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(biāo)，利用協(xié)整檢驗(yàn)、ECM模型、格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)方法探究我國城鄉(xiāng)收入差距和經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)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(guān)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(guān)系，經(jīng)濟(jì)增長導(dǎo)致了城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大。

關(guān)鍵詞：城鄉(xiāng)收入差距；經(jīng)濟(jì)增長；協(xié)整檢驗(yàn)；ECM；格蘭杰因果檢驗(yàn)

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

隨著我國經(jīng)濟(jì)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(shí)全國居民收入差距也不斷擴(kuò)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(dá)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(kuò)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(dāng)前收入分配改革的重中之重，也是構(gòu)建人民安居樂業(yè)、政治穩(wěn)定社會的一個(gè)重要環(huán)節(jié)。

本文以我國1980～2011年的經(jīng)濟(jì)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(biāo)參數(shù)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，并檢驗(yàn)其格蘭杰因果關(guān)系，來揭示城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系。

1 數(shù)據(jù)的選取和模型的設(shè)定

1.1 變量的選取

1.1.1 經(jīng)濟(jì)增長

本文選用人均國內(nèi)生產(chǎn)總值來作為衡量經(jīng)濟(jì)增長的指標(biāo)參數(shù)，同時(shí)為了消除價(jià)格變動的影響，用全國居民消費(fèi)價(jià)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(shí)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(jì)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(biāo)參數(shù)。城鄉(xiāng)基尼系數(shù)的計(jì)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(shè)定

本文的數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒2012》中1978～2011年的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)。人均國內(nèi)生產(chǎn)總值作為衡量經(jīng)濟(jì)增長的指標(biāo)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(biāo)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(shí)序圖如圖1所示。

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

LNURGt=a+？茁LNPGDPt+？滋t

上式中，a、？茁代表估計(jì)參數(shù)，？滋t代表時(shí)間序列中的隨機(jī)干擾項(xiàng)。

2 實(shí)證分析

2.1 變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

在對數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整分析前，需要對數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)。若原始序列是平穩(wěn)的，那么變量之間就可以直接進(jìn)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(jìn)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(jìn)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(yàn)來判斷它們之間是否存在長期的均衡關(guān)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(gè)固定值上下波動，可能是平穩(wěn)的，但是需要進(jìn)一步對各個(gè)變量進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，檢驗(yàn)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(shí)間平穩(wěn)序列，LNPGDPt～I(xiàn)（1）、LNURGt～I(xiàn)（1）。

2.2 協(xié)整檢驗(yàn)

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(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。用OLS方法對LNPGDP、LNURG進(jìn)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(guān)，經(jīng)過查詢D.W檢驗(yàn)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(jì)的模型中，殘差的自相關(guān)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(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)，若殘差是平穩(wěn)的則變量之間存在協(xié)整關(guān)系，反之則不存在協(xié)整關(guān)系，檢驗(yàn)結(jié)果見表2。

由表2可知，變量？滋t的ADF統(tǒng)計(jì)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(guān)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(guān)系，則它們之間的短期非均衡關(guān)系總能由一個(gè)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(xiàng)，？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(xiàng)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(xiàng)的多少，可以通過殘差項(xiàng)是否存在自相關(guān)性來進(jìn)行判斷。經(jīng)過多次試驗(yàn)，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(xiàng)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(xiàng)參數(shù)為負(fù)數(shù)，符合反向修正機(jī)制。當(dāng)短期波動偏離長期均衡時(shí)，誤差修正項(xiàng)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(guān)系。

2.4 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

通過上述協(xié)整檢驗(yàn)，只能說明LNPGDP、LNURG之間存在均衡關(guān)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(guān)系，可以用原序列LNURG、LNPGDP通過格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)判定出是哪一個(gè)變量的改變導(dǎo)致另一個(gè)變量發(fā)生變化。由于格蘭杰因果檢驗(yàn)對不同的滯后階數(shù)有不同的結(jié)果，通常以檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭须S機(jī)干擾項(xiàng)不存在序列相關(guān)和赤池信息準(zhǔn)則來選取最佳滯后項(xiàng)來進(jìn)行檢驗(yàn)。

檢驗(yàn)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(jìn)人均GDP沒有得到驗(yàn)證。在城鄉(xiāng)居民收入差距與經(jīng)濟(jì)增長的相互作用中，經(jīng)濟(jì)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(jì)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(yàn)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(guān)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(dāng)短期波動偏離長期均衡時(shí)，誤差修正項(xiàng)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(guān)系檢驗(yàn)可知，人均GDP與城鄉(xiāng)收入基尼系數(shù)只存在單向因果關(guān)系，即經(jīng)濟(jì)增長導(dǎo)致了城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大。另外，城鄉(xiāng)收入差距的不斷擴(kuò)大，很有可能會導(dǎo)致一系列的社會問題發(fā)生，反過來也會影響經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長。因此，為了保證現(xiàn)有經(jīng)濟(jì)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(jìn)行合理有效的控制。

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