韓慶華 謝秋月

(山東財(cái)政學(xué)院,山東濟(jì)南 250014)

城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系研究
——基于山東省 1980～2007年度數(shù)據(jù)的實(shí)證分析

韓慶華 謝秋月

(山東財(cái)政學(xué)院,山東濟(jì)南 250014)

運(yùn)用協(xié)整分析和格蘭杰因果檢驗(yàn)方法,利用 1980～2007年的年度經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)對(duì)山東省城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)因果關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。結(jié)果表明,山東城鄉(xiāng)居民收入差距與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系,即經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)會(huì)導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大。鑒于此,在發(fā)展經(jīng)濟(jì)的同時(shí),要注意縮小城鄉(xiāng)差距、統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展,這對(duì)于構(gòu)建和諧社會(huì)具有重要意義。

城鄉(xiāng)收入差距;經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng);協(xié)整檢驗(yàn)

一、引言

隨著改革開放的深入,山東省經(jīng)濟(jì)持續(xù)快速增長(zhǎng),但與此同時(shí),農(nóng)民收入增長(zhǎng)緩慢,城鄉(xiāng)居民收入差距呈現(xiàn)逐步擴(kuò)大的趨勢(shì),由 1980年的 237.98元擴(kuò)大到 2007年的 9279.36元。20世紀(jì) 90年代以來,城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大趨勢(shì)尤為明顯。城鄉(xiāng)收入差距過大已成為嚴(yán)重的社會(huì)問題,許多學(xué)者也對(duì)此進(jìn)行了大量的研究:周文興 (2002)[1]認(rèn)為在短期關(guān)系中,體制變遷與政策對(duì)于收入不平等影響非常大,但不同時(shí)期影響的方向不一致;在長(zhǎng)期關(guān)系中,經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與收入不平等之間呈正相關(guān)。林毅夫 (2003)[2]認(rèn)為城鄉(xiāng)差距的加劇是因?yàn)榻?jīng)濟(jì)發(fā)展過程中,政府采取的發(fā)展戰(zhàn)略背離了本地的比較優(yōu)勢(shì)。張嫘、方天堃(2007)[3]通過實(shí)證分析得出無論在長(zhǎng)期還是在短期,經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)都是構(gòu)成城鄉(xiāng)收入差距變化的原因之一,而城鄉(xiāng)收入差距對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響僅表現(xiàn)在短期內(nèi)。贠鴻琬 (2009)[4]通過對(duì)河南省數(shù)據(jù)的分析得出城鄉(xiāng)居民收入差距與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間既存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系,也存在著雙向格蘭杰因果關(guān)系。陳安平(2009)[5]通過實(shí)證分析認(rèn)為中國(guó)城鄉(xiāng)收入差距在短期內(nèi)一定程度上有利于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),但從長(zhǎng)期看,若收入差距拉大的勢(shì)頭得不到抑制,會(huì)影響中國(guó)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長(zhǎng)。大多數(shù)學(xué)者通過實(shí)證分析研究城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系,本文也將以 1980～2007年的數(shù)據(jù)為樣本數(shù)據(jù),對(duì)山東的城鄉(xiāng)收入差距與人均GDP進(jìn)行協(xié)整分析,并通過 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn),進(jìn)一步證實(shí)二者之間的關(guān)系。

二、山東省城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)實(shí)證研究

1.數(shù)據(jù)的選取與變量說明

本文實(shí)證分析部分采用年度數(shù)據(jù),樣本區(qū)間為1980～2007年,共 28個(gè)樣本,數(shù)據(jù)主要來源于《山東省統(tǒng)計(jì)年鑒 2008》。變量 PGDP表示經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),用人均 GDP來衡量;變量UR ID表示城鄉(xiāng)收入差距,用城鎮(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絕對(duì)差額來衡量,如表 1所示。

2.數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

按照協(xié)整檢驗(yàn)的要求,在進(jìn)行數(shù)據(jù)協(xié)整分析之前需要對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn),以保證時(shí)間序列的平穩(wěn)性。為消除數(shù)據(jù)中可能存在的異方差問題,本文對(duì)人均 GDP和城鄉(xiāng)收入差距進(jìn)行了自然對(duì)數(shù)變換,分別記為 lnPGDP和 lnUR ID。本文基于 Eviews 3.1軟件,采用最常用的ADF檢驗(yàn),檢驗(yàn)結(jié)果見表 2。

表 1 1980～2007山東省人均 GDP及城鄉(xiāng)收入差距(元)

表2 變量的單位根檢驗(yàn)①本表通過計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)軟件 Eviews3.1完成,其中 c,t,k分別表示ADF檢驗(yàn)中是否包含常數(shù)項(xiàng)、時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)以及檢驗(yàn)的滯后階數(shù);檢驗(yàn)的滯后階數(shù)由A IC和 SC最小準(zhǔn)則確定,△表示一階差分。

由表 2結(jié)果可以看出,取對(duì)數(shù)后的人均 GDP和城鄉(xiāng)收入差距在水平情況下都是非平穩(wěn)序列,而其一階差分變量的ADF統(tǒng)計(jì)量小于 5%的臨界值,說明變量的一階差分是平穩(wěn)的。

3.協(xié)整檢驗(yàn)

對(duì)變量的協(xié)整檢驗(yàn)和估計(jì)普遍采用的是Johansen的極大似然跡檢驗(yàn)和估計(jì)及 EG兩步法。在只有兩個(gè)時(shí)間序列的情況下,只可能存在一個(gè)線性的協(xié)整關(guān)系,而在兩個(gè)時(shí)間序列存在唯一的協(xié)整關(guān)系時(shí),EG兩步法非常有效。因此,本文對(duì)都是單整序列的 lnPGDP和 lnUR ID采用 EG兩步法進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)。運(yùn)用普通最小二乘法對(duì) lnPGDP和lnUR ID序列進(jìn)行回歸擬合,得:

一般來說,經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列中自相關(guān)現(xiàn)象比較常見,主要是由經(jīng)濟(jì)變量的滯后性帶來的。由于 DW值等于 0.559560,所以方程存在較為嚴(yán)重的一階自相關(guān)現(xiàn)象。因此,需要加入適當(dāng)?shù)臏箜?xiàng),解決模型的自相關(guān)性問題。根據(jù)A I C準(zhǔn)則選擇各變量的滯后期,回歸方程如下:

當(dāng)方程加入滯后項(xiàng)時(shí),DW檢驗(yàn)自相關(guān)現(xiàn)象失效,需進(jìn)行拉格朗日檢驗(yàn),即檢驗(yàn)方程的 LM值。根據(jù)方程的 LM值,說明模型的自相關(guān)性得以消除。方程(2)的擬合優(yōu)度令人滿意,且變量參數(shù)相對(duì)顯著,回歸方程統(tǒng)計(jì)性質(zhì)良好。對(duì)回歸方程的殘差序列 ut做單位根檢驗(yàn),根據(jù) A I C和 SC原則,檢驗(yàn)的結(jié)果見表3。

表3 協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

從表3看出,殘差序列ADF值小于臨界值,所以u(píng)t是平穩(wěn)的。因此,我國(guó)的城鄉(xiāng)收入差距與人均GDP之間存在協(xié)整關(guān)系。利用方程(2)求出 lnUR ID與 lnPGDP之間的長(zhǎng)期關(guān)系式:

方程(3)表明,從長(zhǎng)期來看,山東省城鄉(xiāng)收入差距與人均 GDP之間具有顯著的正相關(guān)性,即人均GDP增加,山東省城鄉(xiāng)收入差距對(duì)人均 GDP的彈性系數(shù)是 0.978589,即人均 GDP每變動(dòng) 1%,城鄉(xiāng)收入差距就會(huì)同向變動(dòng) 0.978589%。

4.誤差修正模型

變量 lnUR ID和 lnPGDP的協(xié)整分析只是說明兩者之間的一種長(zhǎng)期的均衡關(guān)系,還要進(jìn)一步了解人均 GDP與城鄉(xiāng)收入差距之間的短期波動(dòng)關(guān)系。根據(jù) Granger表示定理:若變量之間有協(xié)整關(guān)系,則它們之間就一定可以用誤差修正模型表示。由統(tǒng)計(jì)軟件 Eview3.1計(jì)算的誤差修正模型的方程式如下:

誤差修正模型的誤差修正項(xiàng) ECM反映了對(duì)偏離長(zhǎng)期均衡的調(diào)整力度,從估計(jì)值來看,對(duì)偏離長(zhǎng)期均衡的調(diào)整幅度為 ECM系數(shù) 16.8883%,即山東人均 GDP16.8883%的速度從反向向長(zhǎng)期均衡狀態(tài)調(diào)整,對(duì)下年收入差距增長(zhǎng)產(chǎn)生影響。誤差修正模型的差分項(xiàng)反映了人均 GDP波動(dòng)對(duì)收入差距的影響。人均 GDP對(duì)收入差距的短期彈性為 0.8811236,這反映了人均 GDP對(duì)城鄉(xiāng)收入差距存在滯后效應(yīng),當(dāng)期人均 GDP增長(zhǎng)并不能完全體現(xiàn)出城鄉(xiāng)差距的增大。

5.城鄉(xiāng)收入差距與人均 GDP的 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。

協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果證明,山東城鄉(xiāng)差距與人均GDP之間存在某種長(zhǎng)期的協(xié)整關(guān)系。但是變量之間是否存在因果關(guān)系,還需要進(jìn)一步檢驗(yàn)。由于變量UR ID、PGDP都是一階單整的,且存在協(xié)整關(guān)系,可對(duì)其進(jìn)行 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。由統(tǒng)計(jì)軟件Eview3.1得出的檢驗(yàn)結(jié)果見表 4。

表 4 lnUR ID與 lnPGDP的 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

結(jié)果表明,在滯后階數(shù) 1～4的情況下,lnPGDP不是 lnUR ID的格蘭杰原因的概率很小,說明lnPGDP是 lnUR ID的格蘭杰原因,兩者之間存在單向因果關(guān)系。也就是說,經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)加劇了城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大。

三、結(jié)論

通過對(duì) 1980～2007年間山東省的人均 GDP與城鄉(xiāng)收入差距之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析,我們可以得出以下主要結(jié)論:

1.協(xié)整檢驗(yàn)表明,人均 GDP與城鄉(xiāng)收入差距之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系,城鄉(xiāng)收入差距對(duì)人均 GDP的彈性系數(shù)是 0.978589,即人均 GDP每變動(dòng) 1%,城鄉(xiāng)收入差距就會(huì)同向變動(dòng) 0.978589%。這說明 1980年至 2007年間,山東省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)加劇了城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大。

2.在誤差修正模型中,從結(jié)果中我們可以看出誤差修正項(xiàng)的系數(shù)為 -0.168883,表明人均 GDP對(duì)上一年非均衡的調(diào)整程度為 16.8883%,說明該模型的自我修正能力較強(qiáng)。差分項(xiàng)前的系數(shù)反映的是短期波動(dòng)的特征,人均 GDP對(duì)收入差距的短期彈性為0.8811236,說明自 1980年以來山東省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大有很大的正向影響。但是滯后一期的人家 GDP對(duì)收入差距的彈性是 -0.911667,負(fù)彈性說明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)并沒有擴(kuò)大城鄉(xiāng)之間的收入差距,這可能是由于擴(kuò)大與縮小城鄉(xiāng)收入差距的力量同時(shí)存在,在這一計(jì)算期內(nèi),縮小差距的因素大大超過了擴(kuò)大差距的因素。

3.因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果表明,在計(jì)算期內(nèi),人均GDP與城鄉(xiāng)收入差距存在單向格蘭杰因果關(guān)系,表明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)擴(kuò)大了城鄉(xiāng)之間的收入差距,而城鄉(xiāng)收入差距的增大不是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的原因。

因此,為了實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展和社會(huì)的和諧穩(wěn)定,必須高度重視經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的城鄉(xiāng)收入差距問題。

[1]周文興.中國(guó)城鎮(zhèn)居民收入分配與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系實(shí)證分析[J].經(jīng)濟(jì)科學(xué),2002,(1):40-47.

[2]林毅夫,劉明興.中國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)收斂與收入分配[J].世界經(jīng)濟(jì),2003,(8):3-14,80.

[3]張嫘,方天堃.我國(guó)城鄉(xiāng)收入差距變化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的協(xié)整及因果關(guān)系分析[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì),2007,(3):38-43.

[4]贠鴻琬.河南城鄉(xiāng)居民收入差距與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的協(xié)整及因果關(guān)系分析[J].河南科學(xué),2009,27(7):875-878.

[5]陳安平.城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系研究[J].中央財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào),2009,(6).

F124.7

A

1008-2670(2010)05-0071-03

2010-09-18

韓慶華,男,山東泗水人,山東財(cái)政學(xué)院繼續(xù)教育學(xué)院教授,碩士生導(dǎo)師,研究方向:理論經(jīng)濟(jì)學(xué);謝秋月,女,山東濟(jì)南人,山東財(cái)政學(xué)院經(jīng)濟(jì)學(xué)院碩士研究生。

(責(zé)任編輯:時(shí)明芝)