高 春 利

(重慶工商大學(xué) 數(shù)學(xué)與統(tǒng)計學(xué)院，重慶 400067)

四川省城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展與城鄉(xiāng)居民收入差距關(guān)系的實(shí)證研究*

高 春 利

(重慶工商大學(xué) 數(shù)學(xué)與統(tǒng)計學(xué)院，重慶 400067)

從經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、社會結(jié)構(gòu)、人民生活質(zhì)量、人口結(jié)構(gòu)4個方面提出可能影響城鄉(xiāng)統(tǒng)籌與居民收入分配的指標(biāo)，經(jīng)對數(shù)化處理后，使用主成分分析方法構(gòu)建了城鄉(xiāng)統(tǒng)籌測度體系，用泰爾指數(shù)計算得出城鄉(xiāng)收入差距。 通過建立誤差修正模型、向量自回歸模型，實(shí)證分析了城鄉(xiāng)統(tǒng)籌測度值與城鄉(xiāng)居民收入分配差距之間的互動影響，進(jìn)而為四川省進(jìn)一步的城鄉(xiāng)統(tǒng)籌提供理論支持。研究發(fā)現(xiàn)，二者之間存在長期影響，在短期內(nèi)相互影響較小。

城鄉(xiāng)統(tǒng)籌；城鄉(xiāng)收入差距；誤差修正模型；向量自回歸模型

1978年改革開放以來，我國經(jīng)濟(jì)快速增長，取得了世人矚目的成就，但是收入差距開始不斷擴(kuò)大。我國既要經(jīng)濟(jì)發(fā)展，又要使收入差距縮小，達(dá)到社會和諧發(fā)展[1]。在2007年3月16日閉幕的十屆人大五次會議上，溫家寶總理在《政府工作報告》中針對城鄉(xiāng)發(fā)展不平衡指出：我國目前“一二三產(chǎn)業(yè)比例不合理，城鄉(xiāng)之間、地區(qū)之間發(fā)展不平衡，投資消費(fèi)關(guān)系不協(xié)調(diào)?！边@里的不平衡不是指城鄉(xiāng)發(fā)展的不均衡，而是指城鄉(xiāng)發(fā)展的不協(xié)調(diào)。科學(xué)發(fā)展觀提出統(tǒng)籌兼顧的根本要求，而落實(shí)科學(xué)發(fā)展觀其中一點(diǎn)就是要把促進(jìn)城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展作為重中之重。中央目前把構(gòu)建社會主義和諧社會擺在了非常重要的地位，而我國當(dāng)前的經(jīng)濟(jì)社會還面臨著諸多的“不和諧”，突出表現(xiàn)在城鄉(xiāng)之間存在著巨大差距。如何縮小差距跨越鴻溝，調(diào)整好城鄉(xiāng)關(guān)系，是建成全面小康社會進(jìn)程中的重點(diǎn)和難點(diǎn)[2]。因此，建成小康社會必須抓住城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)社會統(tǒng)籌發(fā)展這個重要環(huán)節(jié)?，F(xiàn)階段，城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)仍處于一種嚴(yán)重失衡的狀態(tài)，而且在未來的一段時期內(nèi)，城鄉(xiāng)差距還可能呈現(xiàn)繼續(xù)擴(kuò)大的趨勢。當(dāng)然城鄉(xiāng)差距表現(xiàn)在很多方面，但此處僅就城鄉(xiāng)收入差距作為一個研究方向，對城鄉(xiāng)收入差距和城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展的相互作用通過實(shí)證分析進(jìn)行初步的探討。

1 模型的建立與分析

1.1 四川省城鄉(xiāng)統(tǒng)籌影響因素指標(biāo)體系建立

(1) 指標(biāo)體系的構(gòu)建。 選取衡量城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展?fàn)顩r的5項指標(biāo)：第二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比(M1)、城市與農(nóng)村就業(yè)人數(shù)比 (M2)、 農(nóng)村與城市人均醫(yī)療費(fèi)用比(M3)、農(nóng)村與城市人均文娛教育活動開支比(M4)、農(nóng)村與城市人均消費(fèi)水平比(M5)。城鄉(xiāng)收入差距的值用泰爾指數(shù)(T)來衡量[3]。

(2) 樣本數(shù)據(jù)來源及處理。 原始數(shù)據(jù)來自 《四川省統(tǒng)計年鑒》，時間跨度為 1996-2009 年，計算分析在SPSS 17. 0 及 EVIEWS 5. 0 上完成，比值數(shù)據(jù)用SPSS軟件進(jìn)行對數(shù)化處理，進(jìn)而得出各原始指標(biāo)數(shù)據(jù)的標(biāo)準(zhǔn)化值。

(3) 主成分分析與 H - P 濾波。 運(yùn)用SPSS統(tǒng)計分析軟件Factor過程對5個綜合指標(biāo)進(jìn)行描述性統(tǒng)計分析，得到5個指標(biāo)之間的相關(guān)系數(shù)矩陣為：

表1 相關(guān)系數(shù)矩陣

表2 方差分解主成分提取分析表

主成分個數(shù)提取原則為主成分對應(yīng)的特征值大于1的前m個主成分。通過表2(方差分解主成分提取分析)可知，提取2個主成分，即m=2。從表3(初始因子載荷矩陣)可知M1和M4在第一主成分上有較高載荷，說明第一主成分基本反映了這兩個指標(biāo)的信息；M2、M3以及M5指標(biāo)在第二主成分上有較高載荷，說明第二主成分基本反映了M2、M3、M5 3個指標(biāo)的信息，所以用兩個新變量來代替原來的5個變量[4]。

用表3(主成分載荷矩陣)中的數(shù)據(jù)除以主成分相對應(yīng)的特征值開平方根便得到兩個主成分中每個指標(biāo)所對應(yīng)的系數(shù)，計算得到兩個主成分的表達(dá)式為：

F1=0.312 492ZM1-0.292 39ZM2-0.239 41ZM3+0.203 154ZM4+0.019 511ZM5

F2=-0.041 62ZM1+0.076 205ZM2-0.084 8ZM3+0.053 438ZM4+0.211 655ZM5

表3 主成分載荷矩陣

每個主成分所對應(yīng)的特征值占所提取主成分總特征值之和的比例作為權(quán)重：

(1)

計算主成分綜合模型，

F=0.270 871ZM1+-0.216 18ZM2+-0.324 21ZM3+0.256 593ZM4+0.231 166ZM5

得到每個年份對數(shù)化的城鄉(xiāng)收入差距以及城鄉(xiāng)統(tǒng)籌度后，以向量自回歸模型(VAR)進(jìn)行關(guān)系分析，并采用 EVIEWS5.1統(tǒng)計軟件，對城鄉(xiāng)收入差距數(shù)據(jù)T與城鄉(xiāng)統(tǒng)籌水平值F進(jìn)行H-P濾波處理，得到HP-F與HP-T(見表4)。其中F1為第一個主成分，F(xiàn)2為第二個主成分，F(xiàn)為用主成分分析法所得出的城鄉(xiāng)統(tǒng)籌度，T為對數(shù)化之后的城鄉(xiāng)人均收入差距比值。

表4 城鄉(xiāng)收入差距標(biāo)準(zhǔn)化值T及其H-P濾波值和城鄉(xiāng)統(tǒng)籌水平值F及其H-P濾波值

1.2 城鄉(xiāng)統(tǒng)籌與城鄉(xiāng)收入差距關(guān)系的模型建立與分析

(1) ADF單位根與協(xié)整檢驗。 對城鄉(xiāng)統(tǒng)籌度不進(jìn)行差分的ADF單位根檢驗[5]，結(jié)果顯示：對于經(jīng)過HP濾波處理的城鄉(xiāng)統(tǒng)籌度原序列是平穩(wěn)的，t值小于 5%置信水平的臨界值。同時，對經(jīng)過濾波處理的對數(shù)化的城鄉(xiāng)收入差距數(shù)據(jù)進(jìn)行不差分的單位根檢驗，結(jié)果也顯示：不進(jìn)行差分的情況下，t統(tǒng)計值小于 5%的臨界值，達(dá)到平穩(wěn)。 由于城鄉(xiāng)統(tǒng)籌度與城鄉(xiāng)收入差距都是零階單整過程，可以進(jìn)一步進(jìn)行協(xié)整檢驗，因此進(jìn)一步做城鄉(xiāng)收入差距關(guān)于統(tǒng)籌度的回歸，其回歸結(jié)果為保留城鄉(xiāng)收入差距的系數(shù)與殘差。

城鄉(xiāng)統(tǒng)籌的線性回歸方程為：

R2=0.99，F(xiàn)=20740.94，DW=0.45

對殘差進(jìn)行單位根檢驗，得到：

表5 城鄉(xiāng)收入差距對城鄉(xiāng)統(tǒng)籌的回歸殘差的ADF單位根檢驗

t統(tǒng)計量為-8.313，小于 1%的臨界值，所以殘差序列為平穩(wěn)序列，兩者之間存在協(xié)整關(guān)系。

(2) 城鄉(xiāng)統(tǒng)籌與城鄉(xiāng)收入差距的短期波動。 建立城鄉(xiāng)統(tǒng)籌與城鄉(xiāng)收入差距的誤差修正模型(ECM)，利用上述回歸系數(shù)0.998 5計算得到誤差修正項的值ecm，然后用濾波處理的城鄉(xiāng)收入差距值HP-T與ecm值對濾波處理的城鄉(xiāng)統(tǒng)籌度HP-F進(jìn)行回歸。

表6 城鄉(xiāng)統(tǒng)籌度與城鄉(xiāng)收入差距的誤差修正模型

在長期均衡方程中，城鄉(xiāng)收入差距的系數(shù)為0.998 5，接近于 1，體現(xiàn)了城鄉(xiāng)收入與城鄉(xiāng)統(tǒng)籌之間存在著高度契合的關(guān)系。 在誤差修正模型中，誤差修正項的系數(shù)為0.001 504，它反映了對偏離長期均衡的調(diào)整力度，該值非常小，說明在短期內(nèi)，由非均衡狀態(tài)往均衡狀態(tài)回歸的力度非常小，短期內(nèi)的波動很難恢復(fù)到長期均衡上去，城鄉(xiāng)收入差距的縮小與城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展作為一項長期的工程，在短期內(nèi)很難獲得實(shí)質(zhì)性的改善[6]。

(3) 城鄉(xiāng)收入差距與城鄉(xiāng)統(tǒng)籌的Granger因果關(guān)系，見表7。

表7 Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果

HPTRENDF為經(jīng)過HP濾波處理的城鄉(xiāng)統(tǒng)籌值，HPTRENDT為經(jīng)過HP濾波處理的城鄉(xiāng)收入差距值。 可以看出每個原假設(shè)對應(yīng)的統(tǒng)計量的概率值都小于1，所以拒絕原假設(shè)，兩者存在雙向的因果關(guān)系，即城鄉(xiāng)統(tǒng)籌與城鄉(xiāng)收入差距之間相互影響[7]。

(4) 脈沖響應(yīng)分析。城鄉(xiāng)收入差距受到?jīng)_擊后，對城鄉(xiāng)統(tǒng)籌的發(fā)展將會在短期做出小的反應(yīng)，而隨著時間的推移，反應(yīng)將會越來越大，這也說明了短期內(nèi)縮小城鄉(xiāng)收入差距影響到的是長期的城鄉(xiāng)統(tǒng)籌的發(fā)展。 而當(dāng)城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展受到?jīng)_擊時，隨著時間的推移，對城鄉(xiāng)收入差距的影響將逐漸增大。 兩者各自對彼此的沖擊直到9期之后反應(yīng)才逐漸增大。 綜上可知，作為存在相互因果關(guān)系的城鄉(xiāng)統(tǒng)籌與城鄉(xiāng)收入差距這因素，各自受到?jīng)_擊后，彼此短期內(nèi)受影響的程度小于長期內(nèi)的反應(yīng)程度。所以，城鄉(xiāng)統(tǒng)籌應(yīng)從長遠(yuǎn)角度去考慮[8]。

圖1 城鄉(xiāng)收入差距與城鄉(xiāng)統(tǒng)籌之間的相互影響

2 結(jié) 論

以主成分分析法為切入點(diǎn)，通過選取具有代表性的指標(biāo)構(gòu)建了城鄉(xiāng)統(tǒng)籌測度體系。 通過利用ADF單位根檢驗與協(xié)整檢驗，建立了城鄉(xiāng)統(tǒng)籌測度值與城鄉(xiāng)收入差距之間的誤差修正模型，模型結(jié)果表明短期內(nèi)對長期均衡的偏離將很難恢復(fù)，說明在短期內(nèi)缺乏一種社會經(jīng)濟(jì)制度防止這種偏離。 現(xiàn)實(shí)生活中，農(nóng)民由于其自身所處劣勢的社會經(jīng)濟(jì)地位，短期的波動對農(nóng)民的長期影響更為突出。 應(yīng)用VAR 模型建立沖擊響應(yīng)函數(shù)探討二者的動態(tài)關(guān)系，最后的結(jié)果表明，城鄉(xiāng)收入差距與城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展對彼此都具有較為持續(xù)的促進(jìn)作用，且作用程度隨著滯后期的加大而加強(qiáng)，這也從一個側(cè)面佐證了格蘭杰因果檢驗與誤差修正模型的結(jié)果。

[1] 陳昌兵.經(jīng)濟(jì)增長與收入分配間的相互作用機(jī)制其實(shí)證分析[J].當(dāng)代經(jīng)濟(jì)學(xué)，2007(6)：57-62

[2] 鄒繼業(yè)，鄭志遠(yuǎn)，曠青春，等.城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展是構(gòu)建和諧社會的重要環(huán)節(jié)——以柳州市為例[J].學(xué)術(shù)論壇，2006(5)：76-80

[3] 謝文君.江西省城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展與收入差距關(guān)系的實(shí)證研究[J].金融與經(jīng)濟(jì)，2011(12)：57-60

[4] 趙彩云.我國城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展及其影響因素研究[D].北京：中國農(nóng)業(yè)科學(xué)院，2008

[5] 阮桂海，蔡建平，劉愛玉.數(shù)據(jù)統(tǒng)計與分析——SPSS 應(yīng)用教程[M].北京：北京大學(xué)出版社，2005

[6] 林海明，張文霖.主成分分析與因子分析詳細(xì)的異同和 SPSS 軟件[J].統(tǒng)計研究，2005(3)：65-69

[7] 周建，李子奈.Granger因果關(guān)系檢驗的適用性[J].清華大學(xué)學(xué)報：自然科學(xué)版，2004(44)：11-13

[8] 石磊.西部地區(qū)統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展存在的問題與對策研究[J].商業(yè)研究，2009(03)：112-115

Keywords：overall urban and rural development；income gap between urban and rural inhabitants；error correction model；vector autoregression model

Empirical Research on the Relationship between Overall Urban and Rural Development and Income Gap between Urban and Rural Residents in Sichuan

GAOChun-li

(School of Mathematics and Statistics, Chongqing Technology and Business University, Chongqing 400067, China)

This paper proposes the indicators possibly affecting overall urban and rural development and income distribution of the inhabitants from such four aspects as economic structure, social structure, people’s living quality and population structure, after logarithm processing, uses principal component analysis to construct measurement system for overall urban and rural development, uses Theil Index to calculate the income gap between urban and rural residents, makes empirical analysis of the interactive impact between measurement value of overall urban and rural development and income distribution gap between urban and rural inhabitants by error correction model and vector autoregression model and provides theoretical support for overall urban and rural development of Sichuan Province. Research indicates that there is a long-run impact between the two and that there is a small interactive impact in short time.

1672-058X(2013)10-0041-06

2013-02-17；

2013-04-25.

國家社科基金《城鄉(xiāng)統(tǒng)籌背景下西部地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距研究：測度、評價標(biāo)準(zhǔn)及對策》.

高春利(1989-),女，山東省濟(jì)南市人，碩士，從事經(jīng)濟(jì)與社會發(fā)展統(tǒng)計方法及應(yīng)用研究.

F127；F224

A

責(zé)任編輯：李翠薇