顧程亮

摘要：選取對數(shù)化人均GDP衡量經(jīng)濟增長，對數(shù)化城鄉(xiāng)收入比衡量城鄉(xiāng)收入差距，運用協(xié)整檢驗和格蘭杰因果檢驗對江蘇1978-2012年的城鄉(xiāng)收入差距和經(jīng)濟增長數(shù)據(jù)進(jìn)行實證研究，結(jié)果表明：（1）二元經(jīng)濟模型在江蘇省具有一定的適用性；（2）江蘇城鄉(xiāng)收入差距并未達(dá)到“倒U”型的拐點，還處在左側(cè)；（3）在短期內(nèi)，城鄉(xiāng)收入差距的擴大能夠拉動經(jīng)濟的增長，但隨著差距的拉大，會反方向抑制經(jīng)濟。

關(guān)鍵詞：江蘇經(jīng)濟發(fā)展；城鄉(xiāng)收入差距；經(jīng)濟增長一、引言

改革開放以來，我國的經(jīng)濟快速發(fā)展。但在經(jīng)濟發(fā)展的同時，獨特的“二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)”造成的城鄉(xiāng)收入差距問題也不可忽視。江蘇作為我國經(jīng)濟發(fā)展的典范，GDP在2012年達(dá)54058.22億元，占當(dāng)年全國GDP的10.42%，而江蘇城鄉(xiāng)的貧富差距也非常明顯。本文基于城鄉(xiāng)發(fā)展理論，建立城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟增長的模型，對江蘇1978—2012年的經(jīng)濟數(shù)據(jù)進(jìn)行實證分析，為江蘇更好的發(fā)展奠定基礎(chǔ)。

二、相關(guān)理論研究

由于我國存在獨特的二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)，因此，國內(nèi)學(xué)者的研究更有借鑒意義。王少平和歐陽志剛（2007）在對我國省際面板數(shù)據(jù)的研究時發(fā)現(xiàn)，城鄉(xiāng)收入差距對經(jīng)濟增長的影響分為兩個階段，前者為正，后者為負(fù)。贠鴻琬（2009）對河南省城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟增長因果關(guān)系進(jìn)行實證檢驗，結(jié)果表明河南城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟增長間既存在雙向格蘭杰因果關(guān)系，也存在著長期穩(wěn)定的關(guān)系。劉少奎（2012）研究了浙江省城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟增長的關(guān)系表明，在短期內(nèi)，城鄉(xiāng)收入差距的擴大能夠促進(jìn)經(jīng)濟的增長，但隨著差距的拉大，對經(jīng)濟增長則會轉(zhuǎn)為抑制作用。截止目前，對江蘇省城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟增長關(guān)系的研究卻無人問津。

三、江蘇省城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟增長關(guān)系的實證研究

（一）指標(biāo)的選取。本文采用江蘇1978-2012年的城鄉(xiāng)收入比和人均 GDP 來研究城鄉(xiāng)收入差距和經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，分別用RI和PG表示。為了消除物價因素的影響，本文以1978年為基期對人均PG進(jìn)行平減，并且對兩個指標(biāo)都進(jìn)行對數(shù)化處理，使得估計參數(shù)具有彈性的意義，記為 LRI 和 LPG。

（二）倒 U 型曲線的驗證。研究城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟增長關(guān)系中的重要問題就是確定地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟增長是否是“倒 U” 型曲線。本文在借鑒前人研究的基礎(chǔ)上，選取LRI作為被解釋變量；以 LPG作為解釋變量，觀察兩者之間的趨勢如圖1：

圖1江蘇省 1978-2012 年城鄉(xiāng)收入差距和經(jīng)濟增長的關(guān)系

由圖1可以看出1978-2012年江蘇城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟增長經(jīng)歷了幾次波動，但總體上呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系。結(jié)合“倒 U”理論的性質(zhì)，本文采用一元二次方程的形式對江蘇省城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟增長進(jìn)行擬合，模型如下：

LRIt=α+β1LPGt+β2LPG2t+εt

式中： LRIt為第t年的對數(shù)化城鄉(xiāng)收入比（以下簡稱城鄉(xiāng)收入比）；LPGt為第t年的對數(shù)化人均 GDP（以下簡稱人均

GDP）；εt為隨機誤差。運用EViews7對江蘇1978-2012年的數(shù)據(jù)進(jìn)行擬合，結(jié)果如表1：

表1回歸結(jié)果

R2=0.7671，調(diào)整的 R2=0.7526，模型的F值=52.7158，模型的P值=0.0000，D.W.=0.4331

由表可知，二次項系數(shù)β2=0.0112是正數(shù)，這意味著根據(jù)1978—2012年江蘇省城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟增長數(shù)據(jù)，兩者之間的關(guān)系不成“倒U型”，而是“正U型”。由于判定系數(shù)和調(diào)整后的判定系數(shù)都不高，而且模型中的t值都未通過檢驗，另外D.

W.=0.4331表明模型存在較嚴(yán)重的正自相關(guān)。故引入二階自回歸和解釋變量的三次方，設(shè)模型為：

LRIt=α+β1LPGt+β2LPG2t+β3LPG3t+γ1AR（1）+γ2AR（2）+εt

運用 EViews7 再次進(jìn)行擬合，結(jié)果如表2：

表 2引入AR項和解釋變量3次方后的回歸結(jié)果

R2=0.9563 ，調(diào)整的R2=0.9482，模型的F值=118.0730，模型的P值=0.0000，D.W.=1.9720

模型的判定系數(shù)得到了顯著的提高，達(dá)到了0.9563，模型的F值也通過了檢驗，在5%的顯著性水平下，模型各系數(shù)的t值也都通過了檢驗。另外，D.W. =1.9720，表明不存在自相關(guān)。因此，可以說模型的擬合優(yōu)度較好。

由此可以得到由1978-2012年江蘇省城鄉(xiāng)收入差距和經(jīng)濟增長的關(guān)系式：

LRIt=9.3577-4.2219LPGt+0.6457LPG2t-0.0313LPG3t+1.2879AR（1）-0.6954AR（2）

根據(jù)數(shù)學(xué)知識，此函數(shù)先遞減再遞增最后又遞減，并且在大約LPG=6時，城鄉(xiāng)收入比LRI最小，而在大約LPG=8時，城鄉(xiāng)收入比LRI達(dá)到這段時期內(nèi)最大。它的現(xiàn)實意義就是說在

1992年到1995年間，城鄉(xiāng)收入比LRI達(dá)到最??；而在2009年到2012年間甚至之后才達(dá)到LPG=8的水平，也就是說江蘇“倒U”型的拐點可能還未到來。

四、城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟增長之間的互動關(guān)系

通過對江蘇城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟增長之間的“倒 U”型曲線的驗證，表江蘇城鄉(xiāng)收入差距未到達(dá)最大值，但該驗證沒有解釋城鄉(xiāng)收入差距和經(jīng)濟增長之間是否存在長期均衡關(guān)系、兩者如何互相影響以及有怎樣的因果關(guān)系。下面通過協(xié)整檢驗以及格蘭杰因果檢驗的方法就這些問題進(jìn)行分析。

（一）協(xié)整檢驗。以LRI為因變量，LPG為自變量建立回歸方程，通過協(xié)整驗證兩者之間的長期均衡關(guān)系。設(shè)模型為：

LRIt=α+βLPGt+εt

用 EViews7 再次進(jìn)行OLS擬合并對其殘差序列■進(jìn)行ADF檢驗，結(jié)果如表3：

表3 殘差序列的 ADF 檢驗

注：( C,T,L)的值為（0,0,0），是說對進(jìn)行ADF檢驗時無截距項和趨勢項，滯后階數(shù)為0。

由表3可知，在殘差序列的單位根檢驗中，ADF值在1%和5%顯著性水平情況下均大于其臨界值，但在顯著性水平為5%情況下，ADF值小于臨界值，因此可認(rèn)為序列LRI和LPG之間存在協(xié)整關(guān)系，即江蘇城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟增長之間存在長期均衡關(guān)系。

（二）格蘭杰因果檢驗。本文采用格蘭杰因果檢驗，通過選取不同的滯后期，可得到兩變量間的格蘭杰因果檢驗結(jié)果（見表4）。

由表4可知，在顯著性水平為5%情況下，LRI是LPG的格蘭杰原因，江蘇城鄉(xiāng)收入差距的擴大促進(jìn)經(jīng)濟增長。該結(jié)果驗證了勞動剩余型發(fā)展中國家二元經(jīng)濟理論模型，城鄉(xiāng)收入差距是勞動力由農(nóng)村轉(zhuǎn)移到城市的動力，江蘇城市較高的收入水平吸引了大量的農(nóng)村剩余勞動力，促進(jìn)了江蘇經(jīng)濟快速增長。

而 LPG 并未表現(xiàn)為 LRI 的格蘭杰原因。根據(jù)勞動剩余型發(fā)展中國家二元經(jīng)濟理論，城市發(fā)展受最適人口規(guī)律約束，過大的城鄉(xiāng)收入差距，會使得城市人口超過最適度人口規(guī)模，從而會抑制經(jīng)濟效率的提高。同時GRANGER檢驗的結(jié)果顯示，在滯后期6期時，兩個原假設(shè)都被拒絕，也就意味著在長期中，經(jīng)濟增長也是城鄉(xiāng)收入差距的原因，兩者是互為因果的關(guān)系。

表4LUR 和 LPG 的格蘭杰因果關(guān)系檢驗結(jié)果

五、結(jié)論

通過對江蘇1978—2012年人均GDP與城鄉(xiāng)收入差距的實證分析，可以得到如下結(jié)論：

（一）江蘇城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟增長大致呈“倒 U”型曲線的關(guān)系。自1990年來，江蘇省的城鄉(xiāng)收入差距是在波動中呈增長的趨勢，尤其從1994年之后，增長現(xiàn)象十分明顯，模型顯示城鄉(xiāng)收入差距并未到達(dá)拐點。

（二）協(xié)整檢驗表明，江蘇城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟增長間存在長期均衡關(guān)系。格蘭杰因果檢驗表明，在短期內(nèi)，江蘇城鄉(xiāng)收入差距是經(jīng)濟增長的單向格蘭杰原因，短期內(nèi)城鄉(xiāng)收入差距的擴大能拉動經(jīng)濟的增長。同時GRANGER檢驗的顯示，長期看經(jīng)濟增長與城鄉(xiāng)收入差距互為因果，故必須保持城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展。

參考文獻(xiàn)：

[1] 劉學(xué)良.中國收入差距的分解：1995-2006[J].經(jīng)濟科學(xué)，2008，(3)：5-19

[2] 范亞舟，王立勇.收入差距與經(jīng)濟增長研究新動態(tài)[J].經(jīng)濟理論與經(jīng)濟管理，2012，(8)：65-80

[3] 廖信林，王立勇，陳娜.收入差距對經(jīng)濟增長的影響軌跡呈倒Ｕ型曲線嗎—來自轉(zhuǎn)型國家的經(jīng)驗證據(jù)[J].財貿(mào)經(jīng)濟，2012，(9)：109-116

endprint

摘要：選取對數(shù)化人均GDP衡量經(jīng)濟增長，對數(shù)化城鄉(xiāng)收入比衡量城鄉(xiāng)收入差距，運用協(xié)整檢驗和格蘭杰因果檢驗對江蘇1978-2012年的城鄉(xiāng)收入差距和經(jīng)濟增長數(shù)據(jù)進(jìn)行實證研究，結(jié)果表明：（1）二元經(jīng)濟模型在江蘇省具有一定的適用性；（2）江蘇城鄉(xiāng)收入差距并未達(dá)到“倒U”型的拐點，還處在左側(cè)；（3）在短期內(nèi)，城鄉(xiāng)收入差距的擴大能夠拉動經(jīng)濟的增長，但隨著差距的拉大，會反方向抑制經(jīng)濟。

關(guān)鍵詞：江蘇經(jīng)濟發(fā)展；城鄉(xiāng)收入差距；經(jīng)濟增長一、引言

改革開放以來，我國的經(jīng)濟快速發(fā)展。但在經(jīng)濟發(fā)展的同時，獨特的“二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)”造成的城鄉(xiāng)收入差距問題也不可忽視。江蘇作為我國經(jīng)濟發(fā)展的典范，GDP在2012年達(dá)54058.22億元，占當(dāng)年全國GDP的10.42%，而江蘇城鄉(xiāng)的貧富差距也非常明顯。本文基于城鄉(xiāng)發(fā)展理論，建立城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟增長的模型，對江蘇1978—2012年的經(jīng)濟數(shù)據(jù)進(jìn)行實證分析，為江蘇更好的發(fā)展奠定基礎(chǔ)。

二、相關(guān)理論研究

由于我國存在獨特的二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)，因此，國內(nèi)學(xué)者的研究更有借鑒意義。王少平和歐陽志剛（2007）在對我國省際面板數(shù)據(jù)的研究時發(fā)現(xiàn)，城鄉(xiāng)收入差距對經(jīng)濟增長的影響分為兩個階段，前者為正，后者為負(fù)。贠鴻琬（2009）對河南省城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟增長因果關(guān)系進(jìn)行實證檢驗，結(jié)果表明河南城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟增長間既存在雙向格蘭杰因果關(guān)系，也存在著長期穩(wěn)定的關(guān)系。劉少奎（2012）研究了浙江省城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟增長的關(guān)系表明，在短期內(nèi)，城鄉(xiāng)收入差距的擴大能夠促進(jìn)經(jīng)濟的增長，但隨著差距的拉大，對經(jīng)濟增長則會轉(zhuǎn)為抑制作用。截止目前，對江蘇省城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟增長關(guān)系的研究卻無人問津。

三、江蘇省城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟增長關(guān)系的實證研究

（一）指標(biāo)的選取。本文采用江蘇1978-2012年的城鄉(xiāng)收入比和人均 GDP 來研究城鄉(xiāng)收入差距和經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，分別用RI和PG表示。為了消除物價因素的影響，本文以1978年為基期對人均PG進(jìn)行平減，并且對兩個指標(biāo)都進(jìn)行對數(shù)化處理，使得估計參數(shù)具有彈性的意義，記為 LRI 和 LPG。

（二）倒 U 型曲線的驗證。研究城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟增長關(guān)系中的重要問題就是確定地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟增長是否是“倒 U” 型曲線。本文在借鑒前人研究的基礎(chǔ)上，選取LRI作為被解釋變量；以 LPG作為解釋變量，觀察兩者之間的趨勢如圖1：

圖1江蘇省 1978-2012 年城鄉(xiāng)收入差距和經(jīng)濟增長的關(guān)系

由圖1可以看出1978-2012年江蘇城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟增長經(jīng)歷了幾次波動，但總體上呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系。結(jié)合“倒 U”理論的性質(zhì)，本文采用一元二次方程的形式對江蘇省城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟增長進(jìn)行擬合，模型如下：

LRIt=α+β1LPGt+β2LPG2t+εt

式中： LRIt為第t年的對數(shù)化城鄉(xiāng)收入比（以下簡稱城鄉(xiāng)收入比）；LPGt為第t年的對數(shù)化人均 GDP（以下簡稱人均

GDP）；εt為隨機誤差。運用EViews7對江蘇1978-2012年的數(shù)據(jù)進(jìn)行擬合，結(jié)果如表1：

表1回歸結(jié)果

R2=0.7671，調(diào)整的 R2=0.7526，模型的F值=52.7158，模型的P值=0.0000，D.W.=0.4331

由表可知，二次項系數(shù)β2=0.0112是正數(shù)，這意味著根據(jù)1978—2012年江蘇省城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟增長數(shù)據(jù)，兩者之間的關(guān)系不成“倒U型”，而是“正U型”。由于判定系數(shù)和調(diào)整后的判定系數(shù)都不高，而且模型中的t值都未通過檢驗，另外D.

W.=0.4331表明模型存在較嚴(yán)重的正自相關(guān)。故引入二階自回歸和解釋變量的三次方，設(shè)模型為：

LRIt=α+β1LPGt+β2LPG2t+β3LPG3t+γ1AR（1）+γ2AR（2）+εt

運用 EViews7 再次進(jìn)行擬合，結(jié)果如表2：

表 2引入AR項和解釋變量3次方后的回歸結(jié)果

R2=0.9563 ，調(diào)整的R2=0.9482，模型的F值=118.0730，模型的P值=0.0000，D.W.=1.9720

模型的判定系數(shù)得到了顯著的提高，達(dá)到了0.9563，模型的F值也通過了檢驗，在5%的顯著性水平下，模型各系數(shù)的t值也都通過了檢驗。另外，D.W. =1.9720，表明不存在自相關(guān)。因此，可以說模型的擬合優(yōu)度較好。

由此可以得到由1978-2012年江蘇省城鄉(xiāng)收入差距和經(jīng)濟增長的關(guān)系式：

LRIt=9.3577-4.2219LPGt+0.6457LPG2t-0.0313LPG3t+1.2879AR（1）-0.6954AR（2）

根據(jù)數(shù)學(xué)知識，此函數(shù)先遞減再遞增最后又遞減，并且在大約LPG=6時，城鄉(xiāng)收入比LRI最小，而在大約LPG=8時，城鄉(xiāng)收入比LRI達(dá)到這段時期內(nèi)最大。它的現(xiàn)實意義就是說在

1992年到1995年間，城鄉(xiāng)收入比LRI達(dá)到最?。欢?009年到2012年間甚至之后才達(dá)到LPG=8的水平，也就是說江蘇“倒U”型的拐點可能還未到來。

四、城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟增長之間的互動關(guān)系

通過對江蘇城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟增長之間的“倒 U”型曲線的驗證，表江蘇城鄉(xiāng)收入差距未到達(dá)最大值，但該驗證沒有解釋城鄉(xiāng)收入差距和經(jīng)濟增長之間是否存在長期均衡關(guān)系、兩者如何互相影響以及有怎樣的因果關(guān)系。下面通過協(xié)整檢驗以及格蘭杰因果檢驗的方法就這些問題進(jìn)行分析。

（一）協(xié)整檢驗。以LRI為因變量，LPG為自變量建立回歸方程，通過協(xié)整驗證兩者之間的長期均衡關(guān)系。設(shè)模型為：

LRIt=α+βLPGt+εt

用 EViews7 再次進(jìn)行OLS擬合并對其殘差序列■進(jìn)行ADF檢驗，結(jié)果如表3：

表3 殘差序列的 ADF 檢驗

注：( C,T,L)的值為（0,0,0），是說對進(jìn)行ADF檢驗時無截距項和趨勢項，滯后階數(shù)為0。

由表3可知，在殘差序列的單位根檢驗中，ADF值在1%和5%顯著性水平情況下均大于其臨界值，但在顯著性水平為5%情況下，ADF值小于臨界值，因此可認(rèn)為序列LRI和LPG之間存在協(xié)整關(guān)系，即江蘇城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟增長之間存在長期均衡關(guān)系。

（二）格蘭杰因果檢驗。本文采用格蘭杰因果檢驗，通過選取不同的滯后期，可得到兩變量間的格蘭杰因果檢驗結(jié)果（見表4）。

由表4可知，在顯著性水平為5%情況下，LRI是LPG的格蘭杰原因，江蘇城鄉(xiāng)收入差距的擴大促進(jìn)經(jīng)濟增長。該結(jié)果驗證了勞動剩余型發(fā)展中國家二元經(jīng)濟理論模型，城鄉(xiāng)收入差距是勞動力由農(nóng)村轉(zhuǎn)移到城市的動力，江蘇城市較高的收入水平吸引了大量的農(nóng)村剩余勞動力，促進(jìn)了江蘇經(jīng)濟快速增長。

而 LPG 并未表現(xiàn)為 LRI 的格蘭杰原因。根據(jù)勞動剩余型發(fā)展中國家二元經(jīng)濟理論，城市發(fā)展受最適人口規(guī)律約束，過大的城鄉(xiāng)收入差距，會使得城市人口超過最適度人口規(guī)模，從而會抑制經(jīng)濟效率的提高。同時GRANGER檢驗的結(jié)果顯示，在滯后期6期時，兩個原假設(shè)都被拒絕，也就意味著在長期中，經(jīng)濟增長也是城鄉(xiāng)收入差距的原因，兩者是互為因果的關(guān)系。

表4LUR 和 LPG 的格蘭杰因果關(guān)系檢驗結(jié)果

五、結(jié)論

通過對江蘇1978—2012年人均GDP與城鄉(xiāng)收入差距的實證分析，可以得到如下結(jié)論：

（一）江蘇城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟增長大致呈“倒 U”型曲線的關(guān)系。自1990年來，江蘇省的城鄉(xiāng)收入差距是在波動中呈增長的趨勢，尤其從1994年之后，增長現(xiàn)象十分明顯，模型顯示城鄉(xiāng)收入差距并未到達(dá)拐點。

（二）協(xié)整檢驗表明，江蘇城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟增長間存在長期均衡關(guān)系。格蘭杰因果檢驗表明，在短期內(nèi)，江蘇城鄉(xiāng)收入差距是經(jīng)濟增長的單向格蘭杰原因，短期內(nèi)城鄉(xiāng)收入差距的擴大能拉動經(jīng)濟的增長。同時GRANGER檢驗的顯示，長期看經(jīng)濟增長與城鄉(xiāng)收入差距互為因果，故必須保持城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展。

參考文獻(xiàn)：

[1] 劉學(xué)良.中國收入差距的分解：1995-2006[J].經(jīng)濟科學(xué)，2008，(3)：5-19

[2] 范亞舟，王立勇.收入差距與經(jīng)濟增長研究新動態(tài)[J].經(jīng)濟理論與經(jīng)濟管理，2012，(8)：65-80

[3] 廖信林，王立勇，陳娜.收入差距對經(jīng)濟增長的影響軌跡呈倒Ｕ型曲線嗎—來自轉(zhuǎn)型國家的經(jīng)驗證據(jù)[J].財貿(mào)經(jīng)濟，2012，(9)：109-116

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摘要：選取對數(shù)化人均GDP衡量經(jīng)濟增長，對數(shù)化城鄉(xiāng)收入比衡量城鄉(xiāng)收入差距，運用協(xié)整檢驗和格蘭杰因果檢驗對江蘇1978-2012年的城鄉(xiāng)收入差距和經(jīng)濟增長數(shù)據(jù)進(jìn)行實證研究，結(jié)果表明：（1）二元經(jīng)濟模型在江蘇省具有一定的適用性；（2）江蘇城鄉(xiāng)收入差距并未達(dá)到“倒U”型的拐點，還處在左側(cè)；（3）在短期內(nèi)，城鄉(xiāng)收入差距的擴大能夠拉動經(jīng)濟的增長，但隨著差距的拉大，會反方向抑制經(jīng)濟。

關(guān)鍵詞：江蘇經(jīng)濟發(fā)展；城鄉(xiāng)收入差距；經(jīng)濟增長一、引言

改革開放以來，我國的經(jīng)濟快速發(fā)展。但在經(jīng)濟發(fā)展的同時，獨特的“二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)”造成的城鄉(xiāng)收入差距問題也不可忽視。江蘇作為我國經(jīng)濟發(fā)展的典范，GDP在2012年達(dá)54058.22億元，占當(dāng)年全國GDP的10.42%，而江蘇城鄉(xiāng)的貧富差距也非常明顯。本文基于城鄉(xiāng)發(fā)展理論，建立城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟增長的模型，對江蘇1978—2012年的經(jīng)濟數(shù)據(jù)進(jìn)行實證分析，為江蘇更好的發(fā)展奠定基礎(chǔ)。

二、相關(guān)理論研究

由于我國存在獨特的二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)，因此，國內(nèi)學(xué)者的研究更有借鑒意義。王少平和歐陽志剛（2007）在對我國省際面板數(shù)據(jù)的研究時發(fā)現(xiàn)，城鄉(xiāng)收入差距對經(jīng)濟增長的影響分為兩個階段，前者為正，后者為負(fù)。贠鴻琬（2009）對河南省城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟增長因果關(guān)系進(jìn)行實證檢驗，結(jié)果表明河南城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟增長間既存在雙向格蘭杰因果關(guān)系，也存在著長期穩(wěn)定的關(guān)系。劉少奎（2012）研究了浙江省城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟增長的關(guān)系表明，在短期內(nèi)，城鄉(xiāng)收入差距的擴大能夠促進(jìn)經(jīng)濟的增長，但隨著差距的拉大，對經(jīng)濟增長則會轉(zhuǎn)為抑制作用。截止目前，對江蘇省城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟增長關(guān)系的研究卻無人問津。

三、江蘇省城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟增長關(guān)系的實證研究

（一）指標(biāo)的選取。本文采用江蘇1978-2012年的城鄉(xiāng)收入比和人均 GDP 來研究城鄉(xiāng)收入差距和經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，分別用RI和PG表示。為了消除物價因素的影響，本文以1978年為基期對人均PG進(jìn)行平減，并且對兩個指標(biāo)都進(jìn)行對數(shù)化處理，使得估計參數(shù)具有彈性的意義，記為 LRI 和 LPG。

（二）倒 U 型曲線的驗證。研究城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟增長關(guān)系中的重要問題就是確定地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟增長是否是“倒 U” 型曲線。本文在借鑒前人研究的基礎(chǔ)上，選取LRI作為被解釋變量；以 LPG作為解釋變量，觀察兩者之間的趨勢如圖1：

圖1江蘇省 1978-2012 年城鄉(xiāng)收入差距和經(jīng)濟增長的關(guān)系

由圖1可以看出1978-2012年江蘇城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟增長經(jīng)歷了幾次波動，但總體上呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系。結(jié)合“倒 U”理論的性質(zhì)，本文采用一元二次方程的形式對江蘇省城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟增長進(jìn)行擬合，模型如下：

LRIt=α+β1LPGt+β2LPG2t+εt

式中： LRIt為第t年的對數(shù)化城鄉(xiāng)收入比（以下簡稱城鄉(xiāng)收入比）；LPGt為第t年的對數(shù)化人均 GDP（以下簡稱人均

GDP）；εt為隨機誤差。運用EViews7對江蘇1978-2012年的數(shù)據(jù)進(jìn)行擬合，結(jié)果如表1：

表1回歸結(jié)果

R2=0.7671，調(diào)整的 R2=0.7526，模型的F值=52.7158，模型的P值=0.0000，D.W.=0.4331

由表可知，二次項系數(shù)β2=0.0112是正數(shù)，這意味著根據(jù)1978—2012年江蘇省城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟增長數(shù)據(jù)，兩者之間的關(guān)系不成“倒U型”，而是“正U型”。由于判定系數(shù)和調(diào)整后的判定系數(shù)都不高，而且模型中的t值都未通過檢驗，另外D.

W.=0.4331表明模型存在較嚴(yán)重的正自相關(guān)。故引入二階自回歸和解釋變量的三次方，設(shè)模型為：

LRIt=α+β1LPGt+β2LPG2t+β3LPG3t+γ1AR（1）+γ2AR（2）+εt

運用 EViews7 再次進(jìn)行擬合，結(jié)果如表2：

表 2引入AR項和解釋變量3次方后的回歸結(jié)果

R2=0.9563 ，調(diào)整的R2=0.9482，模型的F值=118.0730，模型的P值=0.0000，D.W.=1.9720

模型的判定系數(shù)得到了顯著的提高，達(dá)到了0.9563，模型的F值也通過了檢驗，在5%的顯著性水平下，模型各系數(shù)的t值也都通過了檢驗。另外，D.W. =1.9720，表明不存在自相關(guān)。因此，可以說模型的擬合優(yōu)度較好。

由此可以得到由1978-2012年江蘇省城鄉(xiāng)收入差距和經(jīng)濟增長的關(guān)系式：

LRIt=9.3577-4.2219LPGt+0.6457LPG2t-0.0313LPG3t+1.2879AR（1）-0.6954AR（2）

根據(jù)數(shù)學(xué)知識，此函數(shù)先遞減再遞增最后又遞減，并且在大約LPG=6時，城鄉(xiāng)收入比LRI最小，而在大約LPG=8時，城鄉(xiāng)收入比LRI達(dá)到這段時期內(nèi)最大。它的現(xiàn)實意義就是說在

1992年到1995年間，城鄉(xiāng)收入比LRI達(dá)到最?。欢?009年到2012年間甚至之后才達(dá)到LPG=8的水平，也就是說江蘇“倒U”型的拐點可能還未到來。

四、城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟增長之間的互動關(guān)系

通過對江蘇城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟增長之間的“倒 U”型曲線的驗證，表江蘇城鄉(xiāng)收入差距未到達(dá)最大值，但該驗證沒有解釋城鄉(xiāng)收入差距和經(jīng)濟增長之間是否存在長期均衡關(guān)系、兩者如何互相影響以及有怎樣的因果關(guān)系。下面通過協(xié)整檢驗以及格蘭杰因果檢驗的方法就這些問題進(jìn)行分析。

（一）協(xié)整檢驗。以LRI為因變量，LPG為自變量建立回歸方程，通過協(xié)整驗證兩者之間的長期均衡關(guān)系。設(shè)模型為：

LRIt=α+βLPGt+εt

用 EViews7 再次進(jìn)行OLS擬合并對其殘差序列■進(jìn)行ADF檢驗，結(jié)果如表3：

表3 殘差序列的 ADF 檢驗

注：( C,T,L)的值為（0,0,0），是說對進(jìn)行ADF檢驗時無截距項和趨勢項，滯后階數(shù)為0。

由表3可知，在殘差序列的單位根檢驗中，ADF值在1%和5%顯著性水平情況下均大于其臨界值，但在顯著性水平為5%情況下，ADF值小于臨界值，因此可認(rèn)為序列LRI和LPG之間存在協(xié)整關(guān)系，即江蘇城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟增長之間存在長期均衡關(guān)系。

（二）格蘭杰因果檢驗。本文采用格蘭杰因果檢驗，通過選取不同的滯后期，可得到兩變量間的格蘭杰因果檢驗結(jié)果（見表4）。

由表4可知，在顯著性水平為5%情況下，LRI是LPG的格蘭杰原因，江蘇城鄉(xiāng)收入差距的擴大促進(jìn)經(jīng)濟增長。該結(jié)果驗證了勞動剩余型發(fā)展中國家二元經(jīng)濟理論模型，城鄉(xiāng)收入差距是勞動力由農(nóng)村轉(zhuǎn)移到城市的動力，江蘇城市較高的收入水平吸引了大量的農(nóng)村剩余勞動力，促進(jìn)了江蘇經(jīng)濟快速增長。

而 LPG 并未表現(xiàn)為 LRI 的格蘭杰原因。根據(jù)勞動剩余型發(fā)展中國家二元經(jīng)濟理論，城市發(fā)展受最適人口規(guī)律約束，過大的城鄉(xiāng)收入差距，會使得城市人口超過最適度人口規(guī)模，從而會抑制經(jīng)濟效率的提高。同時GRANGER檢驗的結(jié)果顯示，在滯后期6期時，兩個原假設(shè)都被拒絕，也就意味著在長期中，經(jīng)濟增長也是城鄉(xiāng)收入差距的原因，兩者是互為因果的關(guān)系。

表4LUR 和 LPG 的格蘭杰因果關(guān)系檢驗結(jié)果

五、結(jié)論

通過對江蘇1978—2012年人均GDP與城鄉(xiāng)收入差距的實證分析，可以得到如下結(jié)論：

（一）江蘇城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟增長大致呈“倒 U”型曲線的關(guān)系。自1990年來，江蘇省的城鄉(xiāng)收入差距是在波動中呈增長的趨勢，尤其從1994年之后，增長現(xiàn)象十分明顯，模型顯示城鄉(xiāng)收入差距并未到達(dá)拐點。

（二）協(xié)整檢驗表明，江蘇城鄉(xiāng)收入差距與經(jīng)濟增長間存在長期均衡關(guān)系。格蘭杰因果檢驗表明，在短期內(nèi)，江蘇城鄉(xiāng)收入差距是經(jīng)濟增長的單向格蘭杰原因，短期內(nèi)城鄉(xiāng)收入差距的擴大能拉動經(jīng)濟的增長。同時GRANGER檢驗的顯示，長期看經(jīng)濟增長與城鄉(xiāng)收入差距互為因果，故必須保持城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展。

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