城镇化与城乡收入差距关系的实证研究——基于向量自回归模型的分析

城镇化与城乡收入差距关系的实证研究　——基于向量自回归模型的分析　陈稀　摘要：根据目前出现的城乡收入差距逐步拉大的现象，本文根据１９７８—２０１２年的相关数据，实证分析我国城镇化对城乡收入差距的　作用。同时选取财政支农作为控制变量，运用向量自回归模型，定量分析三者的关系。通过实证得出，城镇化对缩小城乡收入差距在短期　内具有负向作用，而长期具有正向作用；财政支农具有一定效果，但影响较弱。　关键词：收入差距；城镇化；财政支农　一、文献综述　ＤＺｎ炮　平稳　曹裕等（２０１０）通过对相关数据分析，得出城镇化在缩小城乡收入　差距方面作用明显。毛其淋（２０１１）在研究影响收入差距因素时，引入　本文采用Ｅ—Ｇ两步法对变量之间的协整关系检验。首先建立相应　城镇化和市场开放度，通过省级面板数据的实证分析，得出城镇化缩小　的回归模型，得出与之对应的残差项，其次检查残差项的单整性，得出　了城乡收入差距；姚耀军（２００５）在研究金融发展对城乡收入差距影响　其残差序列为平稳序列，说明三者之间存在协整关系。　时，引入城市化。得出城市化是城乡收入差距的格兰杰原因。程开明　（二）Ｇｒａｎｇｅｒ因果检验　（２００７）根据１９７８年一２１）０４年的数据，在分析了城镇化、城市偏向和　协整检验表明城乡收入差距、城镇化、财政支农之间存在这长期稳　城乡收入差距相互关系，通过对三者间的实证分析，得出城镇化和城市　定的均衡关系，利用格兰杰因果检验法检验三者的因果关系，检验结果　偏向造成了城乡收入差距的扩大。　见表２。　二、城乡收入差距状况　表２　１９７８—１９８３年我国城乡收入之比下降趋势明显，在１９８３年达到了　原假设　滞后阶数　Ｆ值　Ｐｍｂ．　最低点；１９８３—１９９０年，城乡收入之比尽管在某些年份是缩小的，但总　ＬｎＵ不是／ｎＹ的格兰杰原因　１　９．３２４７７　０．０ｏ４６　体上还是呈递增趋势；１９９１年至１９９４年城乡收入之比增加较快；从　ＬｎＧ不是ｌｎＹ的格兰杰原因　１　ｌ０　１４２３　０．００ｌ２　１９９４年至１９９７年，城乡收入之比在逐渐下降；农产品价格上升和大量　的农村劳动力进城务工增加了农民的收入；从１９９７年到２００３年，城乡　ＬｎＵ不是／ｎＹ的格兰杰原因　２　７．３３１６３　０．Ｏ０２８　收入之比再一次呈现出上升趋势，上升幅度较大；主要原因是农产品价　ＬｎＧ不是／ｎＹ的格兰杰原因　２　０．２１９９２　０．　１Ｏ２３　格下降，同时乡镇经济发展滞后，农民收入急剧减少；从２００３年到２００８年，　ＬｎＵ不是ｌｎＹ的格兰杰原因　３　７．６８９０５　Ｏ．０００８　城乡收入之比在较为缓慢的增长，由于一系列“三农政策”出台，农业收　入呈现较高增长，从２Ｏ０８—２０１０年又开始下降．这一时期受全球金融危机的　ＬｎＧ不是／ｎＹ的格兰杰原因　３　０．　１３７１５　０．９３６９　影响，政府决定大力发展国内市场，对农村市场较为看重；２０１０—２０１２年，　ＬｎＵ不是ｌｎＹ的格兰杰原因　４　３　５１４２８　０．０２３ｌ　随着经济政策的调控，城乡收入之比出现增长。　ＬｎＧ不是／ｎＹ的格兰杰原因　４　０．３６５０１　０．８３０９　三、变■的选取和研究方法　由上可得城镇化是城乡收入差距的格兰杰原因．城镇化对城乡收入　（一）变量选取　差距具有显著的影响。相反，从滞后１期到滞后２期内财政支农对城乡　１．被解释变量：本文采用城镇居民人均可支配收人与农村居民人　均纯收人之比来衡量城乡收入差距水平的指标。　收入差距具有显著的影响，但从滞后３期开始这种影响不够显著。以上　说明，城镇化和财政支农都可以引起我国城乡收入差距变化，城镇化对　２．解释变量：较为常见的衡量城镇化的是用城镇常住人口占总人　城乡收入差距变化的影响程度更大。　口的比率。财政支农（Ｇ）在模型中作为控制变量，利用财政支农金额　占全国财政支出的比例来衡量。　在建立向量自回归模型之前，利用ｅｖｉｅｗｓ软件得出适合此模型滞后　（二）研究方法　阶数为２阶。因此建立ＶＡＲ（２）模型，对该模型的稳定性进行检验。　在建立向量自回归模型之前，对相关序列做平稳性检验，以防止出　计算特征根，结果显示该模型是平稳的。　现伪回归的现象。　然后对三个序列做协整检验，以检验出三者之间是否具有长期的稳定关　系；其次利用格兰杰因果检验观察手否具有因果关系；最后建立三者的向量　自回归模型，以及脉冲响应分析，从动态的角度阐述三者的关系。　嘲＝　。　０１・雌Ｉ】＋　四、建立模型和分析　ｌＬ—－一Ｏ００．．　５２５０３７６　．０。　加（一）平稳性检验　对相关变量取对数，以降低变量的异方差性，变量的对数形式分别　．　３６７　０。０　０６　３０　　．．　００４９　３５　１　Ｊ　Ｌ１．Ｉ　Ｉ　ｎ　．　ｎ　　Ｕ．　１ＯＯ　Ｇ　０　Ｊ】Ｉ　Ｌ＋【１　．。０　．　０２４０６　８］Ｊ　１　表示为　ｌ，ｆｎ　ｎＧ通过利用ＡＤＦ检验方法对解释变量和被解释变量进　（作者单位：南京财经大学）　行单位根检验（结果见表一），ｌｎＹ　ｌｎＵ　ｎＧ均为非平稳序列；对它们　的一阶差分进行单位根检验，发现均为平稳序列，说明ｌｎＹ　ｌｎＵ　ｌｎＧ　［１］　曹裕，陈晓红，马跃如．城市化、城乡收入差距与经济增长　均为一阶单整的，满足了协整检验的前提。　——一基于我国省级面板数据的实证研究［Ｊ］．统计研究，２０１０　表一变量单位根检验结果　（３）：２９—３６．　变量　ＡＤＦ检验值　临界值　结论　［２］　毛其淋．经济开放、城市化水平与城乡收入差距——基于中国　ｙ　一０．３４６０５８　—２．９５ｌ１２５　非平稳　省际面板数据的经验研究［Ｊ］浙江社会科学，２０１１（１）：１１　ｎ　＇，　一３．　ｔ８４７２１　—２．９５４０２１　平稳　［３］　程开明，李金昌．城市偏向、城市化与城乡收入差距的作用机制　ｌｎ　１　—１．８６９５１４　—３．５４８４９０　非平稳　及动态分析［Ｊ］．数量经济技术经济研究，２００７（７）：１１６　Ｄ／ｎＸ１　—３．５５２９７３　—５．４８９０９６　平稳　［４］　姚耀军，金融发展、城市化与城乡收入差距——协整分析及其　一２．７１２０８５　—２．９６Ｏ４１１　非平稳　Ｇｒａｎｇｅｒ因果检验［Ｊ］．中国农村观察，２００５（３）：２—８．　作者简介：陈秭（１９９Ｏ一），男，汉，安徽省寿县人，经济法学硕士，南京财经大学国际经贸学院，研究方向：国民经济管理信息化。　Ｂｕ　ｓ１．２１　７・