我國城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟增長關系的實證分析

陳嵩

摘 要：文章以我國1978～2011年的年度人均GDP數(shù)據(jù)和測算的歷年城鄉(xiāng)收入基尼系數(shù)為參數(shù)指標，利用協(xié)整檢驗、ECM模型、格蘭杰因果關系檢驗方法探究我國城鄉(xiāng)收入差距和經(jīng)濟增長之間的關系。研究結(jié)果表明：我國城鄉(xiāng)收入基尼系數(shù)與人均GDP之間是正相關的，人均GDP的彈性系數(shù)為0.2495，即人均GDP每變動1%，城鄉(xiāng)收入基尼系數(shù)變動0.2495%。兩者之間存在單向格蘭杰因果關系，經(jīng)濟增長導致了城鄉(xiāng)收入差距的擴大。

關鍵詞：城鄉(xiāng)收入差距；經(jīng)濟增長；協(xié)整檢驗；ECM；格蘭杰因果檢驗

中圖分類號：F124.7 文獻標識碼：A 文章編號：1006-8937（2015）03-0121-02

隨著我國經(jīng)濟的不斷發(fā)展，GDP總量由1978年的3 645.2億元上升到2011年的472 115.0億元，同時全國居民收入差距也不斷擴大。在全國居民收入總體差距中城鄉(xiāng)居民收入差距所占的比重最大，1978～2011年，城鄉(xiāng)居民收入差距平均所占比重為0.588，在2002年比重最高，達到0.659。由此看來，城鄉(xiāng)居民收入差距是影響全國居民收入差距的最主要的因素。隨著城鄉(xiāng)居民收入差距的不斷擴大，我國已出現(xiàn)了不少的社會問題。如何縮小城鄉(xiāng)居民收入差距是當前收入分配改革的重中之重，也是構建人民安居樂業(yè)、政治穩(wěn)定社會的一個重要環(huán)節(jié)。

本文以我國1980～2011年的經(jīng)濟數(shù)據(jù)作為樣本，對城鄉(xiāng)收入基尼系數(shù)和人均GDP指標參數(shù)進行協(xié)整檢驗，并檢驗其格蘭杰因果關系，來揭示城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟增長之間的關系。

1 數(shù)據(jù)的選取和模型的設定

1.1 變量的選取

1.1.1 經(jīng)濟增長

本文選用人均國內(nèi)生產(chǎn)總值來作為衡量經(jīng)濟增長的指標參數(shù)，同時為了消除價格變動的影響，用全國居民消費價格指數(shù)（1978=100）將各年名義人均國內(nèi)生產(chǎn)總值調(diào)整為實際值。

1.1.2 城鄉(xiāng)收入差距

城鄉(xiāng)收入差距是指農(nóng)村的居民收入與城鎮(zhèn)的居民收入之間的差距。通過“差值法”計算的城鄉(xiāng)收入基尼系數(shù)，可以很好地反映城鄉(xiāng)收入差距的情況。城鄉(xiāng)基尼系數(shù)越大則表示城鄉(xiāng)居民收入差距越大；城鄉(xiāng)收入基尼系數(shù)越小則表示城鄉(xiāng)居民收入差距越小，因此本文采用城鄉(xiāng)基尼系數(shù)來作為衡量城鄉(xiāng)收入差距的指標參數(shù)。城鄉(xiāng)基尼系數(shù)的計算公式具體如下：

URG=IC-PC=Pr-Ir

式中，URG代表城鄉(xiāng)居民收入差距的基尼系數(shù)，IC、Ir分別代表城鎮(zhèn)居民收入、農(nóng)村居民收入占全國居民收入的比重；Pc、Pr分別代表城鎮(zhèn)居民人口、農(nóng)村居民人口占全國人口的比重。

1.2 數(shù)據(jù)的說明和模型的設定

本文的數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒2012》中1978～2011年的經(jīng)濟數(shù)據(jù)。人均國內(nèi)生產(chǎn)總值作為衡量經(jīng)濟增長的指標參數(shù)，記作PGDP；城鄉(xiāng)基尼系數(shù)作為衡量城鄉(xiāng)收入差距的指標參數(shù)，記作URG。對原數(shù)據(jù)取自然對數(shù)，分別記作LNPGDP、LNURG，其時序圖如圖1所示。

從圖1可以看出，LNPGDP、LNURG兩個變量有相同的時間趨勢，它們之間可能存在協(xié)整關系。為了研究經(jīng)濟增長與城鄉(xiāng)居民收入差距之間的關系，建立模型：

LNURGt=a+？茁LNPGDPt+？滋t

上式中，a、？茁代表估計參數(shù)，？滋t代表時間序列中的隨機干擾項。

2 實證分析

2.1 變量的平穩(wěn)性檢驗

在對數(shù)據(jù)進行協(xié)整分析前，需要對數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進行檢驗。若原始序列是平穩(wěn)的，那么變量之間就可以直接進行OLS回歸分析；若原始序列非平穩(wěn)，則不能直接對原始數(shù)據(jù)進行OLS回歸分析，否則將會出現(xiàn)“偽回歸”的現(xiàn)象。為了避免回歸分析的無效，需要對原始序列進行差分處理，觀察它們是否為同階的單整序列。若差分后的原始序列為同階單整序列，則可以通過協(xié)整檢驗來判斷它們之間是否存在長期的均衡關系。對原始數(shù)據(jù)LNPGDP、LNURG分別作一階差分處理，分別記作DLNPGDP、DLNURG。

DLNPGDP、DLNURG均圍繞一個固定值上下波動，可能是平穩(wěn)的，但是需要進一步對各個變量進行ADF檢驗，檢驗結(jié)果見表1。

通過表1可以發(fā)現(xiàn)，原序列LNPGDP、LNURG均是非平穩(wěn)序列，但其一階差分序列DLNPGDP、DLNURG均不存在單位根，即均為時間平穩(wěn)序列，LNPGDPt～I（1）、LNURGt～I（1）。

2.2 協(xié)整檢驗

由于序列LNPGDP、LNURG均為一階單整過程，所以用“E-G兩步法”來對其長期均衡關系進行檢驗。用OLS方法對LNPGDP、LNURG進行協(xié)整回歸，得到方程：

LNURGt=-3.4436+0.2629LNPGDPt+？滋t

（0.2203） （0.0303）

t=（-15.6310） （8.6080）

R2=0.6984 R2=0.6890 D.W=0.2763 F=74.0982

在上述模型中，由于D.W數(shù)值較小，可能會存在自相關，經(jīng)過查詢D.W檢驗表可知，dl=1.39，du=1.51，D.W=0.2763

LNURGt=-3.3740+0.2495LNPGDPt+？滋t+[AR（1）=1.3264，AR（2）=-0.5368

（0.5146） （0.0701） （0.1630） （0.1635）

t=（-6.5561） （3.5594） （8.1372） （-3.2825）

R2=0.9379 F=157.0128 LM（1）=2.6462 LM（2）=2.6648

在重新估計的模型中，殘差的自相關已經(jīng)消除，方程回歸結(jié)果顯著，整體擬合程度較高，可以解釋93.79%的樣本。對重新回歸方程的殘差進行ADF單位根檢驗，若殘差是平穩(wěn)的則變量之間存在協(xié)整關系，反之則不存在協(xié)整關系，檢驗結(jié)果見表2。

由表2可知，變量？滋t的ADF統(tǒng)計量小于5%的臨界值，由此可以判斷回歸模型的殘差為平穩(wěn)序列，因此變量LNPGDP、LNURG之間存在長期的均衡。以上結(jié)果表明，我國城鄉(xiāng)收入基尼系數(shù)與人均GDP之間是長期均衡的，并且是正相關的，人均GDP的彈性系數(shù)為0.2495，即人均GDP每變動1%，城鄉(xiāng)收入基尼系數(shù)變動0.2495%。

2.3 誤差修正模型（ECM）的建立

格蘭杰表述定理表明，如果變量之間存在協(xié)整關系，則它們之間的短期非均衡關系總能由一個誤差修正模型表述，即：

？駐Yt=lagged（？駐Y，？駐X）-？姿·ecmt-1+？滋t

式中，ecmt-1是非均衡誤差項，？姿是短期調(diào)整參數(shù)。根據(jù)前文的城鄉(xiāng)收入基尼系數(shù)與人均GDP的協(xié)整方程中的殘差序列作為非均衡誤差項ecmt，利用城鄉(xiāng)收入基尼系數(shù)與人均GDP的一階差分序列建立誤差修正模型。需要注意的是，模型中差分變量滯后項的多少，可以通過殘差項是否存在自相關性來進行判斷。經(jīng)過多次試驗，得到如下誤差修正模型回歸結(jié)果：

？駐LNURGt=-0.0664？駐LNPGDPt+0.09461？駐LNURGt-1-0.7459ecmt-1

（0.1241） （0.2608） （0.3213）

t=（0.5350） （3.6277） （-2.3218）

R2=0.3421 R2=0.2951 LM（1）=2.2458 LM（2）=2.6401

該模型的誤差修正項的系數(shù)？姿反映了對偏離長期均衡的修正程度，誤差修正項參數(shù)為負數(shù)，符合反向修正機制。當短期波動偏離長期均衡時，誤差修正項會以（-0.7459）的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)調(diào)整到均衡狀態(tài)來保證城鄉(xiāng)收入基尼系數(shù)與人均GDP之間的長期均衡關系。

2.4 格蘭杰因果關系檢驗

通過上述協(xié)整檢驗，只能說明LNPGDP、LNURG之間存在均衡關系，由于變量LNPGDP、LNURG均為一階單整過程，并且之間存在協(xié)整關系，可以用原序列LNURG、LNPGDP通過格蘭杰因果關系檢驗判定出是哪一個變量的改變導致另一個變量發(fā)生變化。由于格蘭杰因果檢驗對不同的滯后階數(shù)有不同的結(jié)果，通常以檢驗模型中隨機干擾項不存在序列相關和赤池信息準則來選取最佳滯后項來進行檢驗。

檢驗結(jié)果表明，在5%顯著性水平上，在滯后階數(shù)為3的條件下，LNPGDP是LNURG的格蘭杰原因，但LNURG不是LNPGDP的格蘭杰原因。以上結(jié)果說明，人均GDP的變動單向影響城鄉(xiāng)收入基尼系數(shù)的變動，而城鄉(xiāng)收入基尼系數(shù)反向促進人均GDP沒有得到驗證。在城鄉(xiāng)居民收入差距與經(jīng)濟增長的相互作用中，經(jīng)濟增長是主要因素，即城鄉(xiāng)居民收入差距的變動是隨著經(jīng)濟發(fā)展的變動而改變的。

3 結(jié) 語

由1978～2011年中國城鄉(xiāng)收入基尼系數(shù)與人均GDP的協(xié)整檢驗和建立的誤差修正模型可知，中國城鄉(xiāng)收入基尼系數(shù)與人均GDP存在長期均衡關系，人均GDP的彈性系數(shù)為0.2629，即人均GDP每變動1%，城鄉(xiāng)收入基尼系數(shù)變動0.2495%。由誤差修正模型可知，當短期波動偏離長期均衡時，誤差修正項會以（-0.7459）的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)調(diào)整到均衡狀態(tài)。由格蘭杰因果關系檢驗可知，人均GDP與城鄉(xiāng)收入基尼系數(shù)只存在單向因果關系，即經(jīng)濟增長導致了城鄉(xiāng)收入差距的擴大。另外，城鄉(xiāng)收入差距的不斷擴大，很有可能會導致一系列的社會問題發(fā)生，反過來也會影響經(jīng)濟的持續(xù)增長。因此，為了保證現(xiàn)有經(jīng)濟增長水平不變的條件下，就需要政府力量的介入對城鄉(xiāng)收入差距進行合理有效的控制。

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