我国城乡居民收入差距与教育投入差距的关系分析

曲双红，徐雅静

（郑州轻工业学院 数学与信息科学系，河南 郑州 450002）

我国城乡居民收入差距与教育投入差距的关系分析

曲双红，徐雅静

（郑州轻工业学院 数学与信息科学系，河南 郑州 450002）

本文探讨了我国城乡居民收入差距与教育投入差距之间的关系.结果表明两者之间既存在长期的均衡关系，又存在短期的动态关系，随后根据我国实际情况，提出相应建议.

收入差距；教育投入差距；长期均衡；短期波动

1 引言

我国城乡差距问题是一个既古老又现实的问题，而且随着社会的发展，这一问题在一定程度上已经阻碍了我国的经济发展，影响了我国社会现代化的进程和目前我国和谐社会的建设，必须引起高度重视.提高国民素质的重中之重在教育，所以城乡差距就集中表现在城乡居民的收入差距和教育投入差距上，因此，研究城乡居民的收入差距和教育投入差距，寻找这些差距产生的原因，有利于缓解我国城乡差距过大的问题，有效地统筹城乡经济发展，从而促进整体国民经济的健康发展.

近年来，我国学者对居民收入和消费进行了一系列的研究，视角主要集中在单纯地研究农村居民的收入与消费的关系或单纯地研究城镇居民的收入与消费的关系上，当然也有学者研究收入差距或消费差距的，张启春等[1]建立回归模型比较分析了城乡居民基本消费支出方面的差别，朱高林[2]仅基于2005年数据对我国城镇居民消费差距作了分析，刘志仁等[3]通过协整检验并建立误差修正模型对我国1981~2005年间金融非均衡发展与城乡消费差距之间的长、短期关系进行了实证研究.本文从一种新的视角，利用协整理论对我国城乡居民的收入差距和教育投入差距进行了研究，探讨了二者之间的关系，并根据实证结论提出相应的政策建议.

2 数据说明与研究方法

2.1 数据说明

本文所选用的数据样本区间为1985~2010年.从《新中国五十年统计资料汇编》及2000~2011年《中国统计年鉴》中，选出各年的城镇居民人均可支配收入、农村居民人均纯收入、城镇居民人均全年教育投入、城镇居民人均全年教育投入的时间序列数据，同时，为了消除物价因素的影响，本文在分析前以1985年为基期，对原始名义数据进行调整得到收入与教育投入的实际值.

对于调整后的数据，本文用城镇居民人均可支配收入与农村居民人均纯收入之差作为城乡收入差距.应注意的是，这两个收入概念与国际标准的住户可支配收入的定义仍有一定的差别，相对于标准的定义，存在低估的问题，其中城镇居民人均可支配收入的低估程度要大于农村居民人均纯收入的低估程度，但现阶段还难以按照国际标准的住户可支配收入的定义来测度城乡收入差距[4].本文用城镇居民人均全年教育投入与农村居民人均全年教育投入之差作为城乡教育投入差距.考虑到数据的自然对数变换可以消除数据中的异方差，使其成为平稳序列，同时原数据的协整关系也没有改变，所以本文对上述两个指标数据采用对数形式，分别记为l n s和l n j.

2.2 研究方法

传统的线性回归建模通常假定时间序列是平稳的，而对非平稳时间序列作线性回归时可能产生所谓的“伪回归”，20世纪80年代中后期发展起来的协整理论把时间序列分析中短期动态模型与长期均衡模型的优点结合起来，为非平稳时间序列的建模提供了很好的解决方法.本文采用协整理论，对上述数据进行分析，探索两者间的内在关系，以期发现两者之间是否存在动态均衡关系和因果关系.

3 实证分析

3.1 平稳性检验

先对两个时间序列进行平稳性检验，这里采用A D F单位根检验，结果如表1：

表1 变量的A D F检验结果

从表1可以看出，序列l n j和序列l n s序列都是非平稳的，但一阶差分序列在1%的显著水平下拒绝单位根的假设，为平稳序列，所以序列l n j和序列l n s均为1阶单整序列.

3.2 协整检验

根据协整理论，对于具有同阶单整的两个时间序列，可以通过判断其线性组合是否平稳来判断它们的协整性，如果残差平稳，则二者存在协整关系，反之，不具有协整关系.用E G两步法，第一步，先对l n j和序列l n s坐最小二乘回归，得到

t检验统计量的p值为0，说明参数显著，拟合优度为0.986053，说明模型显著.

第二步，对残差et进行平稳性检验，结果的p值为0.0035，说明在1%的显著水平下，残差序列不存在单位根，是平稳的.也就是说，我国城乡居民的收入差距和教育投入差距之间存在长期的协整关系，教育投入差距对收入差距的长期弹性为0.952626，及收入差距增加1%，对教育投入差距的作用就增加0.952626%.

3.2 格兰杰因果关系检验

协整关系表明我国城乡居民的收入差距与教育投入差距之间存在长期均衡关系，它们之间是否存在因果关系，还需进一步进行格兰杰因果检验.由于模型的检验结果敏感地依赖于滞后期的选择，本检验按照A I C准则确定滞后期，检验结果见表2.

表2 变量的因果关系检验

由表2可以看出，从长期来看，在10%显著水平下，拒绝l n s不是l n j的格兰杰原因和l n j不是l n s的格兰杰原因的原假设，即认为城乡居民收入差距和教育投入差距之间存在双向的因果关系.

3.3.误差修正模型

为得到l n j与l n s之间的短期波动关系，需要建立误差修正模型.利用E v i e w s 6.0计量经济软件，得到误差修正模型为：

上述结果表明，城乡居民教育投入差距的变化不仅取决于收入差距的变化，而且取决于上一期收入差距的变化和上一期教育投入差距对均衡水平的偏离，误差项e c m估计的系数-0.217862体现了对偏离的修正，上一期偏离越远，本期修正的量就越大，即系统存在误差修正机制.

4 结论及政策建议

(1)在1985~2010年间，我国城乡居民的收入差距和教育投入差距之间既存在长期均衡的协整关系，也存在短期的动态关系，这符合经济理论的预测.l n s关于l n j的长期弹性系数为0.952626，这两者存在长期共同增长的协同关系，这说明，收入差距的拉大是制约教育投入差距的重要因素.

(2)格兰杰因果检验表明，城乡居民收入差距和教育投入差距存在双向的因果关系.这进一步说明，要想普遍提高国民素质，必须加大教育投入力度，特别是农村地区，也就是说，要想缩小城乡的教育投入差距，只有不断增加农民收入，缩小城乡居民收入差距；反过来说，要想缩小收入差距，达到共同富裕，必须缩小教育投入差距，也就是政策扶持，加大农村教育投入力度.

(3)误差修正项的系数为负，这个结论与误差修正机制相一致，–0.217862说明当短期波动偏离长期均衡时，将以21.79%的调整力度将非均衡状态拉回到均衡状态，即以21.79%的比例对下一年的?l n j的取值产生影响.

〔1〕张启春，冯晓莉.我国城乡居民消费差距实证分析（1985-2005）[J].学术界，2007（4）.

〔2〕朱高林.中国城镇居民消费差距分析—基于2005年度数据[J].云南财经大学学报，2007（8）.

〔3〕刘志仁，黎翠梅.金融非均衡性发展与城乡居民消费差距研究[J].消费经济，2007（12）.

〔4〕李实.中国个人收入分配研究回顾与展望[J].经济学（季刊），2003（2）.

〔5〕我国教育投资与经济增长的长期均衡与短期波动关系

分析[J].统计与决策，2010（2）.

G 521

A

1673-260X（2012）07-0043-02

河南省科学技术研究项目（112300410156）；河南省教育厅自然科学基金（2011A110022）