人口紅利對(duì)我國城鄉(xiāng)收入差距的影響研究

宋奇成,蘇 暢

（重慶理工大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院，重慶 400054）

人口紅利對(duì)我國城鄉(xiāng)收入差距的影響研究

宋奇成,蘇 暢

（重慶理工大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院，重慶 400054）

人口紅利促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，但是城鄉(xiāng)收入差距卻不斷擴(kuò)大。從人口紅利的兩個(gè)顯著特征，高勞動(dòng)參與率和總撫養(yǎng)比的下降兩個(gè)途徑提出理論假說。以中國1993—2012年的第二三產(chǎn)業(yè)總比重、城鄉(xiāng)人力資本投資差異和城鄉(xiāng)收入差距的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，構(gòu)建VECM模型。實(shí)證結(jié)果表明：城鄉(xiāng)收入差距長期受到產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)和城鄉(xiāng)人力資本投資差異的共同作用；在滯后期內(nèi)，第二三產(chǎn)業(yè)總比重的增加導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距縮小，城鄉(xiāng)人力資本投資差異的擴(kuò)大將導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大。

人口紅利；城鄉(xiāng)收入差距；VECM模型

一、引言

人口紅利這一概念在David Bloom和Andrew Mason于1998年被提出之后就被大量學(xué)者進(jìn)行研究。根據(jù)瑞典1957年人口生命表中人口對(duì)于人口紅利期的判別標(biāo)準(zhǔn)，以65歲作為老年起始年齡，總撫養(yǎng)比小于50%就進(jìn)入人口紅利期。中國自1993年進(jìn)入人口紅利期以來，經(jīng)濟(jì)依舊維持著高速發(fā)展，國民總收入從1993年35 260.0億元增長到2012年的516 282.1億元。 在“十八大”中，黨中央提出到2020年實(shí)現(xiàn)全面建成小康社會(huì)的目標(biāo)，實(shí)現(xiàn)共同富裕。在當(dāng)前的情況下，主要的問題就是在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的同時(shí)縮小我國城鄉(xiāng)居民的收入差距?？墒请S著人口紅利對(duì)經(jīng)濟(jì)增長促進(jìn)作用的體現(xiàn)，城鄉(xiāng)收入差距卻沒有因?yàn)槿丝诩t利的作用得以縮小。從城鄉(xiāng)收入差距絕對(duì)數(shù)來看，城鎮(zhèn)人均收入比農(nóng)村人均收入由1993年的1 655.8元增長到2012年的16 648.14元。為了社會(huì)的和諧穩(wěn)定，城鄉(xiāng)共享人口紅利，縮小城鄉(xiāng)收入差距已迫在眉睫。

二、理論分析與研究假設(shè)

人口紅利時(shí)期最顯著的兩個(gè)特征是高勞動(dòng)參與率和總撫養(yǎng)比的下降，適齡勞動(dòng)人口比重的上升促進(jìn)經(jīng)濟(jì)快速增長。人口紅利被提出的時(shí)間還不長，在這個(gè)時(shí)期促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的同時(shí)，是否會(huì)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距變動(dòng)有影響。如果存在影響是通過何種途徑作用于城鄉(xiāng)收入差距，有助于我們更全面地去看待人口紅利。本文將通過對(duì)高勞動(dòng)參與率和總撫養(yǎng)比下降這兩個(gè)人口紅利時(shí)期顯著的特征來分析城鄉(xiāng)收入差距的影響機(jī)理和作用機(jī)制。

（一）高勞動(dòng)參與率與城鄉(xiāng)收入差距

人口紅利期，適齡勞動(dòng)人口逐漸變多，勞動(dòng)力資源相對(duì)豐富。Todaro指出在一個(gè)典型的二元經(jīng)濟(jì)國家中，隨著城鄉(xiāng)期望收入差距的擴(kuò)大，帶來的是勞動(dòng)力的轉(zhuǎn)移。在勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的過程中，會(huì)促進(jìn)第二、三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展導(dǎo)致二三產(chǎn)業(yè)總比重的增加[1]。陳斌開認(rèn)為在計(jì)劃體制下優(yōu)先發(fā)展重工業(yè)的政策，直接導(dǎo)致逆向城市化。農(nóng)村居民不能有效地轉(zhuǎn)移到城市，引起農(nóng)業(yè)從業(yè)的人數(shù)增加和農(nóng)村收入水平下降，對(duì)之后城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大起到重要作用[2]。傅鴻源等從“產(chǎn)業(yè)梯度轉(zhuǎn)移”角度來看，認(rèn)為大量廉價(jià)農(nóng)村勞動(dòng)力不斷轉(zhuǎn)移進(jìn)入城市低層次產(chǎn)業(yè)，使得這些本來應(yīng)該隨著城市勞動(dòng)力成本的提高而被迫進(jìn)行轉(zhuǎn)移的產(chǎn)業(yè)可以繼續(xù)維持低成本的人力資源優(yōu)勢，結(jié)果造成城鄉(xiāng)收入差距不斷擴(kuò)大[3]。高霞通過對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)和城鄉(xiāng)收入差距進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)，得出二三產(chǎn)業(yè)比重的上升會(huì)導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大[4]。所以，提出以下的研究假設(shè)。

研究假設(shè)1：高勞動(dòng)參與率會(huì)影響到城鄉(xiāng)收入差距的變化，會(huì)引起農(nóng)村剩余勞動(dòng)力的轉(zhuǎn)移。在轉(zhuǎn)移的過程中，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級(jí)會(huì)促進(jìn)城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大。

（二）總撫養(yǎng)比下降與城鄉(xiāng)收入差距

人口的年齡結(jié)構(gòu)處在不斷的變化之中，人口紅利時(shí)期，適齡勞動(dòng)人口的比重逐漸上升，另一個(gè)方面也說明總撫養(yǎng)比的降低。老年人口和少兒人口之和即為總撫養(yǎng)人口，所占總?cè)丝诘谋戎丶礊榭倱狃B(yǎng)比。楊英等基于理性預(yù)期理論，認(rèn)為在總撫養(yǎng)比下降的情況下，居民家庭會(huì)加大人力資本預(yù)期累積[5]。楊曉軍用健康投資、教育投資和遷移投資三者之和來表示農(nóng)戶人力資本投資，得出的結(jié)論是越發(fā)達(dá)的地區(qū)增加農(nóng)戶人力資本投資有助于縮小城鄉(xiāng)收入差距[6]。楊德才認(rèn)為城鄉(xiāng)二元體制的存在，引起城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)資源配置不均衡和農(nóng)村人力資本存在溢出效應(yīng)，造成城鄉(xiāng)人力資本投資收益的二元性[7]。侯風(fēng)云等根據(jù)內(nèi)生增長理論中的兩部門模型，提出了一個(gè)人力資本溢出效應(yīng)城鄉(xiāng)兩區(qū)域模型，以城鄉(xiāng)教育文化娛樂投入和醫(yī)療衛(wèi)生保健投資來衡量城鄉(xiāng)人力資本投資，研究發(fā)現(xiàn)城鄉(xiāng)人力資本投資差異是中國城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大的主要原因[8]。所以，提出以下的研究假設(shè)。

研究假設(shè)2：總撫養(yǎng)比會(huì)引起家庭人力資本投資的增加，但是由于城鄉(xiāng)人力資本投資差異，會(huì)導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大。

三、計(jì)量模型及數(shù)據(jù)來源

（一）計(jì)量模型的設(shè)定

根據(jù)以上理論分析和研究假設(shè)，選擇第二三產(chǎn)業(yè)總比重和城鄉(xiāng)人力資本投資差異兩個(gè)變量進(jìn)行研究，來構(gòu)建VAR模型的因果關(guān)系檢驗(yàn)方法進(jìn)行變量之間的Granger 因果關(guān)系檢驗(yàn)。

（二）樣本及變量的說明

樣本區(qū)間為1993—2012年,數(shù)據(jù)來自歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。本文對(duì)格子變量取對(duì)數(shù)，以消除異方差，將指數(shù)趨勢轉(zhuǎn)換為線性趨勢，便于彈性分析。IT表示城鄉(xiāng)收入差距，選取城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入與農(nóng)村居民家庭人均純收入的比值來衡量；DZ表示第二和第三產(chǎn)業(yè)的總比重，選取第二和第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)之和占總就業(yè)人口的比重；CT表示城鄉(xiāng)人力資本投資差異，城鄉(xiāng)人力資本投資差異=城市人均人力資本投資/農(nóng)村人均人力資本投資。在本文的數(shù)據(jù)中，城鄉(xiāng)人力資本投資用城鄉(xiāng)文教娛樂和醫(yī)療保健之和來衡量。

令Ζt=（LNIT,LNDZ,LNCT），Ζt包含了可能具有不同單整階數(shù)（最高為d）的變量，這些變量之間或存在或不存在協(xié)整關(guān)系。若Ζt服從于VAR（L），則可以運(yùn)用上述基于擴(kuò)展VAR模型的因果關(guān)系檢驗(yàn)方法進(jìn)行變量之間的Granger 因果關(guān)系檢驗(yàn)。

四、實(shí)證分析

（一）單位根檢驗(yàn)

ADF單位根檢驗(yàn)最佳滯后階數(shù)是根據(jù)SIC（Schwarz Information Criterion）準(zhǔn)則確定，SIC值越小，滯后階數(shù)越佳[9]。檢驗(yàn)形式中，（C，T，L）的C、T、L分別代表常數(shù)項(xiàng)、時(shí)間趨勢項(xiàng)和滯后階數(shù)。下表中出現(xiàn)的（C，0，0）表示有常數(shù)項(xiàng)、無時(shí)間趨勢項(xiàng)、滯后階數(shù)為0；（C，0，1）表示有常數(shù)項(xiàng)、無時(shí)間趨勢項(xiàng)、滯后階數(shù)為1；（C，T，1）表示有常數(shù)項(xiàng)、有時(shí)間趨勢項(xiàng)、滯后階數(shù)為1。根據(jù)表1的檢驗(yàn)結(jié)果看出第二三產(chǎn)業(yè)總比重（DZ），城鄉(xiāng)人力資本投資差異（CT），城鄉(xiāng)收入差距（IT）在一階差分的情況下都是平穩(wěn)序列，滿足同階平穩(wěn)即可做協(xié)整分析的條件，從而進(jìn)行協(xié)整分析。

（二）協(xié)整檢驗(yàn)

1.在無約束水平VAR模型下確定協(xié)整階數(shù)L

協(xié)整檢驗(yàn)需要確定合理的協(xié)整滯后階數(shù)以保證協(xié)整關(guān)系統(tǒng)計(jì)上的可信度。確定水平VAR 模型的最佳滯后階數(shù)的方法是從一般再到特殊，從較大的滯后階數(shù)開始，通過對(duì)應(yīng)的LR值、FPE值、AIC值、SC值、HQ值等來確定。如表2的結(jié)果，選擇最佳滯后階數(shù)均為L=1。

注： ***、**、*分別表示在1%、5%和10%顯著性水平上顯著。

表2 最佳滯后階數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果

注：*表示在5%顯著性水平上拒絕原假設(shè)。

2.協(xié)整向量個(gè)數(shù)r的檢驗(yàn)

由表3可得在1%顯著水平上，軌跡統(tǒng)計(jì)值的臨界值為35.458 17。在原假設(shè)H0沒有協(xié)整關(guān)系的假設(shè)中，由于軌跡統(tǒng)計(jì)值為35.941 29，并且35.941 29>35.458 17說明應(yīng)該拒絕沒有協(xié)整關(guān)系（r=0）原假設(shè)，接受存在一階協(xié)整關(guān)系，說明擬檢驗(yàn)的變量在1%顯著性水平上存在一階協(xié)整關(guān)系。

表3 Johansen 檢驗(yàn)結(jié)果

注：**表示在1%顯著性水平上拒絕零假設(shè)

3.協(xié)整方程

標(biāo)準(zhǔn)化協(xié)整向量為（1.000 0，-0.716 714，-0.381 415，C），對(duì)應(yīng)的協(xié)整方程為（括號(hào)中的數(shù)值為標(biāo)準(zhǔn)差）：

LNIT= 0.716 714LNCT+ 0.381 415LNDZ+C

（0.065 28） （0.062 01）

（1）

協(xié)整方程的估計(jì)系數(shù)都通過顯著性檢驗(yàn)，故在1993—2012年，我國的城鄉(xiāng)居民收入差距、第二三產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)總比重、城鄉(xiāng)人力資本投資差異3個(gè)變量之間存在長期均衡的協(xié)整關(guān)系。并且從長期來看，二三產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)總比重、城鄉(xiāng)人力資本投資差異與城鄉(xiāng)居民收入差距呈正相關(guān)關(guān)系。

（三）誤差修正模型（VECM）及其診斷檢驗(yàn)

本文主要檢驗(yàn)城鄉(xiāng)收入差距和第二三產(chǎn)業(yè)總比重、城鄉(xiāng)人力資本投資差異的關(guān)系，因此給出關(guān)于LNIT和LNCT、LNDZ的誤差修正模型，估計(jì)結(jié)果見表4。

表4 誤差修正模型的估計(jì)結(jié)果

注：（1）表格內(nèi)匯報(bào)的結(jié)果為系數(shù)值和對(duì)應(yīng)t值。 （2）**代表在5%顯著性水平上顯著。

接下來應(yīng)該對(duì)模型進(jìn)行穩(wěn)定性、自相關(guān)性、異方差性以及正態(tài)分布檢驗(yàn)。根據(jù)圖1 VECM的模型設(shè)定的單位根都落在單位圓以內(nèi)（其中有兩個(gè)根重合都為1.000 000），說明上述模型中的變量存在穩(wěn)定的線性關(guān)系。

LM自相關(guān)的檢驗(yàn)結(jié)果是：LM1=5.891 427,P值=0.750 7；LM2=11.223 55,P值=0.260 7，因此上述模型中不存在自相關(guān)性；采用White檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷漠惙讲?，檢驗(yàn)結(jié)果為χ2值=44.101 25，P值=0.633 3，檢驗(yàn)結(jié)果表明不存在異方差；聯(lián)合正態(tài)性檢驗(yàn)結(jié)果得到，Jarque-Bera值=7.680 538，P值=0.262 5，符合正態(tài)分布。

圖1 VECM的穩(wěn)定性檢驗(yàn)結(jié)果

根據(jù)上述檢驗(yàn)結(jié)果，可以肯定VECM模型不存在設(shè)定偏差，并且穩(wěn)定性顯著。因此可以根據(jù)VECM模型進(jìn)行Granger因果關(guān)系和脈沖響應(yīng)分析。

（四）Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

上述VECM模型表明LNIT、LNCT、LNDZ三個(gè)變量之間存在長期的協(xié)整關(guān)系，由此對(duì)LNIT、LNCT、LNDZ三個(gè)變量進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果見表5，在1階滯后的情況下，10%顯著性水平上，城鄉(xiāng)居民收入差距是城鄉(xiāng)二三產(chǎn)業(yè)所占總比重具有單向的Granger影響，城鄉(xiāng)人力資本投資差異對(duì)城鄉(xiāng)居民收入差距具有雙向Granger影響。在2階滯后的情況下，10%顯著性水平上，城鄉(xiāng)人力資本投資差異對(duì)城鄉(xiāng)居民收入差距具有雙向Granger影響，二三產(chǎn)業(yè)所占總比重對(duì)城鄉(xiāng)居民收入差距具有雙向Granger影響。結(jié)果說明城鄉(xiāng)收入差距在長期受到產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)和城鄉(xiāng)人力資本投資差異的共同作用。

（五）脈沖響應(yīng)函數(shù)

由于VECM模型得出的結(jié)果難以對(duì)估計(jì)系數(shù)進(jìn)行解釋，所以本文通過脈沖響應(yīng)函數(shù)來得出結(jié)論。圖2（a）是基于誤差修正模型的廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線，橫軸代表滯后階數(shù)，縱軸代表城鄉(xiāng)居民收入差距受城鄉(xiāng)人力資本投資差異的響應(yīng)程度。圖2（b）橫軸代表滯后階數(shù)，縱軸代表城鄉(xiāng)居民收入差距受二三產(chǎn)業(yè)總比重的響應(yīng)程度。可以看出，14年以后廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線平穩(wěn)的收斂于某一固定值。

表5 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

圖2 廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)圖形

根據(jù)圖2的廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線，在滯后1～14年，城鄉(xiāng)收入差距在受到城鄉(xiāng)人力資本投資差異的沖擊后，沖擊效應(yīng)為正，城鄉(xiāng)人力資本投資差異的提高導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大。在14年后的時(shí)期內(nèi)，二者對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的沖擊均趨于穩(wěn)定；在滯后1～14年，城鄉(xiāng)收入差距在受到第二三產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)的沖擊后，沖擊效應(yīng)為負(fù)，第二三產(chǎn)業(yè)總比重的上升會(huì)導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距縮小。這是由于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)在當(dāng)期會(huì)導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大，但是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化在滯后期內(nèi)會(huì)使城鄉(xiāng)收入差距縮小。當(dāng)勞動(dòng)力從第一產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)向第二和第三產(chǎn)業(yè)的時(shí)候是由于不同產(chǎn)業(yè)的收入相對(duì)差異，隨著不同產(chǎn)業(yè)中的投資報(bào)酬差異逐漸縮小的時(shí)候，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨于穩(wěn)定的時(shí)候，會(huì)促使各產(chǎn)業(yè)之間的相對(duì)收入差距縮小。從而促進(jìn)城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展，使城鄉(xiāng)收入水平差距慢慢縮小。所以，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化對(duì)滯后期中的城鄉(xiāng)收入差距是起著縮小的作用的[13]。

五、結(jié)論與政策建議

本文基于1993—2012年的數(shù)據(jù)，運(yùn)用VECM模型對(duì)城鄉(xiāng)收入差距、第二三產(chǎn)業(yè)總比重和城鄉(xiāng)人力資本投資三個(gè)變量進(jìn)行實(shí)證分析。得出主要結(jié)論如下：一是協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果顯示，城鄉(xiāng)收入差距、第二三產(chǎn)業(yè)總比重和城鄉(xiāng)人力資本投資差異等3個(gè)變量之間存在長期均衡的協(xié)整關(guān)系。二是格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果顯示，城鄉(xiāng)收入差距在長期受到產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)和城鄉(xiāng)人力資本投資差異的共同作用。三是廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)結(jié)果表明，在滯后1～14年的時(shí)期內(nèi)，第二三產(chǎn)業(yè)總比重的增加導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距縮小；城鄉(xiāng)人力資本投資差異的增加導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大。根據(jù)以上的結(jié)論，提出以下幾點(diǎn)政策建議：

（1）合理調(diào)整、優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。由于改革開放后，優(yōu)先工業(yè)化的政策導(dǎo)致城市化遠(yuǎn)落后于工業(yè)化的進(jìn)程，所以要走健康的城市化進(jìn)程[10]。為了合理的安排產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，政府應(yīng)該扶持農(nóng)業(yè)的發(fā)展，制定促進(jìn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的政策，提高勞動(dòng)產(chǎn)品的質(zhì)量和農(nóng)村的勞動(dòng)生產(chǎn)率。有效地促進(jìn)城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)的統(tǒng)籌發(fā)展，轉(zhuǎn)變盲目追求經(jīng)濟(jì)增長、忽視產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化配置的經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略。

（2）加大對(duì)農(nóng)村的人力資本投資力度。在老齡化逐漸嚴(yán)重的情況下，如何去挖掘人口紅利的價(jià)值，就要通過加大人力資本投資[11-14]。然而，城市的人力資本投資從投資量和投資得到的收益率都是高于農(nóng)村的，政府可以加大財(cái)政投入力度,投入到教育和健康方面，縮小城鄉(xiāng)人力資本投資差異。在教育方面可以加大農(nóng)村的基礎(chǔ)教育和職業(yè)教育的投入，促進(jìn)農(nóng)村勞動(dòng)力在城市工作的穩(wěn)定性和適應(yīng)性，得到更高的收入。在健康方面加大社會(huì)保障力度，建立農(nóng)村健康保障制度，完善農(nóng)村醫(yī)療體系，加強(qiáng)對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力的醫(yī)療保健。

[1] TODARO M.A model of labor migration and urban unemployment in less development countries[J].American Economic Review,1969（59）:1-22.

[2] 陳斌開,林毅夫.發(fā)展戰(zhàn)略、城市化與城鄉(xiāng)收入差距[J].中國社會(huì)科學(xué),2013（4）:81-102.

[3] 傅鴻源,陳煜紅,葉貴.中國農(nóng)村勞動(dòng)力流動(dòng)對(duì)產(chǎn)業(yè)梯度轉(zhuǎn)移的影響探析[J].經(jīng)濟(jì)經(jīng)緯,2008（5）:104-107.

[4] 高霞.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)與城鄉(xiāng)收入差距關(guān)系的協(xié)整分析[J].數(shù)學(xué)實(shí)踐,2011（12）:123-128.

[5] 楊英,林煥榮.基于理性預(yù)期的第二人口紅利與儲(chǔ)蓄率[J].產(chǎn)經(jīng)評(píng)論,2013（2）:113-125.

[6] 楊曉軍.中國農(nóng)戶人力資本投資與城鄉(xiāng)收入差距:基于省級(jí)面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)分析[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì),2013（4）:13-25.

[7] 楊德才.論人力資本二元性對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響[J].當(dāng)代經(jīng)濟(jì)研究,2012（10）:69-74.

[8] 侯風(fēng)云,張鳳兵.農(nóng)村人力資本投資及外溢與城鄉(xiāng)差距實(shí)證研究[J].財(cái)經(jīng)研究,2007（8）：118-131.

[9] 張曉峒.Eiews使用指南與案例[M]．北京:機(jī)械工業(yè)出版社,2007.

[10]劉維奇,韓媛媛.城市化與城鄉(xiāng)收入差距——基于中國數(shù)據(jù)的理論與經(jīng)驗(yàn)研究[J].山西財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào),2013（5）:24-33.

[11]林建，鄭久平.非市場分工發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響——基于中間品交易效率的解釋[J].重慶三峽學(xué)院學(xué)報(bào)，2014（4）：42-47.

[12]趙玉奇,韓峰.老齡化背景下的人口紅利開發(fā)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展[J].南方人口,2012（4）:73-80.

[13]郭華，刁曉林.重慶市人口紅利與居民儲(chǔ)蓄水平關(guān)系的研究[J].重慶工商大學(xué)學(xué)報(bào)：社會(huì)科學(xué)版，2013,30（5）:13-14.

[14]喬紅芳，何金麗.金融發(fā)展差異擴(kuò)大了城鄉(xiāng)居民收入差距嗎？[J].西部論壇,2014（6）:19-20.

（責(zé)任編輯 代 應(yīng)）

Study of Impact of Demographic Dividend on the Urban-Rural Income Gap

SONG Qi-cheng, SU Chang

（College of Economy & Trade, Chongqing University of Technology, Chongqing 400054, China）

Demographic dividend promotes economic growth, but it is widening the urban-rural income gap. This paper relied on two significant characteristics of demographic dividend, and put forward theoretical hypothesis from high labor participation rate and the decrease of total dependency ratio. According to theoretical hypothesis, adopting time series data of the total proportion of secondary industry and tertiary industry, the urban-rural human capital investment difference and the urban-rural income gap from 1993 to 2012 in China, we built VECM model. The empirical results show that the change of industrial structure and the difference of urban-rural human capital investment all affect the urban-rural income gap. In the lag period，the increase of the total proportion of secondary industry and tertiary industry will narrow the gap between urban and rural areas, but the expansion of urban-rural human capital investment difference will widen the income gap between urban and rural areas.

demographic dividend; the urban-rural income gap; VECM model

2014-05-25 基金項(xiàng)目：國家社會(huì)科學(xué)基金西部項(xiàng)目“構(gòu)筑西部科技人才高地的戰(zhàn)略問題研究——基于重慶的實(shí)證分析與政策設(shè)計(jì)”（04XJL019）；重慶市重點(diǎn)人文社科基地——重慶理工大學(xué)勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)與人力資源研究中心資助

宋奇成（1955—），男，湖南常德人，教授，研究方向：勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)學(xué)、產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)學(xué)；蘇暢（1989—），男，湖北荊州人，碩士研究生，研究方向：勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)學(xué)。

宋奇成,蘇暢.人口紅利對(duì)我國城鄉(xiāng)收入差距的影響研究[J].重慶理工大學(xué)學(xué)報(bào):社會(huì)科學(xué)，2015（5）:16-20.

format：SONG Qi-cheng, SU Chang.Study of Impact of Demographic Dividend on the Urban-Rural Income Gap[J].Journal of Chongqing University of Technology:Social Science,2015（5）:16-20.

10.3969/j.issn.1674-8425（s）.2015.05.004

F240

A

1674-8425（2015）05-0016-05