我國城鄉居民人均收入實證研究

摘要：本文通過對1978年至2010年33年間中國城鎮居民人均可支配收入及農村人均純收入進行初步的統計分析，并進行協整分析，然后建立模型，進一步通過格蘭杰因果關系檢驗，我們得到二者之間的關系，這樣對我們采取措施解決城鄉收入差距過大的問題具有重要的理論意義和實際價值。

關鍵詞：相關性 協整分析 誤差修正模型 格蘭杰因果關系

一、我國城鄉居民收入現狀

自1978年我國開始實行改革開放政策以來，中國經濟發展取得了舉世矚目的成就。1978年至2010年間，中國GDP平均增速接近10%，為同期世界上增長最快的國家，農村經濟也得到了長足的發展，農民收入進一步提高。城鄉收入在大幅度增加的同時，其差距也逐步增大。當前是改革開放以來農民增收形式最為嚴峻的時期，也是城鄉居民收入差距拉的最大時期。

雖然兩者之間有較大差距，但是城鄉收入之間存在高度相關性，其相關系數ρ=0.9958520，說明城鎮居民收入增長的同時，農村居民收入也會呈現大幅度增長。下面我們分析城鄉居民收入之間的協整關系，并根據格蘭杰代表定理建立他們之間的誤差修正模型。為了消除異方差性，各自取對數，定義兩個變量LnRt=LOG(RURALt)，LnUt=LOG(URBANt)。

二、單整分析

由于對非平穩變量建立回歸模型會產生虛假回歸的問題，所以要進行單位根檢驗確定變量的平穩性，檢驗結果如下：

上表的檢驗結果表明：LnRt和LnUt的ADF值分別大于5%的臨界值，它們是非平穩的，而ΔLnRt和ΔLnUt的ADF值都小于5%的臨界值，則表明它們是平穩的。所以：LnRt和LnUt兩個變量是一階單整變量。

三、協整分析

我們首先對LnUt和LnRt及滯后項進行最小二乘回歸，結果如下：LnRt=0.496163LnUt+1.310258LnRt-1-0.530509 LnRt-2-0.303225 LnUt-1

t=(4.721751) (11.08839) (-5.788890) (-2.469777)

R-squared=0.998992 DW=2.365814

下面對殘差[μt]進行單位根檢驗：

這里的ADF值小于5%的臨界值，說明LnUt與LnRt是（1，1）階協整的，也是長期均衡的。從檢驗結果上看出城鎮居民可支配收入對農村居民人均純收入有長期顯著影響，從回歸系數上看，長期彈性系數為0.496163。

四、誤差修正模型（ECM）

根據格蘭杰代表定理，如果兩變量是協整的，則他們之間存在長期均衡關系。當然，短期內，這些變量可以是不均衡的。為了探究這個問題，我們把隨機項[μt]視為均衡誤差，建立ECM模型:

ΔLnRt=a1ΔLnUt+a2ΔLnRt-1+a3ΔLnUt-1+b[μt-1]+[εt] ，

其中[μt-1]=LnRt-1-（0.496163LnUt-1+1.310258LnRt-2-0.530509 LnRt-3-0.303225 LnUt-2）。利用最小二乘估計CEM模型為：

ΔLnRt= 0.605992ΔLnUt -1.560484[μt-1]+1.587218ΔLnRt-1-0.576815ΔLnRt-2-0.604333ΔLnUt-1

t = (5.007221) (-4.485581) (5.566247) (-3.444137)(-2.828708) DW=2.071092 R-squared=0.791728

參數檢驗結果顯示城鎮居民可支配收入的當期波動對農村居民人均純收入的當期波動有顯著性影響，短期彈性系數為0.605992；上期誤差[μt-1]對當期波動也有顯著影響。從回歸系數可看出每年內農村居民人均純收入與均衡值的差距有156.05%將得到快速糾正。

五、格蘭杰因果關系檢驗

模型的建立，本質上是用回歸分析工具處理一個經濟變量對其他經濟變量的依存關系問題，但并不是暗示這個經濟變量與其它經濟變量間必然存在著因果關系。我們現在就用格蘭杰因果關系檢驗，來判斷城鄉居民收入之間的因果關系，結果如下：

從上表可以看出，城鄉居民收入因果關系是單向的，城鎮居民收入是農村居民收入的原因。

六、結論

從上面的統計分析可以看出，改革開放后我國城鄉居民人均收入逐步增加，城鎮居民人均收入增加幅度遠遠大于農村居民人均純收入，差距逐步擴大，但二者具有長期的均衡關系，也進一步表明只要有二元經濟存在就會有矛盾，收入就會有差別。從格蘭杰因果關系上反應出，城鎮居民收入是農村居民收入的原因，因此城市化是縮小城鄉收入差距的突破口，也是我國二元經濟結構向一元經濟結構轉變的必然選擇。