(xiāng)居民收入差距是逐步增大的，而不是縮小的。也就是說，經(jīng)濟增長推動城鄉(xiāng)居民收入差距擴大。在橫向上，東部地區(qū)經(jīng)濟的整體發(fā)展均優(yōu)于西部地區(qū)，同時其城鄉(xiāng)居民收入差距也遠遠大于西部地區(qū)的城鄉(xiāng)居民收入差距。

我國東部地區(qū)各省市邊際差距在0.68-2.23之間，均值為1.089034，方差為0.225949;中部地區(qū)各省市邊際差距在0.87-1.12之間，均值為0.956271，方差為0.006474;西部地區(qū)各省市的邊際差距在0.81-1.03之間，均值為0.929413，方差為0.006855。說明我國三個地區(qū)，東部地區(qū)的經(jīng)濟每增長一個單位，帶來城鄉(xiāng)居民收入差距的變化最為明顯，同時，城鄉(xiāng)居民收入相對比和絕對差都是最高的地區(qū)，這與我國東部經(jīng)濟發(fā)展和開放程度都遠領(lǐng)先于中、西部地區(qū)這一狀況是相互吻合的。中部、西部地區(qū)的邊際差距相差較小。說明中部和西部地區(qū)區(qū)域間差異性較小。東部地區(qū)各省市的邊際差距的極差最大、方差也最大，而中部、西部地區(qū)各個省市的邊際差距極差小、方差也小，在一定程度上反映了按照東、中、西部劃分的區(qū)域內(nèi)部也存在著的差異。東部差異最大，而中部、西部地區(qū)區(qū)域內(nèi)部的差異性就小很多。但和發(fā)達國家相比，中國各省市的邊際差距都處在一個較高水平。

由于東、中、西部三個地區(qū)的平均邊際差距的多種差異，對于我國的經(jīng)濟發(fā)展提出了更高的要求。雖然我國在過去的一段時間里已經(jīng)認識到均衡地區(qū)發(fā)展的重要性，并且在推進西部大開發(fā)、振興東北地區(qū)等老工業(yè)基地基礎(chǔ)上，進一步提出了促進中部地區(qū)崛起的戰(zhàn)略規(guī)劃，這些措施對抑制差距擴大有很大的積極作用。但由于經(jīng)濟增長慣性、運行機制以及發(fā)展基礎(chǔ)等差異，東部地區(qū)得益于可以獲取較高的資本和勞動邊際效益，將繼續(xù)在吸引國內(nèi)外資金、人才、技術(shù)等生產(chǎn)要素方面處于優(yōu)勢地位。所以，無論是東、中、西部還是省際間的經(jīng)濟發(fā)展的絕對差距在今后一段時間內(nèi)還將繼續(xù)存在下去。從長遠來看，中部地區(qū)是糧食主產(chǎn)區(qū)，可以充分發(fā)展有比較優(yōu)勢的能源和制造業(yè)，在發(fā)揮承東啟西和產(chǎn)業(yè)發(fā)展優(yōu)勢中崛起，東中部之間的相對差距將有可能保持相對縮小的趨勢。就西部而言，隨著西部大開發(fā)戰(zhàn)略的全面實施和一系列有利于西部發(fā)展的相關(guān)政策措施的出臺和落實，西部地區(qū)的基礎(chǔ)設(shè)施和生態(tài)環(huán)境建設(shè)將得到實質(zhì)性的進展，西部地區(qū)的資源優(yōu)勢將逐漸轉(zhuǎn)變?yōu)榻?jīng)濟優(yōu)勢。這也將有效遏制區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展差距的不斷擴大的勢頭。

可以預(yù)料，隨著東部地區(qū)經(jīng)濟增長的成本提高，中、西部地區(qū)將迎來新的發(fā)展機遇。今后，我們不僅要注重縮小城鄉(xiāng)收入差距，更要警惕東、中、西部之間的差異，要采取措施力求促使東、中、西部地區(qū)協(xié)調(diào)發(fā)展，在縮小城鄉(xiāng)居民收入差距的同時縮小我國區(qū)域間的收入差距，使廣大人民群眾更好的分享中國經(jīng)濟增長帶來的紅利，助推“中國夢”的早日實現(xiàn)。

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