吳波虹

（1.江蘇財經(jīng)職業(yè)技術(shù)學院，江蘇 淮安223003；2.中國礦業(yè)大學公共管理學院，江蘇 徐州221116）

一、引言

在全球城市化進程與經(jīng)濟全球化日益加快的國際大背景下，中國經(jīng)濟快速發(fā)展過程中形成的二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)進一步擴大了城鄉(xiāng)居民收入差距。我國城鄉(xiāng)收入絕對差距從1990 年不足1000元到2017年年底的22964元，城鄉(xiāng)收入相對差距也已超過2.7倍。江蘇省城鎮(zhèn)化進程中城鄉(xiāng)發(fā)展不平衡性也在增大，2018年城鄉(xiāng)絕對收入差距也在不斷擴大，達到26355元，相對差距約有2.26 倍。古訓“不患寡而患不均”，收入差距和分配問題是我國城鄉(xiāng)居民最關(guān)心的問題，也是國家和社會穩(wěn)定的核心問題。李克強總理指出：中國發(fā)展還很不平衡，城鄉(xiāng)差距量大面廣，未來最大的發(fā)展?jié)摿υ诔擎?zhèn)化。因此，城鄉(xiāng)收入差距問題將成為影響江蘇經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展的關(guān)鍵因素。尤其是進入到新常態(tài)的經(jīng)濟發(fā)展階段，城鎮(zhèn)化、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整等問題已成為區(qū)域宏觀經(jīng)濟調(diào)控的重點。

二、文獻綜述

1.關(guān)于城市化對城鄉(xiāng)收入差距的影響研究

關(guān)于城市化對城鄉(xiāng)收入差距的影響，主要觀點包括四個方面：（1）有利于縮小差距。劉易斯（1954）在二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)模型的基礎(chǔ)上研究認為城鎮(zhèn)化建設(shè)可以縮小城鄉(xiāng)收入差距。Robert和Lucas（1988）認為城鎮(zhèn)化有利于促進人力資本在城鄉(xiāng)間的流動，利用人力資本能夠促進城鄉(xiāng)收入差距的逐步減小。陸銘和陳釗（2004）認為地方政府實行的城市偏向和運行的城鄉(xiāng)分割經(jīng)濟和政策是造成中國持續(xù)擴大的城鄉(xiāng)收入差距的主因，同時認為改變城市偏向和工業(yè)優(yōu)先的戰(zhàn)略，城市化發(fā)展將會有利于減小城鄉(xiāng)收入差距。曹裕、陳曉紅和馬躍如（2010）研究認為城鄉(xiāng)差距與經(jīng)濟增長之間存在協(xié)整關(guān)系，城鎮(zhèn)化和收入差距為負相關(guān)關(guān)系，城市化能夠顯著縮小城鄉(xiāng)收入差距。徐家鵬和孫養(yǎng)學（2017）通過城鎮(zhèn)化進程與城鄉(xiāng)居民收入差距的空間計量模型對我國1998-2014 年30 個省級區(qū)域的面板數(shù)據(jù)進行了實證研究，結(jié)果顯示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對城鄉(xiāng)收入差距具有直接影響，同時城市化進程可以抑制城鄉(xiāng)差距。（2）城市化不利于縮小城鄉(xiāng)收入的差距。肖衛(wèi)（2010）研究城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)現(xiàn)狀，認為我國工業(yè)化的發(fā)展戰(zhàn)略擴大了城鄉(xiāng)收入差距，而其中優(yōu)先工業(yè)發(fā)展、農(nóng)產(chǎn)品價格剪刀差、勞動力流動限制等因素是主要原因。閔曉瑩（2105）對城鄉(xiāng)居民收入差距與城鎮(zhèn)化比率的關(guān)系研究利用遼寧省1990-2013年的數(shù)據(jù)進行了實證分析，研究發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化與城鄉(xiāng)居民收入差距的變化正相關(guān)。（3）城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距的影響存在倒U型關(guān)系。庫茲涅茨依據(jù)發(fā)展經(jīng)濟學認為在城鎮(zhèn)化水平較低時，提高城鎮(zhèn)化水平會導致國民收入差距的增加；到城鎮(zhèn)化水平較高時，提高城鎮(zhèn)化水平會使得貧富差距逐步縮?。欢咧g呈現(xiàn)出倒U型曲線關(guān)系。林靜（2015）通過泰爾指數(shù)作為收入差距指標研究城鎮(zhèn)化發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距間的關(guān)系，利用福建省的樣本數(shù)據(jù)進行了實證分析，研究發(fā)現(xiàn)存在倒U型關(guān)系。穆懷中和吳鵬（2016）考慮了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化，研究論證了城鎮(zhèn)化和城鄉(xiāng)收入差距間存在倒U型關(guān)系的結(jié)論。（4）城鎮(zhèn)化和城鄉(xiāng)收入差距之間并無顯著關(guān)系。張義博和劉文析（2012）將人口流動因素和財政因素綜合納入城鄉(xiāng)收入差距的研究中，通過宏觀計量分析和微觀統(tǒng)計比較分析相結(jié)合的實證研究方法，分析了城鎮(zhèn)化和收入差距的關(guān)系，農(nóng)村勞動力流動不能顯著縮小城鄉(xiāng)收入差距。李長亮（2015）針對城鎮(zhèn)化率與城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)系的研究中，利用2004-2013年安徽省的相關(guān)數(shù)據(jù)進行實證研究，說明城鎮(zhèn)化率與城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)系不顯著。

2.關(guān)于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與城鄉(xiāng)收入差距的研究

關(guān)于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與城鄉(xiāng)收入差距的研究，主要包括：（1）政府發(fā)展戰(zhàn)略視角的分析。畢先萍和簡新華（2002）認為收入差距擴大的主要原因是由于所有制結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在改革和發(fā)展中存在結(jié)構(gòu)性反差，而城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)、地區(qū)結(jié)構(gòu)和收入分配差距之間由于存在政策性障礙，并未建立起正常、有效的傳導機制；必須經(jīng)過經(jīng)濟體制改革和經(jīng)濟結(jié)構(gòu)戰(zhàn)略調(diào)整來消除。林毅夫和劉明興（2003）針對發(fā)展戰(zhàn)略與收入分配是否存在收入不平等的研究，利用跨國數(shù)據(jù)進行驗證結(jié)果發(fā)現(xiàn)優(yōu)先發(fā)展重工業(yè)戰(zhàn)略會引發(fā)較高的收入不平等。陳斌開和林毅夫（2013）從政府發(fā)展戰(zhàn)略的視角研究城鄉(xiāng)收入差距持續(xù)擴大的原因，發(fā)現(xiàn)政府鼓勵資本密集型部門優(yōu)先發(fā)展的戰(zhàn)略，延緩城市化，從而造成城市內(nèi)的就業(yè)需求相對減少，并減緩農(nóng)村居民向城市遷移，導致城鄉(xiāng)收入差距擴大。（2）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與城鄉(xiāng)收入差距的成因分析。高霞（2011）運用協(xié)整理論和Granger 因果檢驗，在分析了中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動和城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)系中，發(fā)現(xiàn)他們有穩(wěn)定的正向相關(guān)，同時短期動態(tài)誤差校正顯著；城鄉(xiāng)收入差距擴大與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動兩者存在雙向因果關(guān)系。李小玉和郭文（2011）研究中部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與城鄉(xiāng)收入差距，構(gòu)建了相應(yīng)的模型，采用了2000 年到2010 年中部地區(qū)面板數(shù)據(jù)進行實證分析，認為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與城鄉(xiāng)居民收入差距存在緊密關(guān)系，中部地區(qū)第二和第三產(chǎn)業(yè)比重的增加會促進城鄉(xiāng)收入差距縮小。史云鵬等（2012）對第二、三產(chǎn)業(yè)之和與第二產(chǎn)業(yè)自身的發(fā)展通過固定效應(yīng)面板數(shù)據(jù)模型進行研究，發(fā)現(xiàn)它與城鄉(xiāng)收入差距間的關(guān)系均符合庫茲涅茨假說。劉慧（2013）采用VAR 模型實證研究城鄉(xiāng)收入差距，研究表明：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、城市化是城鄉(xiāng)收入差距的Granger 原因，第二產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化以及城市化率將會減小城鄉(xiāng)收入差距。王亞飛等（2018）通過構(gòu)建VAR 模型分析中國的城鄉(xiāng)收入差距，認為城市化擴大了城鄉(xiāng)收入差距，但是引起城鄉(xiāng)收入差距擴大的主要原因是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動，伴隨產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動對城鄉(xiāng)收入差距擴大的影響效應(yīng)先為正后為負。

綜上所述，國內(nèi)外學者對城市化與城鄉(xiāng)收入差距的相關(guān)研究比較充分，但是很少有學者將產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、城市化與城鄉(xiāng)收入差距納入同一個框架進行研究。本文在梳理產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、城市化與城鄉(xiāng)收入差距的相關(guān)文獻的基礎(chǔ)上，利用江蘇省13 個市區(qū)在2009-2017年間的時間面板數(shù)據(jù)，從城鄉(xiāng)居民收入差距的絕對值和收入差距比率兩個方面，構(gòu)建并分析江蘇的城市化、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與城鄉(xiāng)居民收入差距三者間的關(guān)系影響，并給出相關(guān)城市化發(fā)展的參考建議。

二、數(shù)據(jù)來源和模型的設(shè)定

1.數(shù)據(jù)來源及指標選取

考慮到樣本數(shù)據(jù)的可獲得性，本研究選取的對象是江蘇省13市的數(shù)據(jù)，除了城鄉(xiāng)收入差距的數(shù)據(jù)外，其他變量數(shù)據(jù)來源于各年的《江蘇省統(tǒng)計年鑒》，時間跨度為2009-2017年，而江蘇省13 個市區(qū)包括：南京、蘇州、無錫、常州、南通、連云港、鹽城、揚州、鎮(zhèn)江、泰州、徐州、淮安、宿遷；在軟件運行中分別用字母NJ、SZ、WX、CZ、NT、LYG、YC、YZ、ZJ、TZ、XZ、HA、SQ表示。

城鄉(xiāng)收入差距，變量GAP表示江蘇省各市城鄉(xiāng)收入差距的絕對值差距，用城鎮(zhèn)居民人均可支配收入減去農(nóng)村居民人均可支配收入表示，單位為“元”。變量PGAP表示各市城鄉(xiāng)收入差距的比率，用城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農(nóng)村居民人均可支配收入的比值表示；數(shù)據(jù)來源Wind 數(shù)據(jù)庫；城鎮(zhèn)化率，變量city 表示，單位百分比，采用江蘇13個市區(qū)的常住總?cè)丝诘谋嚷蕘肀硎境擎?zhèn)人口的比例，該比例從江蘇省統(tǒng)計年鑒中獲得，并且已被多數(shù)國內(nèi)學者使用；city2表示城鎮(zhèn)化率的平方，用來擬合模型中可能存在的倒U型曲線。

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，根據(jù)錢納里標準判定產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化程度理論，為了防止變量共線性產(chǎn)生，把第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值和第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值分別與產(chǎn)業(yè)總值的比率，作為考慮城鄉(xiāng)收入差距的影響因素。變量Ustr表示第二產(chǎn)業(yè)在經(jīng)濟總產(chǎn)值中所占比重，Sstr 表示第三產(chǎn)業(yè)在經(jīng)濟總產(chǎn)值中所占比重，單位以百分比來體現(xiàn)。

GDP表示宏觀經(jīng)濟的控制變量，采用2009-2017年江蘇省13市的人均GDP，為了減少系數(shù)數(shù)量級差距，單位取萬元/人，并用各省市2009-2017年的居民消費價格指數(shù)進行平減。整章數(shù)據(jù)使用EViews 8.0軟件處理。

下圖1是江蘇省城鄉(xiāng)人均收入差距的趨勢圖，可以發(fā)現(xiàn)當前的江蘇省的城鄉(xiāng)人均收入差距還在持續(xù)增大。

圖1 江蘇省城鄉(xiāng)居民人均收入差距絕對值

具體到江蘇省13 個市區(qū)而言，如下表1 所示：南京、無錫、徐州、常州、蘇州、南通、連云港、淮安、鹽城、揚州、鎮(zhèn)江、泰州、宿遷，在2009-2017年間，按照城鄉(xiāng)人均差距絕對值大小排序。

從表1 中可以看出，南京市的城鄉(xiāng)差距最大為31405 元，最小的是宿遷市城鄉(xiāng)差距為10850 元。數(shù)據(jù)可以歸為三類差距，在2.4萬元以上有南京、蘇州、無錫、常州；2.4-1.7萬元間有鎮(zhèn)江、南通、泰州、揚州、淮安；1.7萬元以下有連云港、鹽城、徐州、宿遷。數(shù)據(jù)表明城鄉(xiāng)居民收入差距有擴大趨勢。

從表2 中可以看出，南京市的城鄉(xiāng)差距比例最大為2.36，最小的是鹽城和宿遷城鄉(xiāng)差距比率為1.71。比率數(shù)據(jù)可以歸為兩類，差距在2.0 以上有南京、淮安、南通、泰州、鎮(zhèn)江，其余城市都在2.0 以下?？梢园l(fā)現(xiàn)，不屬于江蘇省經(jīng)濟最發(fā)達的城市，如泰州和淮安，城鄉(xiāng)人均收入差距比率比較靠前；但是歷年數(shù)據(jù)表明，城鄉(xiāng)居民收入差距比率有縮小趨勢。

表1 江蘇省13市2009-2017年城鄉(xiāng)居民人均收入差距絕對值（單位元）

表2 江蘇省13市2009-2017年城鄉(xiāng)居民人均收入差距比率

2.主要研究方法

（1）單位根檢驗和協(xié)整

首先，用城市化、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對城鄉(xiāng)居民收入差距三個變量建立的面板數(shù)據(jù)模型為了保證參數(shù)有效性，防止出現(xiàn)偽回歸，在進行回歸分析前進行數(shù)據(jù)平衡性檢驗；利用Panel ADF-Statistic、Breitung、Panel PP-Statistic、LLC 四種方法進行數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗，判斷面板數(shù)據(jù)是否存在協(xié)整關(guān)系。其次，對相關(guān)模型采用協(xié)方差分析（F）檢驗和豪斯曼檢驗來判斷本研究是不變參數(shù)模型、變截距模型、變系數(shù)模型中的哪一種類型。

（2）模型假設(shè)

在考慮江蘇省13 個城市中的城鎮(zhèn)化水平和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與城鄉(xiāng)收入差距間的影響時，以城鄉(xiāng)收入差距絕對值（和比率）作為因變量，以城鎮(zhèn)化水平和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)為自變量，以人均GDP表示宏觀經(jīng)濟的控制變量建立面板數(shù)據(jù)模型。假設(shè)城鄉(xiāng)收入差距絕對值GAP和比率PGAP所建立的模型如下：

絕對值模型1：

比率模型2：

三、實證研究

1.面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗

本文采用2009-2017年江蘇13市區(qū)城市化、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與城鄉(xiāng)居民收入差距樣本面板數(shù)據(jù)，通過檢驗面板各個時間序列變量的平穩(wěn)性才能防止偽回歸的出現(xiàn)。由于變量Gap絕對值和人均GDP單位分別是元和萬元，其余變量都是百分比，因而對其采用對數(shù)，以防止出現(xiàn)趨勢化和異方差，對變量lnGap（絕對值）、lnCity、lnCity2、lnUstr、lnSstr、lnGDP（人均）、lnPGap（城鄉(xiāng)比率）進行平穩(wěn)性檢驗，結(jié)果如下：

表3 江蘇地區(qū)13市區(qū)面板單位根檢驗

經(jīng)單位根性平穩(wěn)檢驗，即利用四種方法LLC、Breitung、ADF-fisher 和PP-fisher 的綜合判斷，發(fā)現(xiàn)面板數(shù)據(jù)的變量ln-Gap（絕對值）、PGap（城鄉(xiāng)比率）、City、City2、Ustr、Sstr、lnGDP（人均）都是水平（零級）平穩(wěn)性數(shù)據(jù)，因此無須進一步協(xié)整檢驗，就可以建立相關(guān)回歸方程。

2.面板數(shù)據(jù)的模型估計

由于上述變量都通過了水平（零級）平穩(wěn)性檢驗，同時又從城鄉(xiāng)居民人均收入絕對值和城鄉(xiāng)居民人均收入比兩方面進行探討，從而建立收入絕對值和收入比兩個面板數(shù)據(jù)模型分別研究。面板數(shù)據(jù)模型根據(jù)協(xié)方差檢驗F值來選擇變截距模型的類型，依據(jù)豪斯曼檢驗結(jié)果來選用固定效應(yīng)模型還是隨機效應(yīng)模型。對于固定效應(yīng)模型還將采用截面加權(quán)估計（Cross-section Weights），以消除截面異方差。

（1）城鄉(xiāng)居民人均收入絕對值模型

①協(xié)方差分析檢驗和豪斯曼檢驗

經(jīng)過計算，三個變量建立不變系數(shù)模型的參數(shù)為R2=0.888，S3=1.661。建立固定變截距模型的參數(shù)為：R2=0.978，殘差平方和S2=0.510。建立變系數(shù)模型的參數(shù)為：R2=0.995，殘差平方和S1=0.307。由于N=13，T=9，K=5，F(xiàn)2=28.8，F(xiàn)1=0.430；經(jīng)過計算可知（見表4）：F2＞Fa，F(xiàn)1＜Fa；建立變截距模型。

表4 江蘇城鄉(xiāng)居民人均收入絕對值模型F檢驗結(jié)果

根據(jù)江蘇13 市區(qū)的面板數(shù)據(jù)建立變截距模型，然后進行豪斯曼檢驗，相關(guān)檢驗數(shù)據(jù)如下（見表5）：

表5 城鄉(xiāng)居民人均收入絕對值模型豪斯曼檢驗數(shù)據(jù)

豪斯曼經(jīng)驗的卡方值為9.222，對應(yīng)的P 值為0.101，大于顯著性a=0.05，不拒絕固定效應(yīng)與隨機效應(yīng)不存在系統(tǒng)差異的原假設(shè)。因此，江蘇城鄉(xiāng)居民人均收入絕對值建立隨機效應(yīng)變截距模型。

（2）城鄉(xiāng)居民人均收入比率模型

經(jīng)過協(xié)方差F檢驗和豪斯曼計算得出：固定變截距模型R2=0.958，殘差平方和S2=0.0263。不變系數(shù)模型R2=0.0.270，S3=0.515。變系數(shù)模型R2=0.993，殘差平方和S1=0.0022。由于N=13，T=9，K=5，F(xiàn)2=7.69，F(xiàn)1=-0.145；經(jīng)過計算可知（見表6）：F2＞Fa，F(xiàn)1＜Fa；建立變截距模型。

根據(jù)江蘇13市區(qū)的面板收入比例數(shù)據(jù)通過不變系數(shù)模型和隨機效應(yīng)模型進行豪斯曼檢驗；相關(guān)數(shù)據(jù)如下（見表7）：

豪斯曼經(jīng)驗的卡方值為21.17，對應(yīng)的P 值為0.101，大于顯著性a=0.05，拒絕原假設(shè)中固定效應(yīng)與隨機效應(yīng)不存在系統(tǒng)差異。因此，江蘇城鄉(xiāng)居民人均收入比率可以建立固定效應(yīng)變截距模型。

表6 江蘇城鄉(xiāng)居民人均收入比率模型F檢驗結(jié)果

表7 城鄉(xiāng)居民人均收入比率模型豪斯曼檢驗數(shù)據(jù)

3.城鄉(xiāng)居民人均收入模型結(jié)果

（1）城鄉(xiāng)收入差距絕對值的最終模型

經(jīng)過Eviews軟件計算，其輸出的主要參數(shù)和相關(guān)統(tǒng)計量數(shù)據(jù)由表8 列出，從而得出城鄉(xiāng)居民收入差距的最終模型3 和模型4結(jié)果如下：

城鄉(xiāng)收入差距絕對值的最終模型3：

表8 江蘇城鄉(xiāng)居民人均收入絕對值和比率模型結(jié)果

圖2 城鄉(xiāng)收入差距絕對值模型的各個變量均值的擬合圖

依據(jù)絕對值模型（3）中的P 值判斷，模型中城鄉(xiāng)收入差距絕對值LnGap，與城市化率lnCity、第二產(chǎn)業(yè)LnUstr、第三產(chǎn)業(yè)LnSstr 構(gòu)成線性相關(guān)，呈現(xiàn)正向影響，相關(guān)系數(shù)分別是0.530、0.747、2.744；隨著城市化、工業(yè)和服務(wù)業(yè)比重的增加，城鄉(xiāng)收入的差距會增加。這三個變量在較高水平上通過了顯著檢驗，存在長期相關(guān)關(guān)系；系數(shù)方程的擬合優(yōu)度為0.918，非常的高，方程在統(tǒng)計意義上是顯著有效的。同時發(fā)現(xiàn)人均GDP和城市化率的平方對城鄉(xiāng)收入差距絕對值沒有影響。

（2）城鄉(xiāng)收入差距比率的最終模型

根據(jù)表8的輸出結(jié)果來判斷，城鄉(xiāng)收入差距比率的最終模型為：

依據(jù)收入差距比率模型（4）中的P 值判斷，模型中城鄉(xiāng)收入差距比率LnPGap，與城市化率lnCity、第三產(chǎn)業(yè)LnSstr、人均GDP 收入構(gòu)成線性相關(guān)，呈現(xiàn)負向影響，相關(guān)系數(shù)分別是-0.130、-0.252、-0.0018；隨著城市化、服務(wù)業(yè)的比重、人均GDP的增加，城鄉(xiāng)收入差距的比率會下降。這三個變量都通過了顯著檢驗，存在長期相關(guān)關(guān)系；系數(shù)方程的擬合優(yōu)度為0.969，非常的高，方程在統(tǒng)計意義上是顯著有效的。同時發(fā)現(xiàn)城市化率的平方和第二產(chǎn)業(yè)比重對城鄉(xiāng)收入差距比率沒有影響。

圖3 城鄉(xiāng)收入差距比率模型的各個變量均值的擬合圖

四、面板數(shù)據(jù)的因果檢驗分析

1.模型的因果檢驗

上述變量滿足單位根平穩(wěn)檢驗并建立回歸方程，僅表明回歸方程中的變量之間存在長期均衡關(guān)系，但是否構(gòu)成因果關(guān)系，還需要兩個模型的公共自變量與城市化率lnCity、城市化率平方LnCity2、第二產(chǎn)業(yè)LnUstr、第三產(chǎn)業(yè)LnSstr、人均收入LnGDP分別與城鄉(xiāng)收入差距絕對值LnGap、城鄉(xiāng)收入差距比率LnPGap 進行格蘭杰因果檢驗。其中模型3、模型4中的部分變量存在因果檢驗顯著，結(jié)果如下：

從表9結(jié)果上看，在城鄉(xiāng)收入差距絕對值模型3中，首先，收入差距絕對值LnGap與城市化率LnCity成為雙向格蘭杰因果關(guān)系，表明城鄉(xiāng)居民收入差距絕對值與城市化率之間存在相互影響和相互轉(zhuǎn)化。其次，收入差距絕對值是第二產(chǎn)業(yè)LnUstr、第三產(chǎn)業(yè)LnSstr的單向的格蘭杰原因，說明城鄉(xiāng)收入差距絕對值的大小將會進一步影響第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)在總產(chǎn)業(yè)中的結(jié)構(gòu)。第三，收入差距絕對值LnGDP 與人均GDP 收入不存在格蘭杰原因，說明城鄉(xiāng)居民收入的絕對差距不受人均GDP收入變化的影響。

在城鄉(xiāng)收入差距比率模型4 中，首先，城市化率LnCity、城市化率平方LnCity2、第三產(chǎn)業(yè)LnSstrd 都與城鄉(xiāng)收入差距比率LnPGap 構(gòu)成單向格蘭杰原因，表明城市化率和第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展會影響城鄉(xiāng)居民收入的比率。其次，第二產(chǎn)業(yè)LnUstr不是城鄉(xiāng)收入差距比率的格蘭杰原因，但是城鄉(xiāng)收入差距比率是第二產(chǎn)業(yè)的格蘭杰原因，表明第二產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的發(fā)展不會影響到城鄉(xiāng)收入差距比率，但是城鄉(xiāng)收入差距比率的變化會導致第二產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化。第三，收入差距比率LnGDP 與人均GDP 收入不存在格蘭杰原因，說明城鄉(xiāng)居民收入差距的比率不受人均GDP收入變化的影響，人均GDP就是模型的控制變量。

表9 城鄉(xiāng)收入差距絕對值和比率模型格蘭杰因果檢驗結(jié)果

2.模型的因果分析

綜合上述發(fā)現(xiàn)，第一，城市化率是城鄉(xiāng)收入差距的主要原因；江蘇城市化率與城鄉(xiāng)收入差距的絕對值構(gòu)成雙向因果關(guān)系，呈現(xiàn)正相關(guān)，并且與城鄉(xiāng)收入差距的比率構(gòu)成單向因果關(guān)系，呈負相關(guān)。從絕對值模型上看，城市化率與城鄉(xiāng)收入差距絕對值形成雙向格蘭杰因果關(guān)系，城鎮(zhèn)化的發(fā)展會導致城鄉(xiāng)居民收入差距的提高，同時城鄉(xiāng)收入差距變化的增大也會進一步促進農(nóng)村的人才和資源流向城市，促使城鎮(zhèn)化率的增加。從比率模型上看，城市化率與城鄉(xiāng)收入差距絕對值構(gòu)成單向格蘭杰因果關(guān)系，并呈現(xiàn)負相關(guān)，表明城鎮(zhèn)化雖然導致了城鄉(xiāng)收入差距絕對值，但是導致差距的比率正在減小。

第二，城鄉(xiāng)收入的絕對差距與江蘇第二和第三產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)正相關(guān)性，也是第二和第三產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的格蘭杰原因。其中，從絕對值模型上看，城鄉(xiāng)收入差距絕對值是第二產(chǎn)業(yè)LnUstr、第三產(chǎn)業(yè)LnSstr的單向的格蘭杰原因；城鄉(xiāng)收入的絕對差距的變化會正向?qū)е碌诙偷谌a(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化，也就是說呈現(xiàn)的城鄉(xiāng)收入差距會使得鄉(xiāng)村的人力和物質(zhì)資源進一步流向第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)，會導致農(nóng)業(yè)農(nóng)村的凋零。

第三，在城鄉(xiāng)收入差距的比率模型中，第三產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與城鄉(xiāng)收入差距的比值呈負相關(guān)，并構(gòu)成格蘭杰因果關(guān)系，但是并沒有減少城鄉(xiāng)收入絕對差距，只是減緩了增加比率。從比率模型上看第三產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與城鄉(xiāng)收入差距的比值呈負相關(guān)，也構(gòu)成因果關(guān)系，但是在城市化和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整中并不導致城鄉(xiāng)收入差距絕對值的減小。

第四，在城鄉(xiāng)收入差距的兩個模型中，城鄉(xiāng)收入差距與人均GDP 不存在因果關(guān)系。從絕對值模型上看，人均GDP 與城鄉(xiāng)收入差距不相關(guān)；從比率模型上看，人均GDP與城鄉(xiāng)收入差距的比值呈負相關(guān)，但是沒有因果關(guān)系，只是說明人均GDP的增速比城鄉(xiāng)收入差距的比值的增速快。因此，經(jīng)濟發(fā)展不是造成城鄉(xiāng)收入差距的原因。

五、結(jié)論和建議

1.結(jié)論

在用江蘇省13 市區(qū)的面板數(shù)據(jù)所建立的城鄉(xiāng)人均收入差距模型中發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)化率和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對江蘇城鄉(xiāng)人均收入差距的絕對值和比率呈現(xiàn)出了不同的規(guī)律性。首先，城市化率與城鄉(xiāng)收入差距的絕對值構(gòu)成雙向因果關(guān)系，呈現(xiàn)正相關(guān)；與城鄉(xiāng)收入差距的比率構(gòu)成單向因果關(guān)系，呈負相關(guān)；不存在倒U 型的曲線關(guān)系。其次，城鄉(xiāng)收入的絕對差距是江蘇第二和第三產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的格蘭杰原因，并且存在正相關(guān)性；最后，第三產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是城鄉(xiāng)收入差距比值的單向格蘭杰因果關(guān)系，并呈負相關(guān)。人均GDP 的大小與城鄉(xiāng)人均收入差距不存在因果關(guān)系，表明經(jīng)濟的發(fā)達與否，與城鄉(xiāng)人均收入差距無關(guān)。

2.建議

第一，增加農(nóng)村社會保障，推動新型城鎮(zhèn)化建設(shè)。經(jīng)濟的發(fā)展不是造成城鄉(xiāng)差距的根本原因，但是在城鎮(zhèn)化建設(shè)過程中，要讓農(nóng)村人口融入到經(jīng)濟發(fā)展中，做到養(yǎng)老、教育、醫(yī)療等社會保障對農(nóng)村人口的全覆蓋，農(nóng)民沒有后顧之憂地工作。同時做到城市、小城鎮(zhèn)和鄉(xiāng)村協(xié)調(diào)持續(xù)發(fā)展，在制定新型城鎮(zhèn)化政策的建設(shè)過程中，務(wù)必做到以人為本，加強農(nóng)村的基本建設(shè)，讓農(nóng)村居民分享城鎮(zhèn)化及經(jīng)濟發(fā)展的成果。

第二，發(fā)展農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化，增加農(nóng)民收入。江蘇省是魚米之鄉(xiāng)也是科技大省，應(yīng)利用農(nóng)業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新和科技進步，以農(nóng)業(yè)生產(chǎn)項目中高附加值為目標，利用現(xiàn)代通訊和物流，結(jié)合家庭農(nóng)場、專業(yè)化和產(chǎn)業(yè)化的股份制農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，吸納農(nóng)村的勞動力，增加農(nóng)民在農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)上的收入。

第三，加強農(nóng)村金融服務(wù)和政府支持。政府應(yīng)參股并引導民間資本在農(nóng)村的合理持續(xù)運行，加強農(nóng)村信用社改革，使農(nóng)民在生產(chǎn)經(jīng)營中的貸款更加便捷。建立誠信可靠的農(nóng)村保險機構(gòu)，為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和經(jīng)營提供保障，也為“三農(nóng)”發(fā)展提供更便捷的經(jīng)濟平臺，從而縮小城鄉(xiāng)收入差距。