經(jīng)濟(jì)泡沫對(duì)收入分配差距的影響研究
——來自1992—2013年的證據(jù)

劉孝斌（中共湖州市委黨校 經(jīng)管教研室，浙江湖州 313000）

經(jīng)濟(jì)泡沫對(duì)收入分配差距的影響研究
——來自1992—2013年的證據(jù)

劉孝斌
（中共湖州市委黨校 經(jīng)管教研室，浙江湖州 313000）

選取中國1992—2013年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)為樣本，實(shí)證檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)泡沫對(duì)收入分配差距的影響。結(jié)果表明：經(jīng)濟(jì)泡沫對(duì)收入差距產(chǎn)生了負(fù)向的影響，但是不顯著；收入分配差距是經(jīng)濟(jì)泡沫的格蘭杰原因，但是經(jīng)濟(jì)泡沫不是收入分配差距的格蘭杰原因。在以上結(jié)論的基礎(chǔ)上，得出了一些簡(jiǎn)要的啟示。

經(jīng)濟(jì)泡沫；收入分配差距；協(xié)整分析

自中國股市2014年下半年持續(xù)大幅度攀升以來，關(guān)于經(jīng)濟(jì)泡沫的危險(xiǎn)預(yù)期急劇發(fā)酵。股市是經(jīng)濟(jì)泡沫的重要衡量指標(biāo)，當(dāng)股市以超預(yù)期的姿態(tài)在短時(shí)間內(nèi)大幅度走強(qiáng)時(shí)，經(jīng)濟(jì)泡沫的危險(xiǎn)預(yù)期自然而然生成。中國受經(jīng)濟(jì)泡沫之害不淺，歷經(jīng)幾次經(jīng)濟(jì)泡沫破滅的慘痛經(jīng)歷后，無論是投資者還是政府決策者都對(duì)經(jīng)濟(jì)泡沫諱莫如深。然而根據(jù)凱恩斯的有效需求理論，適度的通貨膨脹、適度的經(jīng)濟(jì)泡沫可以刺激有效需求，從而拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。因此不必聞經(jīng)濟(jì)泡沫色變，適度的泡沫是經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的有效調(diào)節(jié)工具。毋庸置疑，經(jīng)濟(jì)泡沫作為一種貨幣行為，在短期和長(zhǎng)期會(huì)給宏觀經(jīng)濟(jì)走勢(shì)及微觀經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)帶來諸多影響。在這些影響中一個(gè)足以吸引社會(huì)各階層關(guān)注的關(guān)鍵詞是——收入分配差距。伴隨著股市一路上漲，經(jīng)濟(jì)泡沫不斷放大，此時(shí)經(jīng)濟(jì)泡沫的財(cái)富分配效應(yīng)像一把懸在頭頂?shù)膭﹄S時(shí)有可能落下。以收入分配差距為觀察點(diǎn)，對(duì)經(jīng)濟(jì)泡沫的財(cái)富分配效應(yīng)進(jìn)行解剖，顯然切合當(dāng)下大多數(shù)投資者及決策者的現(xiàn)實(shí)需要。

目前對(duì)經(jīng)濟(jì)泡沫的研究分成兩個(gè)方向：一是理論視角，主要探討經(jīng)濟(jì)泡沫的形成機(jī)理；二是實(shí)踐視角，主要關(guān)注經(jīng)濟(jì)泡沫的經(jīng)驗(yàn)對(duì)中國的啟示。陳高翔 （2005）研究了虛擬資本形成經(jīng)濟(jì)泡沫的過程，其認(rèn)為虛擬資本通過兩條路徑形成經(jīng)濟(jì)泡沫，一條是微觀路徑 （主要是 “吉芬現(xiàn)象”的傳導(dǎo)），另一條是宏觀路徑 （金融創(chuàng)新、金融深化、貨幣供給的傳導(dǎo)）［1］。薛偉賢等 （2004）對(duì)網(wǎng)絡(luò)經(jīng)濟(jì)泡沫進(jìn)行了全方位的解讀，其認(rèn)為網(wǎng)絡(luò)經(jīng)濟(jì)泡沫的形成有四個(gè)方面的原因：過剩資金的推動(dòng)、網(wǎng)絡(luò)理論的形成、網(wǎng)絡(luò)公司短視、媒體炒作［2］。扈文秀等 （2001）對(duì)經(jīng)濟(jì)泡沫的效應(yīng)進(jìn)行了四個(gè)方面的解讀：財(cái)富支出效應(yīng)、資金成本效應(yīng)、財(cái)富轉(zhuǎn)移效應(yīng)、債券債務(wù)結(jié)構(gòu)的變化效應(yīng)［3］。李秀輝 （2012）從現(xiàn)代性的視角對(duì)經(jīng)濟(jì)泡沫進(jìn)行了深度剖析，其認(rèn)為經(jīng)濟(jì)泡沫存在多重幻象：最具欺騙性的價(jià)格幻象、最具鼓動(dòng)力的增長(zhǎng)幻象，與此同時(shí)應(yīng)從三個(gè)向度出發(fā)破解現(xiàn)代性經(jīng)濟(jì)泡沫：市場(chǎng)向度、大眾向度、欲望向度［4］。楊東亮 （2015）通過研究日本經(jīng)濟(jì)泡沫對(duì)中國經(jīng)濟(jì)提出一個(gè)重要啟示：通過發(fā)展現(xiàn)代服務(wù)業(yè)與新興產(chǎn)業(yè)，以阻止區(qū)域之間經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距的不斷拉大［5］。

目前對(duì)收入差距的研究集中在兩個(gè)方向：一是從上游出發(fā)研究影響收入差距的因素；二是從下游出發(fā)研究收入差距對(duì)其他領(lǐng)域的影響。邵全權(quán) （2015）通過非線性動(dòng)力系統(tǒng)分析保險(xiǎn)業(yè)對(duì)收入差距的影響，得出的結(jié)論為：壽險(xiǎn)業(yè)的發(fā)展會(huì)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距起到推動(dòng)作用而財(cái)險(xiǎn)業(yè)的發(fā)展則會(huì)產(chǎn)生抑制作用［6］。薛寶貴等 （2015）研究了要素集聚對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的作用過程，其認(rèn)為生產(chǎn)要素集聚通過生產(chǎn)效率、交易成本的差異作用于城鄉(xiāng)收入差距［7］。郭亮等 （2015）研究了財(cái)政分權(quán)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響，得出的結(jié)論為：財(cái)政分權(quán)加劇了城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)張［8］。魏華林等（2015）研究了收入差距對(duì)保險(xiǎn)業(yè)的影響，其認(rèn)為收入差距過大將阻礙保險(xiǎn)業(yè)發(fā)展［9］。張向達(dá)等（2015）分析了城鄉(xiāng)收入差距對(duì)刑事犯罪率的影響，其得出的結(jié)論為城鄉(xiāng)收入差距對(duì)刑事犯罪率產(chǎn)生了非線性效應(yīng)，并且這種非線性效應(yīng)在不同階段的表現(xiàn)形式不同［10］。

從以上的文獻(xiàn)看出，目前對(duì)經(jīng)濟(jì)泡沫和收入差距的研究大多呈單線前行，少有交集。然而來自于理論和現(xiàn)實(shí)中的疑惑是：經(jīng)濟(jì)泡沫的財(cái)富分配效應(yīng)會(huì)落腳在收入分配差距上嗎？從這一疑惑出發(fā)，本文用1993—2013年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，以期可以發(fā)現(xiàn)些許答案。

一、模型、變量、數(shù)據(jù)

參考鈔小靜等（2014）［11］、張學(xué)勇等等學(xué)者的研究成果本文建立如下的模型以檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)泡沫對(duì)收入分配差距的影響。

上述模型中變量的符號(hào)、衡量指標(biāo)、含義等詳細(xì)說明見表1。

表1 變量說明

本文選取中國1992—2013年時(shí)間序列數(shù)據(jù)為樣本，樣本數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站。變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表2所示。

表2 變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

二、實(shí)證檢驗(yàn)

（一）ADF檢驗(yàn)

ADF檢驗(yàn)在時(shí)間序列數(shù)據(jù)的協(xié)整分析中發(fā)揮著重要作用，其目的在于規(guī)避偽回歸問題。ADF檢驗(yàn)形式一般為 （c，t，r），c表示存在截距，t表示存在時(shí)間趨勢(shì)，r表示滯后的階數(shù)。例如 （0，t，3）表示無截距、有時(shí)間趨勢(shì)、滯后階數(shù)為3；（c，0，4）表示有截距、無時(shí)間趨勢(shì)、滯后階數(shù)為4，依此類推。檢驗(yàn)結(jié)果顯示Ln（SRC）、Ln（JJP）、Ln（CPI）、Ln（EDU）、Ln（TEC）、Ln（SHE）非平穩(wěn)。對(duì)以上變量進(jìn)行一階差分，△Ln（SRC）、△Ln（JJP）、△Ln（CPI）、△Ln（EDU）、△Ln （TEC）、△Ln（SHE）即為相應(yīng)變量的一階差分值，△Ln（SRC）、△Ln（JJP）、△Ln（CPI）、△Ln（EDU）、△Ln（TEC）、△Ln（SHE）皆在10％的臨界值下平穩(wěn)。因此ADF檢驗(yàn)的結(jié)論為：△Ln（SRC）、△Ln（JJP）、△Ln（CPI）、△Ln （EDU）、△Ln（TEC）、△Ln（SHE）都是單整的，可以進(jìn)行協(xié)整分析

表3 ADF檢驗(yàn)

（二）協(xié)整檢驗(yàn)

1.根據(jù)unrestricted VAR模型確定最佳滯后階數(shù)。

確定unrestricted VAR模型最佳滯后階數(shù)需要從較大的滯后階數(shù)開始，并結(jié)合FPE、LR、SC、 AIC、HQ值等衡量標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行選擇?？紤]到本文選取的樣本數(shù)量大小，將最大滯后階數(shù)定為5，從5開始，F(xiàn)PE、LR、SC、AIC、HQ確定的最佳滯后階數(shù)為2，見表4。

表4 unrestricted VAR模型的最佳滯后階數(shù)①*indicates lag order selected by the criterion.LR：sequentialmodified LR test statistic（each testat5％level）；FPE：Final prediction error；AIC：Akaike information criterion；SC：Schwarz information criterion；HQ：Hannan-Quinn information criterion

2.協(xié)整向量個(gè)數(shù)的確定。

通過Johansen的跡統(tǒng)計(jì)量協(xié)整檢驗(yàn)得出的結(jié)果見表5。檢驗(yàn)結(jié)果表明變量之間有1個(gè)協(xié)整方程，即協(xié)整向量個(gè)數(shù)為1。

表5 Unrestricted Cointegration Rank Test（Trace）②Trace test indicates 1 cointegrating eqn（s）at the 0.05 level；*denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level；**MacKinnon-Haug-Michelis（1999）p-values

（三）協(xié)整方程

采用VAR模型估計(jì)出來的協(xié)整方程表達(dá)式如下，估計(jì)結(jié)果的可信度檢驗(yàn)見表6。

Ln（SRC）=-0.0245967220556899-0.002007293904660651*ln（JJP）-0.0691933791292953*ln（CPI）

（0.82767） （0.00758） （0.16288）

［-0.02972］［-0.26486］［-0.42481］

+0.230896368992978*ln（EDU）-0.148510995729595*ln（TEC）+0.06567549822586744*ln（SHE）

（0.06139）（0.06994）（0.06907）

［3.76125］［-2.12334］［0.95079］

+0.7783091250246001*ln（SRC）（-1）-0.5080497534652178*ln（SRC）（-2）

（0.20493） （0.10471）

［3.79801］ ［-4.85188］

表6 協(xié)整方程估計(jì)結(jié)果的可信度檢驗(yàn)

表6中的檢驗(yàn)結(jié)果表明：方程的擬合優(yōu)度很好（可決系數(shù)達(dá)到0.992156，調(diào)整的可決系數(shù)也達(dá)到了0.987164），與此同時(shí)，方程總體的顯著性非常理想（F-statistic為198.7587，Log likelihood為62.46531），因此可以認(rèn)為協(xié)整方程的估計(jì)結(jié)果較為可靠。

（四）脈沖響應(yīng)函數(shù)

收入分配差距對(duì)經(jīng)濟(jì)泡沫、通貨膨脹、教育水平、科技發(fā)展水平、社會(huì)保障水平的脈沖響應(yīng)如圖1～圖5所示。

圖1 收入分配差距對(duì)經(jīng)濟(jì)泡沫的脈沖響應(yīng)

圖2 收入分配差距對(duì)通貨膨脹的脈沖響應(yīng)

圖3 收入分配差距對(duì)教育水平的脈沖響應(yīng)

圖4 收入分配差距對(duì)科技發(fā)展水平的脈沖響應(yīng)

圖5 收入分配差距對(duì)社會(huì)保障水平的脈沖響應(yīng)

五格蘭杰因果檢驗(yàn)

變量之間的兩兩格蘭杰因果檢驗(yàn)，結(jié)果如表7所示

表7 Pairw ise Granger Causality Tests

（六）實(shí)證檢驗(yàn)的結(jié)論

從以上實(shí)證檢驗(yàn)過程得出的結(jié)論如下。

經(jīng)濟(jì)泡沫對(duì)收入分配差距產(chǎn)生了負(fù)向影響，但是不顯著，影響系數(shù)為-0.002007293904660651，t值為-0.26486。此結(jié)果意味著經(jīng)濟(jì)泡沫對(duì)收入分配差距產(chǎn)生了輕微的抑制作用。適度的經(jīng)濟(jì)泡沫會(huì)刺激有效需求的擴(kuò)張，從而拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，就業(yè)率與居民收入因此得到提升。并且在經(jīng)濟(jì)泡沫刺激經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的過程中，窮人階層受惠更多，就業(yè)率的提升也更多地來自于窮人階層的貢獻(xiàn)。但是，這種抑制收入分配差距的作用并不顯著。

通貨膨脹對(duì)收入分配差距產(chǎn)生了負(fù)向影響，同樣不顯著，影響系數(shù)為-0.0691933791292953，t值為-0.42481。于是通貨膨脹對(duì)收入分配差距也產(chǎn)生了輕微的抑制作用。溫和的通貨膨脹對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)會(huì)起到拉動(dòng)作用，就業(yè)率和居民收入得到提升，窮人階層受惠更多。

教育水平對(duì)收入分配差距產(chǎn)生了顯著的正向作用，影響系數(shù)為 0.230896368992978，t值為3.76125。這表明教育水平的提升成為城鄉(xiāng)收入分配差距擴(kuò)大的重要推動(dòng)力。并不難以理解這一結(jié)果，教育水平的提升伴隨著城鄉(xiāng)教育水平的差距拉大，因此在現(xiàn)有的教育資源分配體制下，城鄉(xiāng)收入分配差距擴(kuò)大成為一種必然。

科技發(fā)展對(duì)收入分配差距產(chǎn)生了顯著的負(fù)向作用，影響系數(shù)為-0.148510995729595，t值為-2.12334?？萍及l(fā)展的擴(kuò)散速度及溢出效應(yīng)超越了城鄉(xiāng)之間的藩籬，因此在抑制城鄉(xiāng)收入差距的過程中擔(dān)當(dāng)起了主力軍的作用。

社會(huì)保障水平對(duì)城鄉(xiāng)收入分配差距產(chǎn)生了正向影響，但是不顯著，影響系數(shù)為0.06567549822586744，t值為0.95079。社會(huì)保障水平的提高拉大了城鄉(xiāng)收入分配差距，這一結(jié)果并不意外。農(nóng)村的社會(huì)保障嚴(yán)重滯后于城市，在改革開放之后的很長(zhǎng)一段時(shí)間里農(nóng)村的社會(huì)保障幾近于零。因此社會(huì)保障水平的提升在很大程度上僅僅反映了城市社會(huì)保障水平的提升，從而進(jìn)一步拉大了城鄉(xiāng)收入差距。

在所有的影響因素中，教育水平的彈性系數(shù)最大，達(dá)到0.230896368992978，這意味著教育水平對(duì)收入分配差距的影響最為強(qiáng)烈。但是很遺憾教育水平對(duì)收入分配差距的影響顯著為正。

從脈沖響應(yīng)函數(shù)看，收入分配差距對(duì)經(jīng)濟(jì)泡沫的脈沖響應(yīng)在1～10期內(nèi)都為正，但是并且呈現(xiàn)了一個(gè)先上升后下降的過程。

格蘭杰因果檢驗(yàn)表明，原假設(shè)JJP does not Granger Cause SRC的F檢驗(yàn)值為3.999123514337592，P值為0.04054841980083184，在5％的顯著性水平上顯著。因此得出的結(jié)論是：經(jīng)濟(jì)泡沫不是收入分配差距的格蘭杰原因。原假設(shè)SRC does not Granger Cause JJP的F檢驗(yàn)值為0.407243390106994，P值為 0.6726221639705642，沒有通過顯著性水平檢驗(yàn)，因此得出的結(jié)論是：收入分配差距是經(jīng)濟(jì)泡沫的格蘭杰原因。在經(jīng)濟(jì)泡沫與收入分配差距之間只存在單向的格蘭杰因果關(guān)系。

三、簡(jiǎn)要的結(jié)論及啟示

本文選取中國1992—2013年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)泡沫對(duì)收入分配差距的影響。以收入分配差距為被解釋變量，經(jīng)濟(jì)泡沫為解釋變量，同時(shí)引入通貨膨脹、教育水平、科技發(fā)展水平、社會(huì)保障水平為控制變量，構(gòu)建了計(jì)量模型。通過一系列的實(shí)證檢驗(yàn)步驟，本文得出了以下一些結(jié)論。

經(jīng)濟(jì)泡沫對(duì)收入分配差距產(chǎn)生了負(fù)向影響，但是不顯著。因此自2014年下半年開始急劇膨脹的經(jīng)濟(jì)泡沫并不會(huì)對(duì)當(dāng)前的中國城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生顯著影響。這給我們的啟示在于：經(jīng)濟(jì)泡沫不是影響收入分配差距的主要因素，以拉大收入差距為由對(duì)股市、樓市抱以危險(xiǎn)預(yù)期實(shí)屬不必，況且在實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)論中經(jīng)濟(jì)泡沫對(duì)收入差距還產(chǎn)生著輕微的抑制作用。

通貨膨脹對(duì)收入分配差距的影響同樣不顯著。通貨膨脹的財(cái)富分配效應(yīng)更多地發(fā)生在債權(quán)人和債務(wù)人之間，而非窮人和富人之間。并且從實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果中獲知：通貨膨脹對(duì)收入分配差距也產(chǎn)生著輕微的抑制作用。因此可以得出的啟示是：經(jīng)濟(jì)泡沫、通貨膨脹等貨幣行為無法成為解決收入分配差距的根本措施，但是也不會(huì)導(dǎo)致收入分配差距的擴(kuò)大。

教育水平對(duì)收入分配差距產(chǎn)生了顯著的正向作用，并且在收入分配差距的所有影響因素中彈性系數(shù)最大。因此在中國城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)張的過程中，主要的推動(dòng)力即為教育水平。關(guān)于這一點(diǎn)已經(jīng)得到許多事實(shí)驗(yàn)證，例如近年引發(fā)熱議的 “寒門再難出貴子”。教育水平的總體提升與教育資源城鄉(xiāng)分配不均衡的同時(shí)并存成為城鄉(xiāng)收入分配差距擴(kuò)大的加速器。這給我們的啟示在于：縮小城鄉(xiāng)收入差距的重要手段為縮小城鄉(xiāng)教育資源分配差距。

科技發(fā)展對(duì)收入分配差距產(chǎn)生了顯著的負(fù)向作用，因此科技發(fā)展對(duì)收入分配差距的抑制作用非常有效?？萍嫉臄U(kuò)散速度與溢出效應(yīng)可以很好地彌補(bǔ)城鄉(xiāng)之間在基礎(chǔ)設(shè)施、就業(yè)機(jī)會(huì)、金融深化等領(lǐng)域的差距，從而抑制城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)張。因此這給我們的啟示在于：國家創(chuàng)新體系的建設(shè)以及創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)戰(zhàn)略的深入實(shí)施對(duì)于縮小城鄉(xiāng)收入差距將產(chǎn)生巨大的動(dòng)力。

社會(huì)保障水平對(duì)城鄉(xiāng)收入分配差距產(chǎn)生了正向影響，但是不顯著。社會(huì)保障對(duì)城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生推動(dòng)作用并不讓人意外，因?yàn)樯鐣?huì)保障水平的提升建立在城鄉(xiāng)社會(huì)保障差距不斷擴(kuò)大的背景下。因此社會(huì)保障不但沒有發(fā)揮減震器的作用，反而扮演了潤(rùn)滑劑的作用。這給我們的啟示在于：通過養(yǎng)老保險(xiǎn)并軌、新農(nóng)合等措施持續(xù)推進(jìn)農(nóng)村社會(huì)保障建設(shè)，縮小城鄉(xiāng)社會(huì)保障差距，以此對(duì)城鄉(xiāng)收入差距起到抑制作用。

在格蘭杰因果檢驗(yàn)中，經(jīng)濟(jì)泡沫不是收入分配差距的格蘭杰原因，但是收入分配差距是經(jīng)濟(jì)泡沫的格蘭杰原因，因此在經(jīng)濟(jì)泡沫和收入分配差距之間存在單向的格蘭杰因果關(guān)系。這給我們的啟示是：收入分配差距會(huì)反作用于經(jīng)濟(jì)泡沫，探索收入分配差距對(duì)經(jīng)濟(jì)泡沫的作用機(jī)制及作用方向?qū)⑹潜疚牡难芯空雇?/p>

［1］ 陳高翔.虛擬資本對(duì)經(jīng)濟(jì)泡沫的形成及其影響［J］.財(cái)政研究，2005（10）：54-56.

［2］ 薛偉賢，馮宗憲.網(wǎng)絡(luò)經(jīng)濟(jì)泡沫解析［J］.財(cái)經(jīng)研究，2004，30（1）：137-145.

［3］ 扈文秀，席酉民.經(jīng)濟(jì)泡沫向泡沫經(jīng)濟(jì)的演變機(jī)理［J］.經(jīng)濟(jì)學(xué)家，2001（4）：107-112.

［4］ 李秀輝.經(jīng)濟(jì)泡沫迷局的現(xiàn)代性求解［J］.現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)探討，2012（11）：24-28.

［5］ 楊東亮.經(jīng)濟(jì)泡沫破滅后的日本區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距演變［J］.現(xiàn)代日本經(jīng)濟(jì)，2015（1）：75-85.

［6］ 邵全權(quán).保險(xiǎn)業(yè)對(duì)“經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)—城鄉(xiāng)收入差距”非線性動(dòng)力系統(tǒng)的影響［J］.當(dāng)代經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2015，37（2）：37-47.

［7］ 薛寶貴，何煉成.要素集聚、產(chǎn)權(quán)完整性與城鄉(xiāng)收入差距［J］.經(jīng)濟(jì)與管理研究，2015，36（2）：11-17.

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Research on the Impact of Economic Bubbleon In come Gap：Based on the Data from 1992 to 2013 in China

LIU Xiao-b in
（Department of Economic Management，Party School of CPC Huzhou Municipal Committee，Huzhou 313000，China）

Taking time-series data from 1992 to 2013 year in China as sample，the paper illustrates the impact of economic bubble on income gap.The results show that the impactofeconomic bubble on income gap is negative，but it is not significant；income gap is granger cause of economic bubble，but economic bubble is not granger cause of income gap.On the basis，the paper puts forward some revelation.

economic bubble；income gap；co-integration analysis

F202

A

1009-0312（2015）06-0039-07

2015-06-17

科技部軟科學(xué)研究課題 “湖州市建設(shè)國家創(chuàng)新型試點(diǎn)城市的路徑研究”的子課題 “湖州市創(chuàng)新型城市建設(shè)的內(nèi)涵與戰(zhàn)略目標(biāo)研究——關(guān)于創(chuàng)新型城市建設(shè)的評(píng)價(jià)體系研究”（2015CXR02）；教育部人文社會(huì)科學(xué)研究青年項(xiàng)目 “我國生產(chǎn)服務(wù)業(yè)與戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)融合互動(dòng)機(jī)制研究”（13YJC790160）。

劉孝斌 （1986—），男，湖南常寧人，助教，碩士，主要從事金融市場(chǎng)和產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)研究。