关于我国城乡居民收入差距和经济增长关系实证

摘要：改革开放以来，中国经济持续快速增长，2010年跃升为全球第二大经济体，与此同时，日益扩大的收入分配差距已经成为影响我国国民经济持续健康发展的重要理由，其中城乡居民收入差距的理由尤为突出。城乡居民收入差距不断扩大是我国二元经济发展过程中必须面对的一个理由。文章基于我国1978-2011年的省际面板数据，运用计量经济策略，对我国城乡居民收入差距与经济增长的关系进行实证研究，同时分别对东、中、西部地区进行建模和差别化分析。结果表明，我国城乡居民收入差距与经济增长之间表现出一种长期稳定的均衡关系，并存在一定的内部联系。
关键词：收入差距；经济增长；面板数据；变参数模型
1008-2670（2013）06-0061-09
基金项目：山东省社会科学规划项目“山东省城乡居民收入差距理由研究”（12CZ01）。
作者简介：尉雪波，男，山东莱阳人我国城乡居民收入差距与经济增长关系的实证相关范文由写论文的好帮手www.udooo.com提供,转载请保留.，山东财经大学统计学院教授，研究方向：宏观经济统计分析；杨帆，男，山东惠民人，山东财经大学统计学院，研究方向：宏观经济统计分析；唐莉莉，女，山东潍坊人，山东财经大学统计学院，研究方向：宏观经济统计分析。
一、引言
改革开放以来，中国经济持续快速增长，2010年跃升为全球第二大经济体，与此同时，日益扩大的收入分配差距已经成为影响我国国民经济持续健康发展的重要理由，其中城乡居民收入差距的理由尤为突出。2013年1月18日，国家统计局局长马建堂公布了过去10年的全国居民收入基尼系数，报告显示，2003年以来，我国居民收入的基尼系数一直维持在0.4以上，在2008年达到0.491的高点，此后逐步回落，2012年该系数为0.474[1]。
面对日益扩大的我国城乡居民收入差距，许多专家学者对此运用不同策略从不同的角度进行了分析研究。李实等[2]利用Theil指数，把全国的个人收入差距分解为城镇内部、农村内部和城乡之间三部分，计算三种差距对全国总收入差距的贡献率，结果表明城乡居民收入差距是全国收入差距过大的主要内容。饶晓辉等[3]在计算我国城乡收入差距的泰尔指数的基础上，运用平滑转换回归策略对城乡收入差距对经济增长的影响效应进行了研究，结果表明我国城乡收入差距与经济增长之间存在着明显的区间转换动态特征；同时稳健性检验结果表明非线性模型具有良好的动态特征。赵晓霞等[4]分析了改革开放对中国城乡居民收入及其差距的影响，结果表明贸易开放和外资开放都会带来城镇和农村居民实际收入的提高，且外资对城乡居民收入的拉动作用要大于外贸；对于城乡之间的收入差距，贸易开放和外资开放都表现出了明显的弥合效应。郭军华[5]运用面板单位根检验、面板协整检验证明我国东、中、西部地区城市化和城乡收入差距之间具有长期均衡关系。尹希果等[6]运用面板单位根和VAR模型的实证表明，城乡居民收入差距与金融发展二者之间不存在长期均衡关系。焦艳等[7]通过构建行业收入差距与经济社会发展两大类指标体系，运用行业收入差距适度性的测度策略，测算长三角地区行业收入差距与经济社会发展的适度性。
可以看出，上述学者分别从城市化、外贸投资、金融发展等不同角度对居民收入差距理由进行了研究，本文拟从经济增长角度，运用面板数据对城乡居民收入差距的变动情况进行实证分析。面板数据能将截面数据与时间数据两个维度结合起来，克服时间数据受多重共线性的困扰，提供更多的信息和变化，提高其自由度和估计效率，从而使经济分析更为全面，同时，更加适合我国经济发展具有波动性的特征。本文基于我国1978-2011年的省际面板数据，运用计量经济策略，对我国城乡居民收入差距与经济增长的关系进行实证研究，同时分别对东、中、西部地区进行建模和差别化分析。

二、我国城乡居民收入差距目前状况

(一)我国城乡居民收入差距的动态分析

我国经济保持稳定快速发展，综合实力显著增强，在各产业迅速发展、结构不断优化的同时，人民生活水平持续提高。但是，现阶段城乡居民收入水平还未达到收入差距的拐点，城乡居民收入差距将继续扩大[8]。本文选取1978-2011年的数据，根据指标数值变动情况对我国城乡居民收入差距演变状况进行考察[9]。如表1和图1所示。
1978年至2011年，我国经济的持续平稳较快发展，取得了举世瞩目的经济成就。但广大人民群众并没有充分分享经济增长的蛋糕，伴随而来的却是城乡收入差距的加速扩大。城乡实际收入差距也由1978年的209.83元扩大到2011年的14832.49元，收入差距年均增长13.77%。按1978年计算，1978年至1991年间，农民人均收入大致相当于城镇人均收入的50%左右，1992年至1999年间这一比例下降到42%以下，2011年农民人均纯收入达到历史最高水平697

7.3元，但只相当于城镇居民人均收入21809.8元的32%。

(二)我国城乡居民收入差距的静态分析

我国幅员辽阔，受各地自然条件、地理位置、发展基础等差别的影响，经济社会发展也很不均衡，城乡居民收入差距亦有所不同[9]。如表2所示。
等区域暂未列入。城镇是指城镇人均可支配收入，农村指农村人均纯收入，绝对差指城镇人均可支配收入与农村人均纯收入的差值，相对比指两者比值，均为名义值。
2.鉴于我国各地区发展水平及城乡居民收入差距的不一致，本文依据区域经济理论及统计年鉴的划分策略，把我国分为东、中、西三部分分别进行论证。由于1997年重庆市设为直辖市，本文把重庆市的相关数据全部并入四川省进行计算。另外，由于西藏地区的数据缺失严重，在此不对西藏地区进行研究。另由于港澳台地区数据统计口径不同，暂不列入分析。本文分析包含中国的29个省区，其中东部地区包括北京、福建、广东、海南、河北、江苏、辽宁、山东、上海、天津和浙江；中部地区包括安徽、河南、黑龙江、湖北、湖南、吉林、江西和山西；西部地区包括甘肃、广西、贵州、内蒙古、宁夏、青海、陕西、四川（含重庆）、新疆和云南[10]。从表2城乡居民收入差距的地区分布特征看，近年来收入差距不断扩大，31个省市的城乡居民收入相对比都处在一个较高水平。全国的城乡居民收入相对比为3.13。贵州、云我国城乡居民收入差距与经济增长关系的实证相关论文由www.udooo.com收集南、甘肃、陕西、广西、青海、西藏、宁夏、山西这9省的城乡居民收入相对比高于全国水平，在地域方面来看，这些省市都处于西部和中部地区。其中城乡收入比最高的省份是贵州，高达3.98。同时，城乡居民收入相对比最低的五个省市：黑龙江、天津、北京、上海、浙江，均位于东部地区。其中城乡居民收入相对比最低的省份为黑龙江，仍达到2.07。
在城乡居民收入绝对差方面，全国的城乡居民收入绝对差值为14832.49。上海、北京、浙江、广东、福建、江苏6省市的城乡居民收入绝对差高于全国水平。这些省市均为东部经济发达的区域。其中城乡居民收入绝对差最高的为上海，高达20176.69。同时，城乡居民收入绝对差最低的五个省为：黑龙江、吉林、江西、青海、甘肃，均位于中西部地区。黑龙江的城乡居民收入绝对差810

5.5仅为全国最高城乡居民收入绝对差（上海）20176.69的40.17%。

三、我国城乡居民收入差距实证分析

(一)变量选择

数据选用1978-2011年各省的人均GDP、城镇居民的人均可支配收入、农村居民的人均纯收入、以1978年为基期的消费者指数CPI以及商品零售指数RPI。城乡居民的收入差距由城镇居民的人均可支配收入与农村居民的人均纯收入之差来衡量，记为URI。经济增长由人均GDP作为衡量指标，记为PGDP。同时，为消除变化对时间序列数据的影响，用CPI对数据URI和PGDP进行处理，个别CPI数据缺失时用RPI补全。另外，为消除时间序列数据可能存在的异方差，对指标进行自然对数变换，记为lnURI和lnPGDP。

(二)模型构造

基于本文的面板数据模型一般形式：
lnURIit=αit+βitlnPGDPit+εit（i=1，2，…，N；t=1，2，…，T）（1）
（1）式中αi为截距项， 表现为个体影响， βi为解释变量的系数， εit为白噪音。根据αi和βi的不同检测设， 模型又分为三种形式：
混合数据模型：αi=αi， βi=βj
变截距模型： αi≠αj， βi=βj
变参数模型： αi≠αj， βi≠βj
因此，建立面板数据模型的第一步便是检验参数αi和βi是否随着个体或截面的变化而变化，即检验样本数据究竟符合哪种面板数据模型形式，从而避开设定的偏差，改善参数估计的准确性。经常使用的检验策略是协方差分析检验，主要检验有如下两个检测设：
H1：β1=β2=…=βN
H2：α1=α2=…=αN， β1=β2=…=βN
i=1，2，…，N； t=1，2，…，T
可见如果接受检测设H2，则可以认为样本数据属于混合模型，即模型为不变参数模型，无需进行进一步的检验。如果拒绝检测设H2，则需检验检测设H1。如果接受H1，则认为样本数据属于变截距模型，反之拒绝H1，则认为样本数据属于变参数模型。
不论是变截距模型还是变参数模型，根据对个体影响处理的方式不同又分为固定效应模型和随机效应模型，我们用WUHauan统计量来检验二者的差异和模型合理性。
Hauan检验策略基本思路：首先建立随机效应模型，然后检验该模型是否满足个体影响与解释变量不相关，如果满足就将模型设定为随机效应模型，反之为固定效应模型。[11]

(三)面板数据单位根检验

利用Eviews7.2对lnURI和lnPGDP进行单位根检验。检验之前对所有的序列做折线图，可判定检验回归式应同时包括常数项和趋势项，检验结果如表3所示。
由表3可以看出，几种检验结果出现了不一致的情况，例如对于东部地区lnURI的LLC及IPS检验，其P值均小于0.05，拒绝原检测设，但另外的三种检验策略的结果是接受原检测设，认为lnURI存在单位根，是非平稳的序列。因此，不能认为东部的lnURI为I（0）过程。进而对其一阶差分进行单位根检验，结果表明，对于所有的检验策略其P值均小于0.05，因此拒绝原检测设，认为△lnURI序列存在单位根。因此综合表3可见，对东部、中部及西部lnURI和lnPGDP不存在单位根，对其一阶差分检验所有的结果都一致表明，东部、中部及西部的lnURI、lnPGDP均为I（1）过程，其一阶差分为I（0）过程。
表3东、中、西部地区面板数据单位根检验结果区域1变量1LLC1Breitung1IPS1Fisher-ADF1Fisher-PP东部1lnURI1-3.19
（0.00）1-0.09
（0.46）1-1.92
（0.03）131.68
（0.08）127.75
（0.18）lnPGDP1-0.30
（0.38）10.07
（0.53）11.64
（0.95）114.78
（0.87）18.91
（0.99）△lnURI1-10.69
（0.00）1-8.13
（0.00）1-10.51
（0.00）1133.94
（0.00）1188.37
（0.00）△lnPGDP1-12.69
（0.00）1-12.15
（0.00）1-11.00
（0.00）1138.32
（0.00）1162.87
（0.00）中部1lnURI1-2.92
（0.00）1-0.88（0.19）1-2.89
（0.00）136.22
（0.00）130.60
（0.02）lnPGDP13.29
（0.99）11.35
（0.91）15.37
（

1.00）10.96

（

1.00）10.71

（

1.00）△lnURI1-1

2.53

（0.00）1-8.99 （0.00）1-11.36
（0.00）1124.35
（0.00）1128.83
（0.00）△lnPGDP1-12.58
（0.00）1-7.66
（0.00）1-12.06
（0.00）1139.74
（0.00）1140.88
（0.00）西部1lnURI1-2.78
（0.00）1-1.25
（0.11）1-4.27
（0.00）161.31
（0.00）148.62
（0.00）lnPGDP14.04
（

1.00）15.61

（

1.00）16.78

（

1.00）1

4.06

（0.99）131 （0.99）△lnURI1-2.01
（0.02）1-6.83
（0.00）1-9.94
（0.00）1120.71
（0.00）1299.36
（0.00）△lnPGDP1-14.94
（0.00）1-12.14
（0.00）1-14.34
（0.00）1186.87
（0.00）1198.70
（0.00）注：括号内为对应统计检验的收尾概率，即P值；△表示一阶差分运算。

(四)面板协整检验

面板单位根检验结果表明，lnURI和lnPGDP的面板数据均为非平稳序列，如果应用最小二乘法可能导致伪回归，所以必须要分析两者的协整关系。用Pedron协整检验策略分析，结果如表4。
表4东、中、西部lnURI、lnPGDP的Pedron协整检验结果统计量1东部1中部1西部Panel V11.68（0.04）13.87（0.00）18.22（0.00）Panel Rho1-2.28（0.01）1-3.61（0.00）1-5.86（0.00）Panel PP1-2.72（0.00）1-3.78（0.00）1-5.20（0.00）Panel ADF1-2.76（0.00）1-3.19（0.00）1-2.70（0.00）Group Rho1-1.13（0.13）1-1.49（0.07）1-1.79（0.03）Group PP1-2.74（0.00）1-2.71（0.00）1-2.10（0.02）Group ADF1-3.06（0.00）1-2.38（0.01）1-1.66（0.05）注：括号内为对应统计检验的收尾概率，即P值；Panel V统计量是右边拒绝域，其余的统计量均为左单边拒绝域。
由表4可见，对于东部、中部和西部的检验结果并不一致，东部和中部地区Group Rho的P值和西部地区Group ADF的P值均大于0.05，接受“不存在协整关系”的原检测设。但是，另外的六种检验结果的P值均小于0.05，拒绝原检测设。可以认为东部、中部和西部地区的lnURI与lnPGDP之间存在长期的均衡关系。

(五)确定模型形式及分析

1.模型形式设定检验

面板数据包括二维数据，如果模型设定不正确，将造成较大的偏差，估计结果与实际将相差甚远。因此，建立面板数据模型的第一步是检验样本数据究竟属于上述三种情况的哪种。表5就是根据上述构建F统计量的策略，计算出的F1和F2的值。
以东部地区为例，F2为64.65， 5%的检验水平下的F分布临界值为1.57，则拒绝原检测设H2，表明模型不是混合模型。F1为46.07， 5%的检验水平下的F临界值为1.83，拒绝H1，表明对东部地区应建立变参数模型。
中部和西部地区的F统计量的值均大于临界值。因此，东部、中部和西部地区都应建立变参数模型。
对Hauan检验结果，东部地区W统计量的值是46.48，相对应的概率小于0.05，说明检验结果拒绝了随机效应模型原检测设，应该建立固定效应模型。中部和西部地区与东部地区相同，均应建立固定效应模型。

2.东、中、西三地区变参数模型

由以上检验可以得出，东、中、西部地区都应单独建立固定效应变参数模型。这与我国东、中、西部地区经济发展基础不同、发展水平有差异的目前状况相吻合。在这种条件下，有必要针对东、中、西部的各省份建立的变参数模型进行分析。
（1）东部地区变参数模型
这11个省市地我国城乡居民收入差距与经济增长关系的实证相关论文由www.udooo.com收集区的边际差距存在一定的差异。其中，上海市的边际差距最高，为2.23，表示lnPGDP每上升1%lnURI则上升2.23%。其次为北京。福建省的边际差距最低。表6和图2所示的是各个地区截距项的固定效应值，表示相应地区的自发性的收入差距水平相对平均水平的偏离值，其中最大的是福建，山东次之，上海最小。同时，该变参数模型估计的R2=0.9223。说明模型的拟合程度非常高，表明lnPGDP在很大程度上能够解释lnURI。东部11个省市的平均边际差距为

1.089034，方差为0.225949。

（2）中部地区变参数模型
这10个省市地区的边际差距存在一定的差异。其中，青海的边际差距最高，为1.034。其次为云南省。四川省最低。表8和图4所示的是各个地区截距项的固定效应值，表示相应地区的自发性的收入差距水平相对平均水平的偏离值，其中最大的四川，陕西次之，新疆最小。同时，该变参数模型估计的R2=0.9346。说明模型的拟合程度非常高，表明lnPGDP在很大程度上能够解释lnURI。西部10个省市的平均边际差距为0.929413，方差为0.006855。四、结论
通过对我国城乡居民收入差距和人均国内生产总值之间关系进行的研究，发现城乡居民收入差距和经济增长之间存在显著的协整关系。对东部、中部和西部地区进行变参数模型估计，各个地区的模型均显著。P值均接近于零，三个模型估计的R2分别为0.9223、0.9247、0.9346，其拟合度优异。同时，各个地区的lnPGDP的系数都为正数，说明随着东、中、西部地区省份经济的增长，城乡居民收入差距是逐步增大的，而不是缩小的。也就是说，经济增长推动城乡居民收入差距扩大。在横向上，东部地区经济的整体发展均优于西部地区，同时其城乡居民收入差距也远远大于西部地区的城乡居民收入差距。
我国东部地区各省市边际差距在0.68-2.23之间，均值为1.089034，方差为0.225949；中部地区各省市边际差距在0.87-1.12之间，均值为0.956271，方差为0.006474；西部地区各省市的边际差距在0.81-1.03之间，均值为0.929413，方差为0.006855。说明我国三个地区，东部地区的经济每增长一个单位，带来城乡居民收入差距的变化最为明显，同时，城乡居民收入相对比和绝对差都是最高的地区，这与我国东部经济发展和开放程度都远领先于中、西部地区这一状况是相互吻合的。中部、西部地区的边际差距相差较小。说明中部和西部地区区域间差异性较小。东部地区各省市的边际差距的极我国城乡居民收入差距与经济增长关系的实证由优秀论文网站www.udooo.com提供,助您写好论文.差最大、方差也最大，而中部、西部地区各个省市的边际差距极差小、方差也小，在一定程度上反映了按照东、中、西部划分的区域内部也存在着的差异。东部差异最大，而中部、西部地区区域内部的差异性就小很多。但和发达国家相比，中国各省市的边际差距都处在一个较高水平。
由于东、中、西部三个地区的平均边际差距的多种差异，对于我国的经济发展提出了更高的要求。虽然我国在过去的一段时间里已经认识到均衡地区发展的重要性，并且在推进西部大开发、振兴东北地区等老工业基地基础上，进一步提出了推动中部地区崛起的战略规划，这些措施对抑制差距扩大有很大的积极作用。但由于经济增长惯性、运转机制以及发展基础等差异，东部地区得益于可以获取较高的资本和劳动边际效益，将继续在吸引国内外资金、人才、技术等生产要素方面处于优势地位。所以，无论是东、中、西部还是省际间的经济发展的绝对差距在今后一段时间内还将继续存在下去。从长远来看，中部地区是粮食主产区，可以充分发展有比较优势的能源和制造业，在发挥承东启西和产业发展优势中崛起，东中部之间的相对差距将有可能保持相对缩小的趋势。就西部而言，随着西部大开发战略的全面实施和一系列有利于西部发展的相关政策措施的出台和落实，西部地区的基础设施和生态环境建设将得到实质性的进展，西部地区的资源优势将逐渐转变为经济优势。这也将有效遏制区域经济发展差距的不断扩大的势头。
可以预料，随着东部地区经济增长的成本提高，中、西部地区将迎来新的发展机遇。今后，我们不仅要注重缩小城乡收入差距，更要警惕东、中、西部之间的差异，要采取措施力求促使东、中、西部地区协调发展，在缩小城乡居民收入差距的同时缩小我国区域间的收入差距，使广大人民群众更好的分享中国经济增长带来的红利，助推“中国梦”的早日实现。
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