1978-2012年江苏城乡收入差距与经济增长的实证研究

顾程亮

摘要：选取对数化人均GDP衡量经济增长，对数化城乡收入比衡量城乡收入差距，运用协整检验和格兰杰因果检验对江苏1978-2012年的城乡收入差距和经济增长数据进行实证研究，结果表明：（1）二元经济模型在江苏省具有一定的适用性；（2）江苏城乡收入差距并未达到“倒U”型的拐点，还处在左侧；（3）在短期内，城乡收入差距的扩大能够拉动经济的增长，但随着差距的拉大，会反方向抑制经济。

关键词：江苏经济发展；城乡收入差距；经济增长一、引言

改革开放以来，我国的经济快速发展。但在经济发展的同时，独特的“二元经济结构”造成的城乡收入差距问题也不可忽视。江苏作为我国经济发展的典范，GDP在2012年达54058.22亿元，占当年全国GDP的10.42%，而江苏城乡的贫富差距也非常明显。本文基于城乡发展理论，建立城乡收入差距与经济增长的模型，对江苏1978—2012年的经济数据进行实证分析，为江苏更好的发展奠定基础。

二、相关理论研究

由于我国存在独特的二元经济结构，因此，国内学者的研究更有借鉴意义。王少平和欧阳志刚（2007）在对我国省际面板数据的研究时发现，城乡收入差距对经济增长的影响分为两个阶段，前者为正，后者为负。贠鸿琬（2009）对河南省城乡收入差距与经济增长因果关系进行实证检验，结果表明河南城乡收入差距与经济增长间既存在双向格兰杰因果关系，也存在着长期稳定的关系。刘少奎（2012）研究了浙江省城乡收入差距与经济增长的关系表明，在短期内，城乡收入差距的扩大能够促进经济的增长，但随着差距的拉大，对经济增长则会转为抑制作用。截止目前，对江苏省城乡收入差距与经济增长关系的研究却无人问津。

三、江苏省城乡收入差距与经济增长关系的实证研究

（一）指标的选取。本文采用江苏1978-2012年的城乡收入比和人均 GDP 来研究城乡收入差距和经济增长之间的关系，分别用RI和PG表示。为了消除物价因素的影响，本文以1978年为基期对人均PG进行平减，并且对两个指标都进行对数化处理，使得估计参数具有弹性的意义，记为 LRI 和 LPG。

（二）倒 U 型曲线的验证。研究城乡收入差距与经济增长关系中的重要问题就是确定地区城乡收入差距与经济增长是否是“倒 U” 型曲线。本文在借鉴前人研究的基础上，选取LRI作为被解释变量；以 LPG作为解释变量，观察两者之间的趋势如图1：

图1江苏省 1978-2012 年城乡收入差距和经济增长的关系

由图1可以看出1978-2012年江苏城乡收入差距与经济增长经历了几次波动，但总体上呈现正相关关系。结合“倒 U”理论的性质，本文采用一元二次方程的形式对江苏省城乡收入差距与经济增长进行拟合，模型如下：

LRIt=α+β1LPGt+β2LPG2t+εt

式中： LRIt为第t年的对数化城乡收入比（以下简称城乡收入比）；LPGt为第t年的对数化人均 GDP（以下简称人均

GDP）；εt为随机误差。运用EViews7对江苏1978-2012年的数据进行拟合，结果如表1：

表1回归结果

R2=0.7671，调整的 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，二次项系数β2=0.0112是正数，这意味着根据1978—2012年江苏省城乡收入差距与经济增长数据，两者之间的关系不成“倒U型”，而是“正U型”。由于判定系数和调整后的判定系数都不高，而且模型中的t值都未通过检验，另外D.

W.=0.4331表明模型存在较严重的正自相关。故引入二阶自回归和解释变量的三次方，设模型为：

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

运用 EViews7 再次进行拟合，结果如表2：

表 2引入AR项和解释变量3次方后的回归结果

R2=0.9563 ，调整的R2=0.9482，模型的F值=118.0730，模型的P值=0.0000，D.W.=1.9720

模型的判定系数得到了显著的提高，达到了0.9563，模型的F值也通过了检验，在5%的显著性水平下，模型各系数的t值也都通过了检验。另外，D.W. =1.9720，表明不存在自相关。因此，可以说模型的拟合优度较好。

由此可以得到由1978-2012年江苏省城乡收入差距和经济增长的关系式：

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

根据数学知识，此函数先递减再递增最后又递减，并且在大约LPG=6时，城乡收入比LRI最小，而在大约LPG=8时，城乡收入比LRI达到这段时期内最大。它的现实意义就是说在

1992年到1995年间，城乡收入比LRI达到最小；而在2009年到2012年间甚至之后才达到LPG=8的水平，也就是说江苏“倒U”型的拐点可能还未到来。

四、城乡收入差距与经济增长之间的互动关系

通过对江苏城乡收入差距与经济增长之间的“倒 U”型曲线的验证，表江苏城乡收入差距未到达最大值，但该验证没有解释城乡收入差距和经济增长之间是否存在长期均衡关系、两者如何互相影响以及有怎样的因果关系。下面通过协整检验以及格兰杰因果检验的方法就这些问题进行分析。

（一）协整检验。以LRI为因变量，LPG为自变量建立回归方程，通过协整验证两者之间的长期均衡关系。设模型为：

LRIt=α+βLPGt+εt

用 EViews7 再次进行OLS拟合并对其残差序列■进行ADF检验，结果如表3：

表3 残差序列的 ADF 检验

注：( C,T,L)的值为（0,0,0），是说对进行ADF检验时无截距项和趋势项，滞后阶数为0。

由表3可知，在残差序列的单位根检验中，ADF值在1%和5%显著性水平情况下均大于其临界值，但在显著性水平为5%情况下，ADF值小于临界值，因此可认为序列LRI和LPG之间存在协整关系，即江苏城乡收入差距与经济增长之间存在长期均衡关系。

（二）格兰杰因果检验。本文采用格兰杰因果检验，通过选取不同的滞后期，可得到两变量间的格兰杰因果检验结果（见表4）。

由表4可知，在显著性水平为5%情况下，LRI是LPG的格兰杰原因，江苏城乡收入差距的扩大促进经济增长。该结果验证了劳动剩余型发展中国家二元经济理论模型，城乡收入差距是劳动力由农村转移到城市的动力，江苏城市较高的收入水平吸引了大量的农村剩余劳动力，促进了江苏经济快速增长。

而 LPG 并未表现为 LRI 的格兰杰原因。根据劳动剩余型发展中国家二元经济理论，城市发展受最适人口规律约束，过大的城乡收入差距，会使得城市人口超过最适度人口规模，从而会抑制经济效率的提高。同时GRANGER检验的结果显示，在滞后期6期时，两个原假设都被拒绝，也就意味着在长期中，经济增长也是城乡收入差距的原因，两者是互为因果的关系。

表4LUR 和 LPG 的格兰杰因果关系检验结果

五、结论

通过对江苏1978—2012年人均GDP与城乡收入差距的实证分析，可以得到如下结论：

（一）江苏城乡收入差距与经济增长大致呈“倒 U”型曲线的关系。自1990年来，江苏省的城乡收入差距是在波动中呈增长的趋势，尤其从1994年之后，增长现象十分明显，模型显示城乡收入差距并未到达拐点。

（二）协整检验表明，江苏城乡收入差距与经济增长间存在长期均衡关系。格兰杰因果检验表明，在短期内，江苏城乡收入差距是经济增长的单向格兰杰原因，短期内城乡收入差距的扩大能拉动经济的增长。同时GRANGER检验的显示，长期看经济增长与城乡收入差距互为因果，故必须保持城乡协调发展。

参考文献：

[1] 刘学良.中国收入差距的分解：1995-2006[J].经济科学，2008，(3)：5-19

[2] 范亚舟，王立勇.收入差距与经济增长研究新动态[J].经济理论与经济管理，2012，(8)：65-80

[3] 廖信林，王立勇，陈娜.收入差距对经济增长的影响轨迹呈倒Ｕ型曲线吗—来自转型国家的经验证据[J].财贸经济，2012，(9)：109-116

endprint

摘要：选取对数化人均GDP衡量经济增长，对数化城乡收入比衡量城乡收入差距，运用协整检验和格兰杰因果检验对江苏1978-2012年的城乡收入差距和经济增长数据进行实证研究，结果表明：（1）二元经济模型在江苏省具有一定的适用性；（2）江苏城乡收入差距并未达到“倒U”型的拐点，还处在左侧；（3）在短期内，城乡收入差距的扩大能够拉动经济的增长，但随着差距的拉大，会反方向抑制经济。

关键词：江苏经济发展；城乡收入差距；经济增长一、引言

改革开放以来，我国的经济快速发展。但在经济发展的同时，独特的“二元经济结构”造成的城乡收入差距问题也不可忽视。江苏作为我国经济发展的典范，GDP在2012年达54058.22亿元，占当年全国GDP的10.42%，而江苏城乡的贫富差距也非常明显。本文基于城乡发展理论，建立城乡收入差距与经济增长的模型，对江苏1978—2012年的经济数据进行实证分析，为江苏更好的发展奠定基础。

二、相关理论研究

由于我国存在独特的二元经济结构，因此，国内学者的研究更有借鉴意义。王少平和欧阳志刚（2007）在对我国省际面板数据的研究时发现，城乡收入差距对经济增长的影响分为两个阶段，前者为正，后者为负。贠鸿琬（2009）对河南省城乡收入差距与经济增长因果关系进行实证检验，结果表明河南城乡收入差距与经济增长间既存在双向格兰杰因果关系，也存在着长期稳定的关系。刘少奎（2012）研究了浙江省城乡收入差距与经济增长的关系表明，在短期内，城乡收入差距的扩大能够促进经济的增长，但随着差距的拉大，对经济增长则会转为抑制作用。截止目前，对江苏省城乡收入差距与经济增长关系的研究却无人问津。

三、江苏省城乡收入差距与经济增长关系的实证研究

（一）指标的选取。本文采用江苏1978-2012年的城乡收入比和人均 GDP 来研究城乡收入差距和经济增长之间的关系，分别用RI和PG表示。为了消除物价因素的影响，本文以1978年为基期对人均PG进行平减，并且对两个指标都进行对数化处理，使得估计参数具有弹性的意义，记为 LRI 和 LPG。

（二）倒 U 型曲线的验证。研究城乡收入差距与经济增长关系中的重要问题就是确定地区城乡收入差距与经济增长是否是“倒 U” 型曲线。本文在借鉴前人研究的基础上，选取LRI作为被解释变量；以 LPG作为解释变量，观察两者之间的趋势如图1：

图1江苏省 1978-2012 年城乡收入差距和经济增长的关系

由图1可以看出1978-2012年江苏城乡收入差距与经济增长经历了几次波动，但总体上呈现正相关关系。结合“倒 U”理论的性质，本文采用一元二次方程的形式对江苏省城乡收入差距与经济增长进行拟合，模型如下：

LRIt=α+β1LPGt+β2LPG2t+εt

式中： LRIt为第t年的对数化城乡收入比（以下简称城乡收入比）；LPGt为第t年的对数化人均 GDP（以下简称人均

GDP）；εt为随机误差。运用EViews7对江苏1978-2012年的数据进行拟合，结果如表1：

表1回归结果

R2=0.7671，调整的 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，二次项系数β2=0.0112是正数，这意味着根据1978—2012年江苏省城乡收入差距与经济增长数据，两者之间的关系不成“倒U型”，而是“正U型”。由于判定系数和调整后的判定系数都不高，而且模型中的t值都未通过检验，另外D.

W.=0.4331表明模型存在较严重的正自相关。故引入二阶自回归和解释变量的三次方，设模型为：

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

运用 EViews7 再次进行拟合，结果如表2：

表 2引入AR项和解释变量3次方后的回归结果

R2=0.9563 ，调整的R2=0.9482，模型的F值=118.0730，模型的P值=0.0000，D.W.=1.9720

模型的判定系数得到了显著的提高，达到了0.9563，模型的F值也通过了检验，在5%的显著性水平下，模型各系数的t值也都通过了检验。另外，D.W. =1.9720，表明不存在自相关。因此，可以说模型的拟合优度较好。

由此可以得到由1978-2012年江苏省城乡收入差距和经济增长的关系式：

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

根据数学知识，此函数先递减再递增最后又递减，并且在大约LPG=6时，城乡收入比LRI最小，而在大约LPG=8时，城乡收入比LRI达到这段时期内最大。它的现实意义就是说在

1992年到1995年间，城乡收入比LRI达到最小；而在2009年到2012年间甚至之后才达到LPG=8的水平，也就是说江苏“倒U”型的拐点可能还未到来。

四、城乡收入差距与经济增长之间的互动关系

通过对江苏城乡收入差距与经济增长之间的“倒 U”型曲线的验证，表江苏城乡收入差距未到达最大值，但该验证没有解释城乡收入差距和经济增长之间是否存在长期均衡关系、两者如何互相影响以及有怎样的因果关系。下面通过协整检验以及格兰杰因果检验的方法就这些问题进行分析。

（一）协整检验。以LRI为因变量，LPG为自变量建立回归方程，通过协整验证两者之间的长期均衡关系。设模型为：

LRIt=α+βLPGt+εt

用 EViews7 再次进行OLS拟合并对其残差序列■进行ADF检验，结果如表3：

表3 残差序列的 ADF 检验

注：( C,T,L)的值为（0,0,0），是说对进行ADF检验时无截距项和趋势项，滞后阶数为0。

由表3可知，在残差序列的单位根检验中，ADF值在1%和5%显著性水平情况下均大于其临界值，但在显著性水平为5%情况下，ADF值小于临界值，因此可认为序列LRI和LPG之间存在协整关系，即江苏城乡收入差距与经济增长之间存在长期均衡关系。

（二）格兰杰因果检验。本文采用格兰杰因果检验，通过选取不同的滞后期，可得到两变量间的格兰杰因果检验结果（见表4）。

由表4可知，在显著性水平为5%情况下，LRI是LPG的格兰杰原因，江苏城乡收入差距的扩大促进经济增长。该结果验证了劳动剩余型发展中国家二元经济理论模型，城乡收入差距是劳动力由农村转移到城市的动力，江苏城市较高的收入水平吸引了大量的农村剩余劳动力，促进了江苏经济快速增长。

而 LPG 并未表现为 LRI 的格兰杰原因。根据劳动剩余型发展中国家二元经济理论，城市发展受最适人口规律约束，过大的城乡收入差距，会使得城市人口超过最适度人口规模，从而会抑制经济效率的提高。同时GRANGER检验的结果显示，在滞后期6期时，两个原假设都被拒绝，也就意味着在长期中，经济增长也是城乡收入差距的原因，两者是互为因果的关系。

表4LUR 和 LPG 的格兰杰因果关系检验结果

五、结论

通过对江苏1978—2012年人均GDP与城乡收入差距的实证分析，可以得到如下结论：

（一）江苏城乡收入差距与经济增长大致呈“倒 U”型曲线的关系。自1990年来，江苏省的城乡收入差距是在波动中呈增长的趋势，尤其从1994年之后，增长现象十分明显，模型显示城乡收入差距并未到达拐点。

（二）协整检验表明，江苏城乡收入差距与经济增长间存在长期均衡关系。格兰杰因果检验表明，在短期内，江苏城乡收入差距是经济增长的单向格兰杰原因，短期内城乡收入差距的扩大能拉动经济的增长。同时GRANGER检验的显示，长期看经济增长与城乡收入差距互为因果，故必须保持城乡协调发展。

参考文献：

[1] 刘学良.中国收入差距的分解：1995-2006[J].经济科学，2008，(3)：5-19

[2] 范亚舟，王立勇.收入差距与经济增长研究新动态[J].经济理论与经济管理，2012，(8)：65-80

[3] 廖信林，王立勇，陈娜.收入差距对经济增长的影响轨迹呈倒Ｕ型曲线吗—来自转型国家的经验证据[J].财贸经济，2012，(9)：109-116

endprint

摘要：选取对数化人均GDP衡量经济增长，对数化城乡收入比衡量城乡收入差距，运用协整检验和格兰杰因果检验对江苏1978-2012年的城乡收入差距和经济增长数据进行实证研究，结果表明：（1）二元经济模型在江苏省具有一定的适用性；（2）江苏城乡收入差距并未达到“倒U”型的拐点，还处在左侧；（3）在短期内，城乡收入差距的扩大能够拉动经济的增长，但随着差距的拉大，会反方向抑制经济。

关键词：江苏经济发展；城乡收入差距；经济增长一、引言

改革开放以来，我国的经济快速发展。但在经济发展的同时，独特的“二元经济结构”造成的城乡收入差距问题也不可忽视。江苏作为我国经济发展的典范，GDP在2012年达54058.22亿元，占当年全国GDP的10.42%，而江苏城乡的贫富差距也非常明显。本文基于城乡发展理论，建立城乡收入差距与经济增长的模型，对江苏1978—2012年的经济数据进行实证分析，为江苏更好的发展奠定基础。

二、相关理论研究

由于我国存在独特的二元经济结构，因此，国内学者的研究更有借鉴意义。王少平和欧阳志刚（2007）在对我国省际面板数据的研究时发现，城乡收入差距对经济增长的影响分为两个阶段，前者为正，后者为负。贠鸿琬（2009）对河南省城乡收入差距与经济增长因果关系进行实证检验，结果表明河南城乡收入差距与经济增长间既存在双向格兰杰因果关系，也存在着长期稳定的关系。刘少奎（2012）研究了浙江省城乡收入差距与经济增长的关系表明，在短期内，城乡收入差距的扩大能够促进经济的增长，但随着差距的拉大，对经济增长则会转为抑制作用。截止目前，对江苏省城乡收入差距与经济增长关系的研究却无人问津。

三、江苏省城乡收入差距与经济增长关系的实证研究

（一）指标的选取。本文采用江苏1978-2012年的城乡收入比和人均 GDP 来研究城乡收入差距和经济增长之间的关系，分别用RI和PG表示。为了消除物价因素的影响，本文以1978年为基期对人均PG进行平减，并且对两个指标都进行对数化处理，使得估计参数具有弹性的意义，记为 LRI 和 LPG。

（二）倒 U 型曲线的验证。研究城乡收入差距与经济增长关系中的重要问题就是确定地区城乡收入差距与经济增长是否是“倒 U” 型曲线。本文在借鉴前人研究的基础上，选取LRI作为被解释变量；以 LPG作为解释变量，观察两者之间的趋势如图1：

图1江苏省 1978-2012 年城乡收入差距和经济增长的关系

由图1可以看出1978-2012年江苏城乡收入差距与经济增长经历了几次波动，但总体上呈现正相关关系。结合“倒 U”理论的性质，本文采用一元二次方程的形式对江苏省城乡收入差距与经济增长进行拟合，模型如下：

LRIt=α+β1LPGt+β2LPG2t+εt

式中： LRIt为第t年的对数化城乡收入比（以下简称城乡收入比）；LPGt为第t年的对数化人均 GDP（以下简称人均

GDP）；εt为随机误差。运用EViews7对江苏1978-2012年的数据进行拟合，结果如表1：

表1回归结果

R2=0.7671，调整的 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，二次项系数β2=0.0112是正数，这意味着根据1978—2012年江苏省城乡收入差距与经济增长数据，两者之间的关系不成“倒U型”，而是“正U型”。由于判定系数和调整后的判定系数都不高，而且模型中的t值都未通过检验，另外D.

W.=0.4331表明模型存在较严重的正自相关。故引入二阶自回归和解释变量的三次方，设模型为：

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

运用 EViews7 再次进行拟合，结果如表2：

表 2引入AR项和解释变量3次方后的回归结果

R2=0.9563 ，调整的R2=0.9482，模型的F值=118.0730，模型的P值=0.0000，D.W.=1.9720

模型的判定系数得到了显著的提高，达到了0.9563，模型的F值也通过了检验，在5%的显著性水平下，模型各系数的t值也都通过了检验。另外，D.W. =1.9720，表明不存在自相关。因此，可以说模型的拟合优度较好。

由此可以得到由1978-2012年江苏省城乡收入差距和经济增长的关系式：

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

根据数学知识，此函数先递减再递增最后又递减，并且在大约LPG=6时，城乡收入比LRI最小，而在大约LPG=8时，城乡收入比LRI达到这段时期内最大。它的现实意义就是说在

1992年到1995年间，城乡收入比LRI达到最小；而在2009年到2012年间甚至之后才达到LPG=8的水平，也就是说江苏“倒U”型的拐点可能还未到来。

四、城乡收入差距与经济增长之间的互动关系

通过对江苏城乡收入差距与经济增长之间的“倒 U”型曲线的验证，表江苏城乡收入差距未到达最大值，但该验证没有解释城乡收入差距和经济增长之间是否存在长期均衡关系、两者如何互相影响以及有怎样的因果关系。下面通过协整检验以及格兰杰因果检验的方法就这些问题进行分析。

（一）协整检验。以LRI为因变量，LPG为自变量建立回归方程，通过协整验证两者之间的长期均衡关系。设模型为：

LRIt=α+βLPGt+εt

用 EViews7 再次进行OLS拟合并对其残差序列■进行ADF检验，结果如表3：

表3 残差序列的 ADF 检验

注：( C,T,L)的值为（0,0,0），是说对进行ADF检验时无截距项和趋势项，滞后阶数为0。

由表3可知，在残差序列的单位根检验中，ADF值在1%和5%显著性水平情况下均大于其临界值，但在显著性水平为5%情况下，ADF值小于临界值，因此可认为序列LRI和LPG之间存在协整关系，即江苏城乡收入差距与经济增长之间存在长期均衡关系。

（二）格兰杰因果检验。本文采用格兰杰因果检验，通过选取不同的滞后期，可得到两变量间的格兰杰因果检验结果（见表4）。

由表4可知，在显著性水平为5%情况下，LRI是LPG的格兰杰原因，江苏城乡收入差距的扩大促进经济增长。该结果验证了劳动剩余型发展中国家二元经济理论模型，城乡收入差距是劳动力由农村转移到城市的动力，江苏城市较高的收入水平吸引了大量的农村剩余劳动力，促进了江苏经济快速增长。

而 LPG 并未表现为 LRI 的格兰杰原因。根据劳动剩余型发展中国家二元经济理论，城市发展受最适人口规律约束，过大的城乡收入差距，会使得城市人口超过最适度人口规模，从而会抑制经济效率的提高。同时GRANGER检验的结果显示，在滞后期6期时，两个原假设都被拒绝，也就意味着在长期中，经济增长也是城乡收入差距的原因，两者是互为因果的关系。

表4LUR 和 LPG 的格兰杰因果关系检验结果

五、结论

通过对江苏1978—2012年人均GDP与城乡收入差距的实证分析，可以得到如下结论：

（一）江苏城乡收入差距与经济增长大致呈“倒 U”型曲线的关系。自1990年来，江苏省的城乡收入差距是在波动中呈增长的趋势，尤其从1994年之后，增长现象十分明显，模型显示城乡收入差距并未到达拐点。

（二）协整检验表明，江苏城乡收入差距与经济增长间存在长期均衡关系。格兰杰因果检验表明，在短期内，江苏城乡收入差距是经济增长的单向格兰杰原因，短期内城乡收入差距的扩大能拉动经济的增长。同时GRANGER检验的显示，长期看经济增长与城乡收入差距互为因果，故必须保持城乡协调发展。

参考文献：

[1] 刘学良.中国收入差距的分解：1995-2006[J].经济科学，2008，(3)：5-19

[2] 范亚舟，王立勇.收入差距与经济增长研究新动态[J].经济理论与经济管理，2012，(8)：65-80

[3] 廖信林，王立勇，陈娜.收入差距对经济增长的影响轨迹呈倒Ｕ型曲线吗—来自转型国家的经验证据[J].财贸经济，2012，(9)：109-116

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