城乡经济增长范文

城乡经济增长范文（精选10篇）

城乡经济增长 第1篇

一、变量选取与数据说明

城乡收入差距(INC)。本文选择泰尔指数度量城乡收入差距。由于我国城乡经济呈现出显著的二元结构特征,且农村人口占有绝对大的比重,运用泰尔指数度量城乡收入差距不仅可以反映城乡居民绝对收入的变化,而且可以反映了对应的城乡人口结构的变化,其定义和计算公式为:

其中,i=1,2分别表示城镇和农村,Pit表示t时期城镇(i=1)或者农村(i=2)人口数量,Pt表示t时期的总人口数;Yit表示t时期城镇(i=1)或者农村(i=2)的总收入(用相应的人口和人均收入之积表示),Yt表示t时期的总收入。

制度变迁(I)。制度是影响农村劳动力转移的主要因素,制度因素主要包括劳动就业制度、户籍制度和社会福利制度等;其中户籍制度是本源性制度,其他制度都是在此基础上建立的。制度因素对农村劳动力转移的影响主要体现在制度变迁促进城乡劳动力市场的发育,也就是说,城乡劳动力市场的发育过程就是制度变迁过程。本文在参考樊纲等(2004)、李勋来等(2005)对我国市场化进程与制度变迁测度方法的基础上,设定以下四个指标测度影响城乡劳动力市场发育的制度变迁过程。一是非国有部门就业率(FGJR)。即非国有部门就业人数占城镇就业人数的比重。由于非国有部门是农村转移劳动力的主要就业渠道,因而非国有部门就业率可以反映经济成分的变化对农村劳动力转移的影响。二是城市化率(CSHR)。即城镇人口占总人口的比例,这反映了农村劳动力转变为城市居民的速度。三是市场化分配资源比重(SCFR)。劳动力是一种重要的生产资源,市场分配劳动力资源的比重反映了制度的变迁与市场化的发展程度。本文采用GDP中由市场分配的比重近似反映资源分配的市场化程度。其计算公式为:(GDP-国家财政收入)/GDP(其中国家财政收入不包括国内外债务收入)。四是劳动力自由流动度(LDLI)。即农村转移到城镇就业的劳动力占城镇就业人员的比重(本文借鉴陆学艺(2004)的计算方法,农村转移到城镇就业劳动力=城镇就业人数-城镇职工人数),这大致反映了农村劳动力转移到城镇就业的自由程度。上述指标的测算结果如附录所示。进一步,本文借鉴王文博等(2002)、李勋来等(2005)的方法,运用SPSS18.0把非国有部门就业率、城市化率、市场化分配资源比重和劳动力自由流动度通过主成分分析将它们综合成一个指标,称为制度变迁。

经济增长(GDP)。本文采用实际经济增长率(基期为1978年)反映经济增长。

本文选取的样本区间为1978—2012年,数据根据历年《中国统计年鉴》、《中国劳动统计年鉴》计算所得。表1列出了各变量的描述性统计结果,图1—图3分别描述了1978年以来我国城乡收入差距、制度变迁及经济增长的趋势。

由图1可以看出,整体而言,城乡收入差距在波动中呈现逐步扩大的趋势。从局部看,城乡收入差距呈阶段性变化。1978—1994年,城乡收入差距在“W”型波动中上升;1995—2012年,城乡收入差距呈反“N”型波动变化。改革开放以后,在20世纪80年代早期,由于国家采取一系列的优惠农业政策,农村劳动力外出就业也增加了收入,于是城乡收入差距一度缩小,泰尔指数由1978年的0.091缩小到1984年的0.039;但1985年以后,因城市经济体制改革全面启动,拓宽了城市居民增加收入的渠道,城镇居民可支配收入增长较快,而此时农村优惠政策却逐渐减少,农民外出就业仍受政策限制,因而农民收入增长相对较缓,于是城乡收入差距又开始拉大,1994年泰尔指数已达0.135。为了提高农民收入,国家一方面在1994年、1996年连续提高农产品价格,另一方面积极探索引导农村劳动力有序流动就业的政策,使得泰尔指数在1995—1997年有所缩小。但1998年以后,我国收入分配市场化改革进一步深入,外出就业农村劳动力囿于文化程度低、职业技能缺乏,城乡收入差距再次逐渐扩大,泰尔指数由1998年的0.104扩大到2003年的0.162。此后,随着城乡管理体制改革的不断深入,农村劳动力转移就业的环境不断改善,城乡收入差距又有所缩小,泰尔指数由2004年的0.159下降到2012年的0.133。

由图2可以看出,制度变迁在较小的波动中持续上升。1978—1988年,国家对农村劳动力转移就业政策是限制、允许,经济体制改革在起步阶段,这一阶段制度变迁速度较慢。1989—1996年,非公有经济的快速发展和乡镇企业的衰落,国家对农村劳动力转移就业政策是积极引导,有力地促进了农村劳动力流动就业,这一阶段制度变迁速度较快。1997—2012年,随着经济体制改革的深化,户籍制度改革取得了较大进展,符合条件的农民工可以在城市落户,这一阶段制度变迁的速度持续上升,只是近两年稍有下降。

由图3可以看出,1993年以前,经济增长率经历了先下降后上升,再下降再上升的“W”型波动。其中1981年和1990年为两个局部最低点,经济增长率仅为5.2%和3.8%;1984年和1992年为两个局部最高点,经济增长率分别为15.2%和14.2%。1993年以后,经济增长率经历了反“N”型波动,最低点为1999年的7.6%和2012年的7.7%,最高点为12.7%。

二、实证研究与分析

1、模型设定

为了探讨城乡制度变迁、经济增长和城乡收入差距之间的动态关系,本文采用向量自回归(VAR)模型测定随机扰动对变量系统的动态影响。VAR模型的数学表达式为:

其中,yt是内生变量向量,xt是外生变量向量,A1…Ap和B1…Br是待估参数矩阵,内生变量和外生变量分别有p和r阶滞后期,εt是随机扰动项。若滞后期p和r足够大,便能完整反映模型的动态特征,但滞后期越长,需估计的参数就越多,模型的自由度就越少。因此,在滞后期与自由度之间应寻求一种均衡状态。

2、单位根检验

由于不平稳时间序列很可能产生伪回归问题,因此有必要先对各变量进行单位根检验。本文对各变量分别取对数后进行单位根检验,检验结果见表2。

注:△表示一阶差分;检验类型中C,T,L分别表示检验模型中含有常数项、趋势项和变量滞后阶数,滞后阶数根据SC和MAIC准则确定;ADF检验及下文的计量分析均采用stata12.0。

由表2可知,各变量对数的原始序列均不平稳,而它们的一阶差分序列都是平稳的,因此,各变量的对数都是一阶单整的,也就是I(1)时间序列。

3、协整检验

由于各变量都是单整的,因此,我们可以利用Johansen检验判断它们之间是否存在长期稳定关系。Johansen检验结果表明(见表3),城乡收入差距ln INC、制度变迁ln I和ln GDP的特征根迹检验和最大特征值检验都在5%的显著性水平下拒绝不存在协整关系的原假设,但不能拒绝存在1个或小于1个协整关系的原假设,说明这三个变量之间存在长期稳定关系。

4、格兰杰因果关系检验

由于协整关系只能表明变量之间至少存在单向因果关系,但不能说明变量之间因果关系的方向,因此需进一步检验城乡收入差距、经济增长和制度变迁之间的因果方向。对此,本文采用格兰杰因果关系检验进行分析检验,检验模型为:

式中的下标t为年度,k为最大滞后阶数,εt为误差项。检验结果见表4。

表4可知:在5%的显著性水平下,Wald检验拒绝制度变迁不是城乡收入差距格兰杰原因的原假设,但不能拒绝城乡收入差距不是制度变迁格兰杰原因的原假设;说明制度变迁是城乡收入差距的格兰杰原因,但城乡收入差距不是制度变迁的格兰杰原因。在5%的显著性水平下,Wald检验不能拒绝制度变迁不是经济增长格兰杰原因的原假设,但拒绝经济增长不是制度变迁格兰杰原因的原假设;说明制度变迁不是经济增长的格兰杰原因,而经济增长是制度变迁的格兰杰原因。在5%的显著性水平下,Wald检验不能拒绝城乡收入差距不是经济增长格兰杰原因的原假设,但拒绝经济增长不是城乡收入差距格兰杰原因的原假设;说明城乡收入差距不是经济增长的格兰杰原因,而经济增长是城乡收入差距的格兰杰原因。综上所述,可以得到以下结论:制度变迁和经济增长都是城乡收入差距的格兰杰原因,且经济增长是制度变迁的格兰杰原因。

5、脉冲响应分析

由于格兰杰因果关系检验证实了制度变迁、经济增长是城乡收入差距扩大的格兰杰原因,因此我们可以进一步利用脉冲响应函数(IRF)来分析城乡收入差距对它自身及其他内生变量的扰动所做的反应。一般脉冲响应函数为:

其中,k为滞后阶数,随机扰动项μ称为新息。采用渐进解析法计算响应函数的标准差,检验结果如图4所示。

从图4可以发现:制度变迁的一个标准差新息的正向冲击使城乡收入差距在第1期急剧扩大并达到峰值,随后逐渐下降,但至第4期仍保持正效应,此后才呈现负效应,并不断递增,到第6期负效应开始减弱,直至第8期之后响应才消失。城乡收入差距对其自身的一个标准差新息的正向冲击使其一开始反应较强,随后减弱,但在前3期一直保持正效应;此后呈现负效应,并不断递增,到第5期负效应开始减弱。直至第8期响应才消失。经济增长一个标准差新息的正向冲击使城乡收入差距一开始扩大,至第2期到达顶峰,然后趋于减弱,但到第3期仍保持正效应;此后呈现负效应,到第4期负效应开始减弱,在第8期之后,响应消失。

脉冲响应分析的结果充分说明了制度变迁和经济增长在短期内对城乡收入差距的扩大起到了重要的助推作用,这与格兰杰因果关系检验的结果相一致。改革开放后,劳动就业制度由计划经济体制下的统包统配逐步向市场经济条件下的市场就业过渡,城乡劳动力市场逐步发育,农村劳动力可以自由进入城市劳动力市场,在促进经济增长的同时,也为增加收入进而缩小城乡收入差距发挥了积极作用。尽管如此,制度的变迁在短期内也会因政策不完善而进一步拉大城乡收入差距,如社会保障制度虽逐步变迁,但城乡社会保障制度的分割性并没有实质性变化。社会保险法明文规定农民工可以参加城镇职工社会保险,而目前城乡社会保险转移接续政策还不够完善,因而农村劳动力进城后仍会面临社会保障缺失问题,在就业过程中遇到的疾病、工伤等风险问题还须由自己承担,进而可能进一步拉大城乡收入差距。此外,经济增长尽管为农村劳动力外出就业、增加收入提供了更多的机会,但由于外出农村劳动力文化程度低,很少接受技能培训,他们只能在建筑业、制造业等非正规部门就业,获得的工资收入仅比务农高,但与城镇职工相比仍有差距,因而经济增长扩大了城乡收入差距。然而,随着经济体制改革的进一步深化及相关政策的完善,制度变迁和经济增长的正向变动有利于缩小城乡收入差距。

6、方差分解分析

脉冲响应分析描述的是VAR模型中各内生变量的冲击对城乡收入差距的影响,而利用方差分解分析则可进一步得到各内生变量冲击对城乡收入差距变化的贡献度,继而评价不同冲击的重要性。表5是城乡收入差距的预测误差分解。

表5显示,对城乡收入差距进行向前1期的预测,其预测方差完全来自于城乡收入差距本身;尽管此后方差逐渐下降,但即使向前作8期的预测,也仍然有70%的预测方差来自城乡收入差距本身。制度变迁对城乡收入差距预测方差的贡献度尽管呈逐步增强趋势,但即使向前作8期的预测,其贡献度仅占17.7%。经济增长对城乡收入差距预测方差的贡献度先增强,然后小幅回落,最终在第8期稳定在12.27%。这意味着,城乡收入差距主要受自身因素的影响,制度变迁和经济增长的作用较小。

三、结论与政策建议

实证结果显示:1978—2012年,制度变迁和经济增长都是城乡收入差距的格兰杰原因,经济增长是制度变迁的格兰杰原因。制度变迁和经济增长的正冲击对城乡收入差距经历短期进一步扩大的正向效应后,便转入缩小城乡收入差距的负向效应,但负向效应没有长期作用。鉴于以上结论,本文提出以下政策建议。

第一,适应经济发展形势,需要不断推进城乡居民平等就业制度建设。在经济转型过程中,要努力营造城乡居民在劳动力市场上公平竞争的制度环境,尤其要加快户籍制度和社会保障制度建设。对此,建立城乡统一的户口登记制度,体现户籍制度管理功能;同时,建立与统一城乡户口登记制度相适应的教育、就业、社会保障、土地以及人口统计制度,改善与户籍制度相联系的各种不平等待遇,逐步将附着在户籍制度上的社会保障“剥离”开来;积极完善社会保险关系转移接续政策,进而构建城乡统一的社会保障制度,使城乡居民平等享受社会保障基本服务。

第二,加强农村转移劳动力职业技能培训。在发展经济过程中,着力加强农村劳动力职业技能培训,以满足新的工作岗位需要。为此,各级政府和有关部门要把农村劳动力转移培训作为重要工作,制定切实可行的培训和实施计划,明确培训目标任务和推进措施,培训内容要有针对性和实用性,使农村转移劳动力学有所用以便其在城市生存和发展。

第三,积极完善国民收入分配格局。政府应根据经济发展形势的变化,在严格实行最低工资制度的同时,适时推出与物价水平相对应的最低工资制度,逐渐调整劳动者收入报酬在GDP中的比重;此外,政府应有效调节与公众密切相关的税费、水、电和公共交通等民生支出,尽快清理和减少农村居民在这些方面的支出,以间接提高其收入水平。

摘要：本文通过利用时间序列数据构建VAR模型,对制度变迁、经济增长与城乡收入差距三者之间的动态关系进行了实证研究。结果显示:制度变迁与经济增长是城乡收入差距的格兰杰原因,经济增长是制度变迁的格兰杰原因;制度变迁和经济增长的正冲击对城乡收入差距经历短期进一步扩大的正向效应后,便转入缩小城乡收入差距的负向效应,但负向效应不能发挥长期作用。在此基础上,本文就缩小城乡收入差距提出了简要的政策建议。

关键词：制度变迁,经济增长,城乡收入差距

参考文献

[1]陆铭,陈钊,万广华:因患寡,而患不均——中国的收入差距、投资、教育和增长的相互影响[J].经济研究,2005(12).

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[3]陈安平:城乡收入差距与经济增长的关系研究[J].中央财经大学学报,2009(6).

[4]李勋来、李国平:农村劳动力转移模型及实证分析[J].财经研究,2005(6).

[5]王文博,陈昌兵,徐海燕:包含制度因素的中国经济增长模型及实证分析[J].当代经济科学,2002(2).

[6]Simon Kuznets.1955.Economic growth and income inequality[J].The American Economic Review,45(1).

城乡收入差距与经济增长关系的研究 第2篇

关键字：城乡居民收入差距 经济增长 协整检验 格兰杰因果检验

一、变量的选取和数据说明

（一）变量的选取

1.经济增长

通常我们选用国民生产总值（GDP）或者人均国民生产总值（PGDP）来衡量经济增长，但GDP不能反映人口对经济增长的影响，此外，Heston（1994）指出，人均GDP数据比总量GDP数据出现错误的可能性要低，因为一些影响GDP水平的估计错误也影响对人口的估计，这样错误就可以抵消。所以本文选取PGDP来衡量经济增长。

2.城乡收入差距

城乡收入差距指的是城镇居民收入与农村居民收入的离差，包括绝对差距和相对差距。一般用城乡收入的绝对差额来表示绝对差距，用城乡收入比、基尼系数、泰尔指数、结构相对系数等来表示相对差距，两者分别从不同的角度来反映城乡居民在收入分配上的差别。在现有文献中，许多学者用城乡收入比或者绝对差额作为城乡收入差距的测度指标。这两个指标简单、直观，但没有考虑人口结构的变化对指标的影响，所以不能准确地度量城乡收入差距。而泰尔指数不存在上述问题，并且对两端收入的变化比较敏感。泰尔指数越大，表示差距越大；泰尔指数越小，表示差距越小。因此本文选用泰尔指数作为衡量浙江省城乡收入差距的指标。泰尔指数的定义和计算公式如下：

（1）

其中：g=1，2分别表示城镇、农村地区， 表示城镇（g=1）或农村（g=2）人口占总人口的比重， 表示城镇（g=1）或农村（g=2）收入占总收入的比重， 表示第g组的泰尔指数。

（2）

其中：N代表分组的数目， 代表第i组的人均收入， 代表 的平均值。

（二）数据说明

1.数据来源与变量的说明

本文的原始数据来源于《浙江省统计年鉴2010》，数据取值范围是1990～2009年。变量PGDP表示经济增长，TL表示城乡收入差距。

2.指标描述

图1 1990～2009年浙江省城乡收入的泰尔指数

通过图1可以看出，在样本选取区间段，城乡收入差距具有明显的波动性。1990～1994年间呈现出急剧扩大的趋势，而1995～2007年呈现出“u”型的发展趋势，从2008年开始，浙江省的城乡收入差距有所收敛，但处于一个较高的发展水平上。

二、实证分析

（一）平稳性检验

为了进行协整分析，我们需要对数据进行平稳性检验，如果原始序列是平稳的，那么可以直接进行经典的回归分析；如果原始序列非平稳但属于单整阶数相同的序列，那么他们之间可能存在协整关系；如果原始序列非平稳并且单整阶数不相同，则不具有协整关系。本文采用最常用的ADF法对各序列进行单位根检验，根据AIC、SC信息准则，确定最佳滞后阶数。ADF检验结果见表1所示

表1 ADF单位根检验结果

变量检验形式

（c，t，k）ADF统计量1%临界值 结论

TL（c，t，3）-2.1898-4.6678非平稳

△TL（0，0，0）-2.7111-2.6996平稳

PGDP（c，t，3）-2.1944-4.6678非平稳

△PGDP（c，t，4）-5.5378-4.8000平稳

注：c、t分别表示含有截距项、时间趋势项，k为滞后阶数，c或t=0表示不含有

常数项或时间趋势项。

由表1结果可知，原序列TL和PGDP是非平稳序列，而其一阶差分变量△TL和△PGDP都不存在单位根，为平稳时间序列，所以TL和PGDP都是一阶单整序列I（1）。

（二）协整检验

虽然变量TL和PGDP都是非平稳的，但经过一次差分，变量间具有平稳性，所以这两个变量是同阶单整序列，那么他们之间可能存在协整关系，如果两个变量之间存在协整关系，那么二者存在长期的均衡关系。对变量的协整检验和估计通常采用的是Johansen的极大似然法和EG两步法，本文采用EG两步法进行协整检验。首先运用最小二乘法对TL和PGDP序列进行拟合，得：

（3）

15.5848） （7.9541）

R2=0.7785 调整的R2=0.7662 DW=0.6205 F=63.26

由于在实际问题中经常会出现异方差性，会影响模型的估计、检验和应用，而本文没有对原始时间序列做对数处理，所以变量可能存在异方差性，用White检验法检验模型得到怀特统计量n R2=1.50301，对应的概率p=0.4716，在5%的显著性水平下，接受同方差这一原假设，表明模型不存在异方差性，模型的回归参数估计量具有良好的统计性质。

但是在该模型中，DW=0.6205，查询 DW检验表可知，dl=1.201，du=1.411，DW

（4）

（0.0000） （0.0007） （0.0003）（0.0311）

R2=0.904 调整的R2=0.8835 DW=2.211 F=43.97

LM（1）=0.9419 LM（2）=1.4726

根据方程的LM值，说明模型的自相关现象消除，对回归方程的残差序列 做单位根检验，检验的结果见表2。

nlc202309031021

表2 残差序列单位根检验结果

变量检验形式（c， t， k）ADF统计量1%临界值5%临界值 10%临界值 结论

（c， 0， 0）-4.479-3.8867-3.0521-2.6665平稳

由于 的ADF统计量小于1%的临界值-3.8867，可以认为 是平稳序列。因此可以说变量TL和PGDP之间具有协整关系，即存在长期的均衡关系。

（三）格兰杰因果关系检验

前面的分析说明城乡收入差距与经济增长之间具有长期稳定的均衡关系，但并不能说明他们存在因果关系，我们需要进一步的验证。由于TL和PGDP都是一阶单整且具有协整关系，能够进行格兰杰因果关系检验，选取1～6的滞后期对2个变量做格兰杰因果关系检验。结果如表3

表3 Granger因果关系检验结果

滞后阶数 0假设 obs F统计值 伴随概率 检验结果

1TL不是PGDP的格兰杰原因1954.4566 2.E-06拒绝

PGDP不是TL的格兰杰原因 0.110990.7433接受

2TL不是PGDP的格兰杰原因18 19.05650.0001拒绝

PGDP不是TL的格兰杰原因 1.584740.2422接受

3TL不是PGDP的格兰杰原因1715.61700.0004拒绝

PGDP不是TL的格兰杰原因 2.840020.0919接受

4TL不是PGDP的格兰杰原因16 4.694070.0370拒绝

PGDP不是TL的格兰杰原因 0.992060.4706接受

5TL不是PGDP的格兰杰原因15 2.241400.2272拒绝

PGDP不是TL的格兰杰原因 3.904780.1057拒绝

6TL不是PGDP的格兰杰原因14 1.455020.5612拒绝

PGDP不是TL的格兰杰原因 0.895310.6687拒绝

由表3可知，在5%显著性水平上，在滞后阶数是1、2、3和4时，拒绝了“TL不是PGDP的格兰杰原因”的假设，接受了“PGDP不是TL的格兰杰原因”的假设； 当滞后期是5和6时，拒绝了“TL不是PGDP的格兰杰原因”的假设，同时也拒绝了“PGDP不是TL的格兰杰原因”的假设。这个检验结果说明：在短期内，城乡收入差距是经济增长的格兰杰原因，而经济增长不是收入差距的原因；在长期内，收入差距和经济增长互为因果关系。

三、结论

通过对浙江省1990～2009年间人均GDP与城乡收入差距关系的实证分析，我们可以得到如下结论：

（1） 自1990年来，浙江省的城乡收入差距是在波动中呈增长的趋势，尤其是从1995年之后，增长现象十分明显，虽然近年来有所缓解，但仍处于较高水平。

（2）由协整检验可知，浙江省城乡收入差距与经济增长之间存在稳定的长期均衡关系。城乡收入差距对人均GDP的弹性系数是0.2413，即人均GDP每变化1%，城乡收入差距会同向变化0.2413%。

（3）格兰杰因果关系检验表明，在短期内，浙江省城乡收入差距与经济增长之间存在单向的因果关系，浙江省城乡收入差距是经济增长的格兰杰原因，说明在短期内城乡收入差距的扩大能够拉动经济的增长。但是收入差距对经济增长的作用非常有限，从长期来看，如果城乡收入差距扩大的势头得不到有效的控制，势必会影响经济的可持续发展，同时Granger检验的结果显示，在长期中，经济增长也是城乡收入差距的原因，所以在保证城镇经济快速发展的同时，应重视农村的经济发展，保持城乡协调发展，防止城乡收入差距被拉大。

城乡收入差距问题在一定的意义上可以发挥人的生产性，促进效率增长，但是如果差距过大，其对社会、经济的负面影响也是显而易见的，所以必须重视城乡收入差距问题。

参考文献：

[1] KUZNETS S. Economic Growth and Inequality [J] .American Economic Review，1976，45：1—28

[2] 张秋云.我国城乡收入差距与经济增长的关系分析[J].商业现代化，2010

[3] 乐小兵.广西城乡居民收入差距与经济增长关系的实证研究[J].安徽农业科学，2011，39（34）：21442-21443.

[4] 高玲芬.浙江省城乡收入差距统计研究.

城乡经济增长 第3篇

一、对现有研究的评述

刘易斯 (1954) 的两部门模型认为, 经济增长最初集中在城市现代工业部门, 而传统的农业部门工资率基本上维持在生存水平。由于现代工业部门就业机会有限, 但工资率和劳动生产率很高, 这样就使现代化部门和传统部门之间的收入差距在合拢之前首先迅速扩大。在城市内部, 收入不平等程度也随着现代化部门扩大而上升, 并且比停滞的传统部门内部还严重。在收入水平极低的情况下, 政府难以通过实施收入转移和缓解贫困的公共政策来降低收入不平等程度。库兹涅茨 (1955) 在其经典论文《经济增长与收入不平等》中表述:“在前工业文明向工业文明极为快速转变的经济增长早期, 不平等扩大, 一个时期变得稳定, 后期变得不平等。”即收入分配随着经济的增长由不平等逐渐趋向平等。刘易斯模型和库兹涅茨倒U型理论都认为经济增长会影响收入分配, 并且收入分配对经济增长产生积极的影响作用。

国内学者对城乡收入差距与经济增长的关系问题也做了大量的研究, 但更多的是运用规范分析, 关注城乡收入差距本身, 认为我国的城乡二元经济结构、国民收入分配政策、社会经济政策、农业的产业特性等因素共同导致了城乡收入差距。因此, 要缩小城乡收入差距, 必须多管齐下。近年来, 也有学者开始运用实证分析方法来研究我国的城乡收入差距与经济增长的关系。

袁云峰 (2002) 将1978~1999年的GDP分别与城镇居民人均可支配收入、农村居民人均纯收入建立双对数模型, 得出农村居民在国民收入分配中始终处于劣势, 通过建立趋势模型预测城乡收入差距会进一步扩大。纪韶、荣编伟 (2002) 认为, 应该用生产力标准对城乡收入差距进行具体分析, 这种差距只要有利于发展生产力、有利于提高城乡居民的收入水平和生活水平, 就是合理的。刘力、付诚 (2005) 对改革开放以来我国的经济增长与基尼系数进行了考察, 得出我国经济在保持高增长的同时, 基尼系数也呈不断扩大趋势, 城乡差距、区域差距及行业差距都很明显。王德文 (2005) 通过对1978~2003年的全国和分省数据进行回归分析, 得出经济增长对城乡差距的影响可分为两个阶段:1980~1990年的经济增长具有收入均等化效应, 1990年以来的经济增长不具有收入均等化效应, 经济高增长带来的成果并没有让城乡居民平等地享有。未良莉 (2006) 分别将城镇居民的基尼系数、农村居民的基尼系数以及城乡收入比与人均GDP进行协整及Granger因果关系检验, 得出城乡收入差距与经济增长关系存在显著的双向因果关系。张嫘、方天堃 (2007) 对1978~2003年的城乡收入差距与人均GDP进行了协整分析和Granger因果关系检验, 也得出了类似的结论。他们认为, 无论在长期还是短期经济增长都是城乡收入差距变化的原因, 而城乡收入差距对经济增长的影响仅表现在短期内。丘京南 (2007) 认为, 1978~2005年的城乡收入差距变化总体上可分为四个阶段:缩小-扩大-再缩小-再扩大, 并通过分析城乡收入差距对城乡消费结构、对城乡经济结构以及对工农业协调发展和宏观经济三方面的影响, 得出城乡收入差距对经济发展的影响是极具危害性的。

通过对上述文献的回顾可以看出, 国内学者对于城乡收入差距与经济增长关系的研究, 更多的是从定性的角度, 定量分析较少。近几年来, 也有学者开始用定量的方法来分析二者的关系, 主要采用的是线性回归方法, 在未对变量进行平稳性检验的情况下, 直接对变量进行回归, 极易产生伪回归问题, 从而导致所建的模型毫无意义。为避免同类问题, 有的学者开始采用协整的方法来分析城乡收入差距与经济增长的关系。本文也将应用这一理论, 以1985~2006年的数据为样本数据, 对我国的城乡收入差距与人均GDP进行协整分析, 并通过Granger因果关系检验, 进一步证实二者之间的关系。

二、中国城乡收入差距与经济增长实证分析

(一) 变量说明与数据选取。

本文用城镇居民家庭人均可支配收入与农村居民家庭人均纯收入的绝对差额表示城乡收入差距 (PID) , 用人均GDP (PGDP) 来表示经济增长。本文所选用的数据均来自于《中国统计年鉴 (2007) 》, 选取时间为1985~2006年, 且均为当年价格。为了消除价格因素的影响, 用居民消费价格指数 (1985=100) 把城乡收入差距和人均GDP折算成以1985年不变价格计算的值。由于数据的自然对数变换不改变原来的协整关系, 并能使其趋势线性化, 消除时间序列中存在的异方差, 所以对城乡收入差距和人均GDP分别进行自然对数变换, 变换后的变量用LPID和LPGDP表示, 其变化趋势见图1。 (图1)

从图1可见, LPID和LPGDP都有不断增长的趋势, 并且变动方向较为一致, 而且表现出一种不平稳的特性。再对各变量进行一阶差分, 一阶差分后的变量分别用DLPID和DLPGDP来表示, 其变化趋势见图2。从图2可以看出, 一阶差分变换后变量的时间序列变得较为平稳。下面的单位根检验将证实这种判断。 (图2)

(二) 城乡收入差距与人均GDP的单位根检验。

基于Eviews 3.1软件, 对各变量分别进行ADF检验, 检验结果见表1。由表1可见, LPID和LPGDP在5%的显著水平上都是非平稳的;而DLPID和DLPGDP在1%的显著水平上都是平稳的。 (表1)

(三) 城乡收入差距与人均GDP的协整检验。

根据单位根检验, 由于LPID和LPGDP均为一阶单位根过程, 可以利用“Engle Granger两步法”来检验其协整关系或长期均衡关系。首先对LPID和LPGDP进行协整回归, 得协整方程为:

由于DW=0.8200太小, 说明存在自相关现象。为此, 分别加入LPID和LPGDP的滞后因素, 对LPID和LPGDP之间的协整关系重新估计。根据AIC准则选择各变量的滞后期, 得到方程:

对残差序列et的平稳性进行检验, 检验的结果显示ADF值为-3.6614, 5%的临界值为-1.9592, 1%的临界值为-2.6889。因为ADF值小于临界值, 所以et是平稳的, 即e~I (0) 。因此, 我国的城乡收入差距与人均GDP之间存在协整关系。利用方程 (2) 求出LPID与LPGDP之间的长期关系式:

计算回归参数:

α=-0.3897/ (1-0.3531) =-0.6024

β= (1.2800-0.6409) / (1-0.3531) =0.9879

故, LPID与LPGDP的长期协整关系方程为:

方程 (4) 表明, 从长期来看, 我国的城乡收入差距与人均GDP之间具有显著的正相关性, 城乡收入差距对人均GDP的弹性系数为0.9879。也就是说, 人均GDP每变动1%, 城乡收入差距就会同方向变动0.9879%。

(四) 城乡收入差距与人均GDP的Gr anger因果关系检验。

协整检验告诉我们, 变量之间存在长期协整关系, 但是否构成因果关系, 还需进一步检验。由于LPID与LPGDP均为I (1) 过程并具有协整关系, 故可对其进行Granger因果关系检验, 检验结果见表2。 (表2)

结果表明, 在滞后阶数为1的情况下, LPGDP是LPID的Granger原因, 而LPID不是LPGDP的Granger原因;在滞后阶数为2的情况下, 二者之间不存在因果关系;在滞后阶数为3和4的情况下, LPGDP与LPID存在双向的因果关系。也就是说, 经济增长加剧了城乡收入差距的扩大, 而城乡收入差距又会影响经济的进一步增长。

三、政策建议

根据协整检验, 我国的城乡收入差距与经济增长之间具有长期稳定的关系, Granger因果关系检验进一步证实了二者之间存在双向的因果关系, 特别是经济增长直接导致了城乡收入差距的扩大, 城乡收入差距的扩大也会阻碍经济的进一步发展。因此, 为了实现经济的可持续发展和社会的和谐稳定, 必须高度重视经济发展中的城乡收入差距问题。这虽然不是一个新的问题, 但是仍然值得引起我们的深思。

注:D表示一阶差分, (c, t, k) 分别表示单位根方程包括常数项、时间趋势项和滞后项的阶数, 0表示不包括c或t, 加入滞后项是为了使残差项为白噪声。

经济持续快速发展, 使人民的物质文化生活得到了极大改善和丰富。但经济发展的同时, 重城市轻农村的政策也带来了城乡居民收入差距的不断扩大、农村生产力的发展水平落后于城市, 使农村居民无法平等地享受到经济社会发展的成果, 这又会进一步影响经济增长的速度和质量, 最终将会影响全面建设小康社会的进程。因此, 必须重视经济增长中的城乡收入差距问题。缩小城乡收入差距, 财政要加大对农村的投入, 加强与农民生产生活有关的各项基础设施的建设;发展现代化农业, 加快农业和农村经济结构调整;发展农村教育事业, 在确保义务教育经费的基础上增加职业教育投入, 提高农村劳动力的素质;推进农村城市化进程, 打破城乡二元结构。除此之外, 还要建立和完善农村社会保障体系。

社会保障具有收入再分配的功能, 有利于缩小贫富差距, 实现社会公平。但我国城乡有别的社会保障制度却加大了城乡收入差距。因此, 为了缩小城乡收入差距, 必须统筹城乡社会保障制度, 重点是完善农村的社会保障制度。完善农村社会保障制度要从解决农民最紧迫的问题入手, 当前的重点应该是建立完善农村最低生活保障制度, 保障贫困人口的基本生活;加快普及新型农村合作医疗制度, 解决农民看病难以及因病致贫、因病返贫问题;继续探索农村社会养老保险制度, 满足农民多层次的养老需求。

参考文献

[1]宫晓霞.缩小城乡居民收入差距与建立农村社会保障制度[J].东岳论丛, 2006.3.

[2]袁云峰.基于城乡居民收入差距的实证研究[J].安徽大学学报, 2002.2.

[3]纪韶, 荣编伟.中国城乡居民收入差距实证分析[J].东北财经大学学报, 2002.3.

[4]刘力, 付诚.中国经济增长与收入分配关系的因果关联分析[J].经济纵横, 2005.8.

[5]王德文.中国经济增长能消除城乡收入差距吗?[J].经济社会体制比较, 2005.4.

[6]未良莉.中国城乡居民收入差距与经济增长关系探悉[J].安徽教育学院学报, 2006.1.

城乡统筹发展中包容性增长瓶颈分析 第4篇

摘 要：中国改革开放30多年以来是中国经济社会发展的黄金时期。无论在经济社会发展，还是在经济体制市场化方面，都取得了可喜的成绩。包容性增长是时代发展的必然要求，体现了公平与正义的科学内涵，是落实统筹城乡发展、贯彻科学发展观、构建和谐社会的具体体现。从政策因素、人力资本因素、收入分配因素三个方面阐述包容性增长在城乡统筹发展中面临的瓶颈。

关键词：包容性增长；协调发展；差距

中图分类号：F323 文献标志码：A 文章编号：1002-2589（2013）01-0015-03

中国改革开放30多年以来是中国经济社会发展的黄金时期。无论在经济社会发展，还是在经济体制市场化方面，都取得了可喜的成绩。但是，在经济迅速增长的同时，在一定程度上对经济增长质量和经济结构的平衡度重视不够，致使中国社会矛盾逐渐凸显。在这一背景下，包容性增长受到越来越多的学者和政策制定者的关注。包容性增长理念的提出，对中国经济、政治、社会、文化、生态等领域的结构调整、实现经济的可持续增长具有重大的理论价值与实践意义。

一、包容性增长的内涵

2007年，亚行首次提出“包容性增长（inclusive growth）”的概念。2009年11月15日，在亚太经济合作组织的会议上，胡锦涛提出“统筹兼顾，倡导包容性增长”。2010年9月16日，胡锦涛在第五届亚太经合组织人力资源开发部长级会议的开幕式上发表题为“深化交流合作实现包容性增长”的讲话[1]。一年之内，中国领导人在国际公开场合两次阐述“包容性增长”，表明中国对未来经济发展方式的新思考。尽管包容性增长近年来受到广泛关注，更引起了学术界的热议，但到目前为止还没有一个统一和公认的定义，通过整理综合现有的文献，主要有以下关于包容性增长的定义：

第一类定义认为包容性增长是机会平等的增长。机会平等是包容性增长的核心，包容性增长强调通过减少和消除机会不平等促进公平与经济增长共享性。第二类定义认为包容性增长是益贫式增长[2]。第三类认为是国内外两个层面界定包容性增长[3]。从国内视角来看，认为包容性增长是一种“普惠式增长”，为人民逐步过上富裕生活创造物质基础，提高居民收入增长与经济增长发展同步；从国际视角来看，有学者认为包容性增长是一种“开放性发展”，国与国之间在经济合作开展时应当互惠互利，携手发展。综上所述，尽管学者们关注的对象和研究内容以及研究的角度不同，但是综合看来，经济社会协调发展、机会平等和成果共享是包容性增长的核心内涵，包容性增长不但是目的，而且也是手段，是把经济增长过程与经济增长结果有机统一协调发展的经济模式。

二、统筹城乡发展中包容性增长瓶颈分析

中国改革开放30多年后，世界公认出现了“中国奇迹”。包容性增长是要求经济发展中不再追求单一的经济增长速度，而是注意把经济增长与经济成果公平分配，在追求经济增长的同时，注意对环境资源的保护，党的十八大明确生态文明作为社会建设的一部分，中国已由“四位一体”正式确立为“五位一体”，表明环境的重要性。

（一）政策因素

当前城乡经济差距不断拉大、城乡发展不平衡是影响包容性增长发展的重要因素之一，也是我国当前城乡发展主要现状和特点。由于我国地域空间广阔，城乡经济基础差别又很大，城乡的经济发展条件和城乡经济发展速度相差甚大，影响我国统筹城乡发展。

根据新中国成立初期客观的历史发展环境，我国采取了工农业“反自然顺序”的发展战略，目的是加快城市工业化不断向前发展，从而带动国民经济的协调发展。而传统的城乡二元经济结构，城乡之间资金、技术、市场、劳动力等壁垒阻碍了生产要素在城乡之间的流动，影响了我国国民经济的协调发展。一方面，长期城乡二元结构模式阻碍农产品市场扩张，农业生产增长缓慢，农民收入的增加受到影响；另一方面，农村消费市场和城市消费市场的层级不断拉大。包容性增长指的是各地区、各城乡之间相互交流合作，较富裕地区带动贫困地区发展、城镇地区带动农村地区让经济发展成果惠及所有人群，只有这样才能推动经济的持续发展，才能推动国民经济协调发展。

（二）人力资本因素

在知识经济时代，人力资源作为一种生产资本，是一国或一个地区经济发展的决定性因素，代表该国或地区的核心竞争力与生产力水平[4]。人力资本的萌芽起源于英国著名经济学家威廉·配第关于“土地是财富之母，劳动是财富之父”的论述，可以说这是人力资本思想的最早描述，他认为人口素质与人口数量对于社会财富的创造都有着非常重要的影响。他说：“有的人，由于他有技艺，一个人就能够做许多没有本领的人所能做的许多工作。”

教育是增加人力资本积累、提升人口素质、提高收入的有效举措。舒尔茨的人力资本理论认为，农村人口素质是制约农村生产力的主要因素，就各种投资收益效率来说，教育的投资值是最大的。

从上表中可以明显看出，中国2009年15岁及以上文盲人口全国总的比重为7.1%，城市为2.63%，农村为9.79%，农村比重明显要比城市比重高出许多，农村男女比重均高于城市男女的比重，而且差距明显，我们不仅应当关注群众教育水平的提高，而且应关注受教育程度的城乡差异和性别差异。包容性增长的本质就是公平合理地分享经济增长的成果。从公平和机会均等角度看，包容性增长强调增长过程的参与性和增长成果的公平分享性，在城乡统筹发展中，只有充分认识到经济社会发展过程中的权利公平和机会均等，才能进一步促进包容性增长。

（三）收入差距因素

我国的收入分配制度的改革历程是伴随着经济体制改革的深入而逐步展开的，以党的十一届三中全会为标志，我们率先在农村普遍实行家庭联产承包责任制，切实贯彻按劳分配原则，克服平均主义[5]。1985—1991年以党的十二届三中全会为标志，经济体制改革的重点从农村转向城市，建立以承包为主的多种形式的经济责任制，进一步贯彻按劳分配，这期间城乡居民收入是逐步拉大的。1993—1996年以党的十四届三中全会为标志，探索建立适应社会主义市场经济体制的收入分配制度，这时期城乡居民的收入差距变化时大时小。1997—2002年以党的十五大为标志，党首次在党的文件中肯定生产要素所有者能参与收益分配，这期间城乡居民收入进一步拉大。2002—2006年以党的十六大为标志，首次在党的文件中确立劳动、资本、技术、管理等生产要素按贡献参与收入分配的原则，这期间城乡居民收入持续拉大且扩大速率有所加快。从图一可以看出，城乡居民的收入差异1978—1984年是递减的，以后基本处于递增状态，从1985年的46.2%提高到2009年70%，这表明城乡生活水平的差异有不断扩大趋势；从图二可以看出，恩格尔差异系数1978—1992年是逐步递减的，1993—2009年，城乡恩格尔差异化系数呈波动状态发展态势，并于2000年左右达到最大值，虽然2009年达到了4.5%，但与1985—1990年并无显著变化；城乡居民的收入差距从1998—2009年仅用了10年左右时间便增加了近一倍。这些数据表明虽然我国城乡居民的收入有了较大的增长，人民生活水平有了极大提高，但居民收入分配差距整体上呈现不断扩大的趋势，使民众对经济发展成果的共享度下降。收入差距扩大体现在劳动者占整个收入分配的比例降低，这与中国渐进式改革进程中一些旧体制尚未完全改变有关。党的十八大报告提出，调整国民收入分配格局，着力解决收入分配差距较大问题，使发展成果更多更公平惠及全体人民，朝着共同富裕方向稳步前进。包容性的增长，要求经济成果共享，共同富裕，不断消除人民分享经济发展的障碍。

三、小结

国家领导人提出“包容性增长”之后，鉴于中国面临复杂的国情、世界多变的主客观环境，“包容性增长”如何走和怎样走就显得更加重要，走“包容性增长”不能一蹴而就，应当分阶段地设立目标，并进行规划，使国家能平稳且顺利地迈向新的增长路线。短期内，应最大限度缩小收入差距，财富分配逐渐向中低收入者倾斜，使“哑铃型”社会向“橄榄型”社会过渡。实施积极的就业政策，实现社会劳动人口的充分就业。中期内，消除由于收入差距造成的贫富分化，消除城乡二元结构造成的社会割裂，使得整体社会构成和谐统一，降低基尼系数。为实现长期目标奠定基础。长期内，为使包容性增长能够切实地持续下去，应当以建立和完善良好高效的各项制度机制为目标，建立独立和完善的法律体系、社会保障体系、人力资源培养体系、积极友善的对外交流体系和环境保护机制等等，促进我国2020年全面建成小康社会。

参考文献：

[1]胡锦涛.深化交流合作实现包容性增长——在第五届亚太经合组织人力资源开发部长级会议上的致辞[N].人民日报，2010-09-17.

[2]杜志雄.包容性增长理论的脉络、要义与政策内涵[J].学术论坛，2010，（6）.

[3]蔡荣鑫.“益贫式增长”模式研究[M].北京：科学出版社，2010.

[4]王金营.人力资本与经济增长——理论与实证[M].北京：中国财政经济出版社，2001.

[5]林毅夫，庄巨忠，汤敏，林曦.以共享式增长促进社会和谐[M].北京：中国计划出版社，2007.

城乡经济增长 第5篇

收入差距与经济增长之间的关系是经济学领域中的一个经典问题。国内外学者对二者间的关系进行了大量的理论探讨与实证研究, 所得结论可谓仁者见仁, 智者见智。

关于收入分配对经济增长的影响, 有两种大相径庭的观点。一种观点认为收入差距扩大有利于提高储蓄率, 促进资本积累, 进而推动经济增长。另一种观点则认为收入收入差距扩大不利于经济增长。Alesina和Rodrik运用中间选民定理, 论证了收入差距扩大超过一定限度后将不利于经济增长。Alesina和Perotti (1996) 以及Benabou (1996) 认为收入分配的不平等可能诱发社会政治秩序的不稳定, 从而对经济增长产生负面影响。

就国内而言, 已有不少学者对城乡居民收入差距与经济增长的关系进行了较为深入的研究。李实和赵人伟 (1999) 认为, 非国有部门收入分配不均等、非农就业机会不均等、政府政策等因素是中国收入差距持续扩大的主要原因, “倒U型”假说在中国未能得到统计上的支持。丁任重、陈志舟和顾文军 (2003) 从体制、发展、政策和开放四个影响转型期收入差距的因素展开分析, 得出了我国并未出现“倒U假说”演变趋势的基本结论。陆铭和陈钊认为 (2004) , 收入差距的扩大在长期将对社会和经济的发展产生不利影响。倪晓宁和包明华 (2006) 通过建立包含城镇化、工业化和城乡收入差距等指标在内的计量经济模型, 发现我国的地区差距扩大对经济增长几乎没有影响。陈安平 (2009) 运用1980-2004年的省级面板数据, 通过建立新古典增长模型, 研究发现中国城乡收入差距在一定程度上有利于经济增长。刘霖和秦宛顺 (2005) 采用Granger因果关系检验方法, 发现我国的收入分配差距与经济增长之间存在双向的因果关系, 两者互相促进, 并认为收入分配差距的适度扩大对经济增长具有正的效应。

由于在研究视角、研究方法、指标选取和样本选择等方面的不同, 上述研究成果所得结论也不尽相同;同时, 更多的是把国家作为一个区域, 从国家层面来研究城乡收入差距与经济增长之间的关系, 从某个地区或者某个省份的视角来研究两者之间的关系的成果还较罕见;其主要是采用定性分析和简单线性回归方法来考察城乡收入差距和经济增长之间的关系, 还缺乏对两者之间是否存在长期均衡关系及因果关系的实证研究。因此, 本文试图运用协整分析技术和Granger因果检验方法, 对重庆城乡收入差距与经济增长之间的关系进行实证检验, 以期能具有以下政策含义:第一, 如果经济增长是城乡收入差距的原因, 表明经济增长引起了社会分配的不公, 急需政府干预和政策调控, 要求政府在注重城镇经济增长的同时, 应该更为注重农村经济的发展, 进而推动城乡协调发展;如果城乡收入差距是经济增长的原因, 则应该在保持适度的城乡收入差距促进城乡经济共同发展的基础上, 重点改革收入分配制度。第二, 作为城乡二元经济结构特征的典型代表, 该研究结论不仅适用于重庆, 对于与重庆具有类似情况的地区亦具有理论和实践意义。第三, 重庆是一个大城市、大农村、大库区并存, 集移民地区、民族地区和生态环境脆弱地区等特征于一体的特殊直辖市, 城乡收入差距的扩大将不利于和谐社会的构建。

二、重庆城乡居民收入现状

改革开放尤其是直辖以来, 重庆经济持续快速增长, 经济实力显著增强, 城乡居民人均收入水平明显提高。与此同时, 重庆城乡居民收入差距却呈现出逐步扩大的趋势。

(一) 城乡居民收入增长不均衡, 但实际收入增长速度趋向收敛

重庆城镇居民人均可支配收入由1979年的354.54元增加到2009年的17 191.1元, 增长了47.49倍。农村居民家庭人均纯收入由1979年的150.18元增加到2009年的4 478.35元, 仅增长了28.82倍。由此可见, 重庆城镇居民收入增长速度远远高于农村居民收入增长速度, 而且农村居民收入基数较小, 表明城乡居民收入增长不均衡。然而, 从扣除价格因素的实际增长速度来看, 1979-2009年的30年间, 重庆城镇居民人均可支配收入年均增长13.81%, 同期的农村居民家庭人均纯收入年均增长11.95%, 两者的实际增速逐步收敛, 显示出较为明显的同步化倾向, 表明近年来重庆城乡居民收入出现了明显的积极变化。

(二) 城乡居民收入差距逐步扩大

从城乡居民收入的绝对差额来看, 从1985-2009年的这段时期内, 重庆城乡居民收入差距呈现出逐渐扩大的趋势 (如图1所示) 。1985年, 重庆市城镇居民人均可支配收入为812.4 元, 农村居民人均纯收入为325.24元, 城乡收入差距为487.16元。2009年, 重庆城镇居民人均可支配收入为17 191.1元, 农村居民人均纯收入为4 478.35元, 城乡收入差距为12 712.75元。当前重庆农村居民收入水平只相当于1995-1996年城镇居民的收入水平, 落后13-14年。特别是2005以来, 重庆城乡居民收入差距每年扩大1 100元左右, 收入差距呈扩大之势。

(三) 城乡居民收入比总体上呈上升之势

重庆城乡居民收入的绝对差额呈扩大之势的同时, 城乡居民收入比在总体上亦呈上升之势 (如图2所示) 。重庆城乡收入比由1985年的2.50:1上升至1993年的最高点3.72:1, 而在1994年国家实施了一系列提高农产品价格等保护农民利益的政策后, 重庆城乡收入比逐渐降至1998年的3.02:1, 但之后又逐步上升, 2006年升至改革开放以来的最高点4.03:1, 此后由于国家相关支农惠农政策的逐步实施和落实, 重庆城乡居民收入比有所下降, 但仍然高达3.84:1。同时, 由图2可知, 重庆城乡居民收入比始终高于全国平均水平。

三、重庆市城乡居民收入差距与经济增长关系的实证分析

(一) 数据来源

本研究选取的样本是重庆1985-2009年的时间序列数据, 来源于历年的《重庆统计年鉴》和《中国统计年鉴》。在研究重庆市城乡居民收入差距与经济增长的关系时, 用重庆市城镇居民人均可支配收入与农村居民家庭人均纯收入之比表示城乡收入差距 (RUIG) , 以重庆国内生产总值代表总产出水平, 并以重庆市人均GDP来衡量重庆经济增长 (PGDP) 。为消除价格变动因素的影响, 用消费者价格指数 (1978=100) 对重庆市城镇居民人均可支配收入与农村居民家庭人均纯收入数据进行平减, 用重庆市人均地区生产总值指数对人均GDP进行平减。同时, 为了消除异方差, 对RUIG和PGDP分别取自然对数以消除变化趋势, 记为LnRUIG和LnPGDP。

(二) 相关性分析

为了进行计量经济学的相关系数分析, 将重庆市1985-2009年的城乡居民收入差距和经济增长相关数据代入下述“相关系数”的计算公式:

其中x为PGDP, y为RUIGP, n=25。

通过计算可知, 1985-2009年重庆市城乡居民收入差距和经济增长的相关系数为0.85, 显示出二者之间具有较强的正相关关系。但我们并不能由此判定城乡居民收入差距和经济增长之间存在着确定的因果关系, 也不表明经济增长必然会导致城乡居民收入差距的扩大, 更不意味着城乡居民收入差距扩大有利于经济增长。这是因为非平稳时间序列容易出现伪相关现象, 即使没有任何关系的序列也有可能具有很强的相关性, 使得不存在任何关系的变量也显示出显著的回归结果。因此, 对时间序列数据进行回归, 首先有必要对其进行单位根检验, 以考察各序列是否平稳, 进而依据单位根检验的结果进行协整检验, 最后进行格兰杰因果关系检验, 具体考察变量间的相互关系。

(三) 单位根检验

单方根检验, 又称对时间序列数据平稳性的检验, 主要是检验样本序列的平稳性。如果在序列无差分情况下的t统计值小于临界值, 则序列无单位根, 是平稳序列;否则为非平稳序列。本文采用ADF检验法, 对LnRUIG和LnPGDP进行单位根检验, 具体结果见表1。

注:本表中检验结果采用Eviews6.0软件计算得到, 其中Δ代表各变量的一阶差分, 检验类型中的C、T、K分别表示单位根检验方程中是否包括常数项、时间趋势项以及所选的滞后阶数, 当ADF值小于临界值时表明序列平稳。

从表1的检验结果可知LnRUIG和LnPGDP的ADF检验值, 都大于5%的显著性水平下的临界值, 两者均不能拒绝有单位根的假设, 表明变量LnRUIG和LnPGDP均为非平稳时间序列。但它们的一阶差分序列的ADF检验值均小于5%的显著性水平下的临界值, 均为平稳序列。同时, LnRUIG和LnPGDP都是一阶单整序列I (1) 。由于其单整阶数相同, 两者之间有可能存在协整关系, 可以对两个变量的之间的长期关系进行协整检验。

(四) 协整检验

协整检验的方法, 主要有Engle-Granger两步法和Johansen极大似然法。由于Engle-Granger两步法只需用OLS对变量进行估计, 然后检验回归方程的残差序列是否平稳, 如残差序列平稳, 则变量间存在协整关系, 如非平稳则不存在协整关系。因此, 本文将运用E-G两步法对变量进行协整检验。对LnRUIG和LnPGDP进行普通最小二乘法 (OLS) 回归, 可得到以下协整回归方程:

对该协整回归方程的残差序列进行平稳性检验, 检验结果见表2。由表2可知, 残差U的ADF统计量小于显著性水平5%的临界值, 拒绝原假设, 说明回归方程的残差序列平稳。据此可知, LnRUIG和LnPGDP之间存在协整关系, 重庆市城乡居民收入差距和经济增长之间存在着长期稳定的均衡关系。

(五) 误差修正模型

协整检验反映了变量之间的长期均衡关系, 但在短期内可能会出现偏离均衡趋势的现象。而误差修正模型却能够反映变量之间由短期波动向长期均衡调整的动态过程。因此, 为了把重庆市城乡居民收入差距和经济增长的长期关系和短期关系联系起来, 本文建立包括误差修正项在内的误差修正模型 (ECM) , 以进一步研究模型的短期动态和长期协整特征。运用Eviews6.0可以建立城乡居民收入差距和经济增长的误差修正模型。模型估计结果如下:

注:*代表在5%置信水平上拒绝原假设, **代表在10%置信水平上拒绝原假设。

从误差修正模型可以看出, 重庆市人均GDP的短期波动将引起城乡居民收入差距同方向变化, 影响系数为0.485695, 但其t统计值不显著, 表明短期内重庆经济增长对城乡居民收入差距的影响不显著;但从长期来看, 由于误差修正项的系数为-0.4353, 符合反向修正机制, 且误差修正项回归系数的t统计量在5%的置信水平下显著, 表明在出现偏离长期均衡趋势的情况时, 误差修正项会对偏差进行43.53%幅度的调节, 以使重庆市城乡居民收入差距与经济增长的关系走向均衡。

(六) 格兰杰因果关系检验

尽管协整根检验结果表明重庆城乡居民收入差距和经济增长之间存在一个长期稳定的均衡关系, 但这种关系是否构成因果关系, 是否显示出明确的因果关系方向, 尚需进一步进行Granger因果关系检验。判断两个变量是否存在因果关系, Granger提出的因果关系检验是一种常用的方法。其基本方法是:一般地, 如果变量x是变量y的 (格兰杰) 原因, 则x的变化应先于y的变化。因此, 在做y对其他变量 (包括自身的过去值) 的回归时, 如果把x的过去或滞后值包括进来能显著地改进对y的预测, 则可认为x是y的 (格兰杰) 原因。类似地可以定义y是x的 (格兰杰) 原因。由于进行格兰杰因果检验的各变量应为平稳序列, 因此, 下面对ΔLnRUIG和ΔLnPGDP进行Granger因果关系检验, 检验结果见表3。

由表3可以看出, 当滞后期为2和3时, 两者之间存在单向格兰杰因果关系, 即在短期内重庆经济增长是其城乡居民收入差距的原因, 但重庆城乡居民收入差距并不是其经济增长的原因。当滞后期为4和5时, 两者之间也仅是存在单向格兰杰因果关系, 即从长期来看, 重庆经济增长是城乡居民收入差距变动的格兰杰原因, 而居民收入差距变动并不是经济增长的格兰杰原因。

关于经济增长与城乡居民收入差距的研究, 许多人认为一定范围内的收入差距可以促进经济增长, 但是当收入差距超过一定范围时则会阻碍经济增长, 这些研究对于如何正确处理经济增长和收入分配的关系, 具有重要的理论和现实意义。根据本文的格兰杰因果检验结果, 可以看出重庆经济增长导致了城乡居民收入差距扩大, 但是城乡居民收入差距扩大并没有促进经济增长。这表明重庆经济增长的受益主体主要是城市居民, 其城乡二元经济差距有逐步扩大的趋势, 这种态势的持续发展将不利于重庆经济的协调发展。

四、结论与建议

通过对重庆1985-2009年城乡居民收入差距与经济增长的相互关系进行实证研究, 可以得出以下结论:

第一, 改革开放尤其是直辖以来, 重庆经济持续快速增长, 城乡居民人均收入水平明显提高, 但重庆城乡居民收入差距却呈现出逐年扩大的趋势。

第二, 协整检验表明, 重庆城乡居民收入差距与经济增长之间存在稳定的长期均衡关系。协整方程表明重庆市人均GDP每增长1%, 将导致城乡居民收入差距扩大0.1444%。

第三, 格兰杰因果检验表明, 重庆城乡居民收入差距与经济增长之间仅存在单向格兰杰因果关系, 即不管是短期抑或是长期, 重庆市经济增长均是城乡居民收入差距扩大的格兰杰原因, 但居民收入差距变动并不是经济增长的格兰杰原因。

综上, 由于重庆经济增长是城乡居民收入差距扩大的原因, 而城乡居民收入差距扩大并不是经济增长的原因, 这说明重庆城乡居民收入差距扩大并没有促进经济增长, 只是引起了社会分配不公平。如果任由收入差距的扩大, 不但会破坏城乡协调发展的机制, 而且不利于重庆和谐稳定发展。因此, 需要政府采取切实有效的措施, 缩小重庆城乡居民收入差距, 为重庆社会经济可持续发展创造一个和谐的环境。

第一, 消除政策性排斥, 统筹城乡经济社会发展。重庆作为国家统筹城乡综合配套改革试验区, 应该在消除农村居民长期遭受教育、就业、社会保障等政策性排斥方面有所作为。主要包括消除城乡二元户籍制度, 建立城乡一体化的户籍管理制度;建立保障农村居民平等接受教育的制度及法律体系, 让农村居民享受到与城市居民相同的教育待遇;以完善农村基本养老、基本医疗、最低生活保障制度为重点, 逐步完善农村社会保障制度, 构建一个广覆盖、保基本、多层次、可持续的农村社会保障体系建设, 充分发挥农村社会保障的分配功能, 提高农村居民的收入水平;加大农村基础设施投入力度, 给予农民在公共物品享用上的国民待遇。

第二, 逐步改变“城市偏向”的金融支持政策, 扭转农村金融边缘化的不利局面, 加大农村金融创新, 加强对“三农”的金融支持力度, 缩小重庆城乡收入差距。

第三, 探寻一条符合重庆实际的、科学合理的城市化与工业化道路, 充分发挥城市化与工业化对提高农民就业率及促进农民增收的积极作用。

参考文献

[1]ALESINA A, RODRIK D.Distributive Politicsand Economic Growth[J].Quarterly Journal ofEconomics, 1994 (109) :465-490.

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[8]刘霖, 秦宛顺.收入分配差距与经济增长之因果关系研究[J].福建论坛 (人文社会科学版) , 2005 (7) :79-82.

城乡经济增长 第6篇

1.质量型增长方式与经济发展

对于着世界第一大人口基数国经济的增长影响着公民的日常生活, 小到起居, 大到生存。因此经济质量型增长与经济增长有着不同的阶段要求, 经济增长效率高, 主要表现在综合生产率和贡献率, 经济增长的质量主要取决于整个经济体质量的投入、运行和产出。所谓的投入质量就是在生产中投入的人力资源和物质资源, 前者是指生产人员生产水平、文化水平, 后者是生产资料配备和品质状况, 运行质量是指生产操作水平和产业整体结构水平, 产出质量是指物质成平水平和服务水平。质量之间的投入、运行和产出息息相关, 相互作用、相互联系, 形成良性循环。经济发展与经济增长也存在着不同的意义, 两者都是让资源优质化、合理利用化, 极大程度体现自身潜在价值和引伸性价值。让庞大的社会在繁荣经济大环境中发展, 人民安居乐业, 感受和谐法制、公平正义。大致来说, 经济不增长就没有经济的发展, 但是, 并不代表所有的经济增长都会有经济发展。

2.经济增长渠道和它的转换

当代研究学者普遍赞同经济增长方式大致可划分为粗放和集约两种, 对于粗放型的经济增长方式是指生产技术水平较低的条件下, 主要依靠增加资金、人力、物力等各种生产要素的投放量从而提高产量或产值的这种的经济增长。这种经济增长渠道仅仅单纯依靠生产要素的重金投入和拓展, 简单来说就是扩大生产基地, 增加机械生产设备, 加大人员财力来实现经济增长。相比而言, 集约型经济注重的小投资大回报, 以极小投入成本来获取最大的收益;这往往要与生产要素的各种优化相结合、使用, 提高生产中效率来完成经济增长, 简单来说, 集约型特征就是投入少、消耗小, 高生产率和收益率。相比国际形势, 西方发达国家基本完成集约型经济增长, 资源利用、资源配置得到更加优化, 先进的科学技术很大程度上保证经济的迅速增长和经济增长。而国内经济增长绝大部分是靠庞大的劳动群体和大量的资金来实现的, 可是产率和效率依旧不容乐观, 对环境的破坏逐渐加剧。显而易见对于这种经济增长方式是不能长期实施的, 所以, 寻求改变方式刻不容缓, 集约型发展之路来改变经济增长模式。人维持着生产关系的命脉, 自身文化素质高低于生产有着至关重要的联系, 人力资源的挖掘、开发, 寻求科学技术学人才, 开发性人才, 加大生存质量的同时还要追求质量的完美, 不论是产量的提高还是质量的提高都是向现实生产力的转化。在进行工业化模式操作很大程度提升了生产力度, 生产成本相对来说大大降低, 信息化生产极大方便企业的管理, 更好运用资源, 合理配置。

二、经济增长必备条件

1.拥有可观的工业基础

西方发达国家早在上个世纪中叶孕育着近代的工业部门, 经过百年的逐步完善、发展, 现在已经很娴熟, 优秀制造业和完美先进的技术设备, 严格的设备配置优化, 拥有密集型的工业, 特别是高技术密集型工业为主导, 领先的技术设备和固定资本更新为经济增长方式的转变奠定雄厚基础。

2.国民生活水平与消费水平

当国民收入与消费比值较低时, 基本日常生活不能得到满足, 企业加大生产力度, 增大产品量, 加快生产的速度, 这就是所谓的粗放型经济增长的模式。当国民收入与消费比值较大时, 基本呈现生活需求已经大致满足, 对生活的品质逐渐加大, 生活追求也更加丰富, 产品的优化更新, 高品质服务, 在这协调的环境中就成了他们追求的目标, 此时经济增长方式必定会转向集约。

三、人力资源的素质取决于经济增长的方式

1.人力资源的发掘

人力资源就是说拥有创造性, 为一切生活物质, 文化财产不断更迭, 把社会推向发展的漩涡的人们的代名词。人力资源投资方式有很多, 比如:学校就业定向分配:社会招聘;互联网招聘, 学校就业定向分配在一定程度上缓解了毕业生就业问题, 提供好的就业平台, 减少人才流失。

2.加强人力资源配置优化

如何合理优化人力资源, 把价值得到最大程度的展现, 把资源合理有效地使用。面对经济集约形式的增长, 要考虑人力资源配置的局限性, 比如:地域性、行业性和人们价值观等各种因素的影响, 相对来说蛮复杂的。人才具有不定向性, 流动性较大, 很难把握, 合理优化配置、宏观调控达到人才价值最大化。

3.增强物流技术和交通建设

政府部门、相关单位应该积极表态, 做出实质性、有效性的方法, 加强现代化城乡发展, 交通道路建设、物流运输、网络信息等人文教育走出去、引进来, 了解外面的世界, 新型的科学技术, 学习研究值得探讨的地方, 建立多元化、低成本、高效益的回报。

综上所述, 经济增长方式的转变是一个国家或地区由粗放型过渡到以集约型为主的状态。在转变途中面对着各种转换, 资源的消耗、设备的更迭、生产结构、人力资源配置优化、企业的管理等方面。其中, 人力资源的挖掘、配置优化是经济增长方式转换的可靠基础保证, 起着决定性作用。

参考文献

[1]曹延明.经济增长方式的转变与人力资源开发[D].东北农业大学, 2006.

[2]佟雪铭.基于经济增长方式的人力资源开发研究[D].大连理工大学, 2009.

城乡经济增长 第7篇

在经济社会发展过程中, 产生这种差距是不可避免的, 尽管一定收入差距的扩大会促进资源的优化配置和经济效率的提高, 最终会促进经济的增长, 但是, 如果这种差距过大, 就不可避免地会影响整个经济的发展速度和质量, 不利于和谐社会的构建。

大量的研究文献对中国城乡收入差距的影响因素作了详尽的分析, 但很少有人研究城乡收入差距对经济增长的影响。本文以云南省为例, 采用19852010年的年度数据, 运用时间序列分析, 主要从定量方面对经济增长与城乡居民收入差距关系进行因果关系检验。为了深入剖析经济增长与城乡居民收入差距的关系, 本文通过分析找出经济增长中导致城乡收入差距扩大的症结, 以期提供可参考的决策依据。

1 数据来源及指标说明

1.1 指标说明

考虑到统计数据的可得性和比较结果的相对客观准确性, 本文采用官方统计指标中的城镇居民人均可支配收入和农村居民人均纯收入这两个指标, 作为进行城乡收入差距比较的选择指标, 用城镇居民人均可支配收入和农村居民人均纯收入的绝对差额来表示城乡收入差距。在经济增长指标的选择上, 国内外学者基本达成共识, 用GDP或人均GDP来反映经济增长。

1.2 数据来源

本文选用19852010年的地区人均GDP来反映经济增长情况, Heston (1994) 指出, 人均GDP数据总比GDP数据出现更少的错误, 因为一些影响GDP水平的估计错误也影响对人口的估计, 这样错误可以被抵消, 用城镇人均可支配收入和农村居民人均纯收入的绝对差额来表示城乡收入差距。为剔除物价水平变动的影响, 以1985年的价格水平加以调整, 数据来自《云南统计年鉴》、《中国统计年鉴》整理。

2 云南城乡收入差距与经济增长

2.1 变量说明

本文选用19852010年的年度时间序列数据进行分析, 用人均GDP表示地区经济增长, 用SRCJ表示城镇人均可支配收入和农村居民人均纯收入的绝对差额。由于数据的自然对数变换不改变变量的长期关系, 并使其趋势线性化, 还可以消除时间序列中存在的异方差现象, 因此, 分别对其取对数, 记为ln RJGDPt和ln SCRJt, 其相应的差分序列为△ln R-JGDPt和△ln SCRJt。

2.2 相关分析

在建立模型之前, 首先对选取变量的相关关系进行分析, 运用经济计量软件Eviews6.0分析, 得出各变量的趋势图如下:

从图一可以看出, ln GDPt和ln SCRJt之间有不断增长的变化趋势, 并且变动方向较为一致。云南城乡收入差距随着经济的增长而逐渐扩大, 为了验证目前云南城乡人均收入差距的扩大是否合理以及城乡人均收入差距能否如库兹涅茨曲线与“涓滴效应”所示那样随着经济的继续增长而最终缩小, 我们有必要对近年来相关数据进行相应的统计分析。

表一给出了各变量的相关系数, 从相关系数可以看出, 二者的相关系数为0.993465, 表明二者之间具有较强的正相关关系, 但这并不代表所选自变量必然是导致因变量的原因。因此, 还需要进行ADF检验、协整检验、Granger因果关系检验来分析它们之间的关系。

2.3 单位根检验

本文采用Dickey-Fuller的ADF单位根检验法来验证变量的平稳性, 检验时设定各变量不含常数项和时间趋势项, 检验结果如下:

注:检验形式 (c, t, k) 分别表示常数项、趋势项、滞后阶数, 滞后阶数的选择标准是以AIC和SC最小为准则, 并且DW值接近2。

对ln GDPt和ln SCRJt进行ADF单位根检验, 由检验结果可知, 变量时间序列ln GDPt和ln SCRJt都不是平稳的, 而在一阶差分的情况下, 在5%显著性水平下, ln GDPt和ln SCRJt都是平稳的, 说明两变量同为一阶单整过程, 即为I (1) , 满足进行协整检验的要求。

2.4 ln GDPt和ln SCRJt的协整检验

因为ln GDPt和ln SCRJt两序列都是一阶单整序列, 因此可进行协整分析以验证两者之间是否存在协整关系。本文采用Eengle和Granger的两步检验法, 对数据进行协整测试, 得到结果如下:

表三从零假设H0:r=0开始, 迹统计量的值为13.11528, 超过5%显著性水平的临界值12.32090, 表明应拒绝零假设H0:r=0, 接受r=1的备择假设;在原假设H0:r=1时, 迹统计量的值为1.559282, 小于5%显著性水平的临界值4.129906, 因而接受H0:r=1的零假设。结合这两个假设的结果可以得出这样的结论, 在5%的显著性水平下ln GDPt和ln SCRJt存在一个协整关系。由此可见, 在95%的概率下, 有理由确信云南省城乡收入差距与经济增长之间存在长期均衡关系。长期均衡关系的协整方程为:

lnSCRJT=0.136536+0.97974lnRJGDPt

R2=0.986973调整R2=0.986430

在上述协整回归的基础上, 对残差序列进行单位根检验可知, 该残差序列是平稳的。因此, 我们有理由相信19852010年间云南省城乡收入差距与经济增长之间是一种长期的均衡关系, 表明回归方程是一个协整方程, 该方程回归是有意义的。

2.5 lnGDPt和lnSCRJt的Granger因果关系检验

Granger (1988) 指出如果两个I (1) 过程具有协整关系, 一定存在某种因果关系支持这种长期均衡, 它们至少在一个方向上具有因果关系。由于Granger因果关系检验对滞后期数非常敏感, 因此, 通常情况下可以依次多滞后几期, 对不同长度的滞后期数进行检验, 确定检验结果是否保持一致性。当Granger因果检验不随滞后期数变动, 保持一定稳定性时, 则可以根据检验结果确定Granger因果关系是否成立。本文对两者关系进行Granger因果关系检验时, 对滞后2, 4, 6期分别给出检验结果, 如表四所示:

从表四可以看出, 随着滞后阶数的增加, 经济增长是构成城乡收入差距变化的原因之一, 而云南城乡收入差距对经济增长的作用仅表现在短期内。

3 结论

本文利用Granger因果关系检验, 对云南19852010样本区间的数据进行分析, 结果表明:

(1) 虽然云南ln GDPt和ln SCRJt两序列都是非平稳序列, 但其一阶差分都是平稳的, 二者存在协整关系, 表明云南城乡收入差距的增长和地区经济增长之间存在长期稳定的均衡关系, 人均GDP的增长会影响城乡居民收入差距的变化。云南省人均GDP对城乡居民收入差距的拉动作用相当大, 人均GDP每增加1%, 将会导致城乡居民收入差距增加0.9797%。

(2) 经济增长是城乡收入差距拉大的Grange原因, 而城乡收入差距却不是经济增长的Grange原因, 二者只存在单向的因果关系, 不存在互为因果的关系。Granger因果关系检验说明, 云南经济增长导致了城乡收入差距扩大, 但城乡收入差距扩大并没有促进经济增长。这说明在经济增长收益主体主要是城市居民的态势下, 云南二元结构的分割还在增加, 不利于云南经济协调发展, 所以应该采取措施提高农村经济发展步伐, 实现城乡协调发展。

4 政策建议

云南是少数民族聚居的地区, 由于历史原因, 少数民族主要分布在边远的农村地区。由于云南经济快速增长是收入差距扩大的原因, 而收入差距扩大并不是经济增长的原因, 所以云南城乡收入差距扩大并没有获得经济增长效率, 只是导致了社会不公平。鉴于少数民族主要分布在农村, 这种差距扩大还会导致民族间收入差距扩大, 不利于边疆的和谐稳定发展, 因此需要政府加以干涉, 通过经济体制改革, 打破城乡阻隔才能使其缩小。

缩小云南城乡收入差距建议如下:

第一, 统筹城乡经济社会发展, 推进现代农业建设。

第二, 提升云南产业结构, 延长产业链条, 提高工业发展对就业的带动作用。

第三, 采取发展农村金融、扩大农村地区转移支付、在农村地区进行新城镇建设等措施, 缩小云南城乡收入差距。

参考文献

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[4]张群, 陈瑞.边疆少数民族地区城乡收入差距的基本特征及原因分析[J].科技广场, 2009 (, 12) .

城乡经济增长 第8篇

关键词：协整检验,Granger因果关系检验,经济增长,城乡收入差距

一、引言

改革开放前, 农村创造的大量财富用来支持工业化和城市化发展, 由于户籍制度的长期存在限制了农村劳动力自由流动, 造成我国农村居民收入长期处于低水平, 使得我国逐渐成为显著的城乡二元结构。国家投资主要集中在城市, 因而城市经济发展快, 收入相对较高;而农村创造的财富大多用来支持工业化和城市化发展, 因而农村居民收入整体较低, 城乡居民收入水平存在着差距。根据中国社会科学院城市发展与环境研究所发布的《中国城市发展报告No.4聚焦民生》一文知:目前我国城乡收入差距比为3.23:1, 是世界上城乡收入差距最大的国家之一。

从图可以看出, 随着人均GDP的增长, 城乡收入差距也在不断增大, 那么经济增长与城乡收入差距具有一定的关系。而经济增长与城乡收入差距之间的因果关系具有重要的政策含义:若城乡收入差距是经济增长的结果, 就应在保证城镇经济快速增长的同时, 保持城乡协调发展;若城乡收入差距是经济增长的原因, 就应重点改革收入分配制度, 使城乡收入差距基本合理, 以带动城乡经济的共同发展。

因此研究经济增长与城乡收入差距之间的因果关系具有很大的现实意义。本文采用协整检验, 从严格的单整检验开始, 验证经济增长与城乡居民收入差距之间是否存在长期均衡关系, 依据Granger因果关系检验方法, 确定经济增长是否对居民收入差距的变动存在影响作用, 再用EG检验进一步验证。如果存在长期均衡关系, 则可以利用向量误差修正模型研究两者之间的短期修正机制, 以验证经济增长对城乡居民收入差距的影响机制是否存在质的不同。

二、样本与数据

本文采取1978-2012年的年度数据作为样本。为了消除数据的异方差性, 人均GDP (记为PGDP) 、城乡居民收入差距 (记为URI) 进行对数转换。转换后的变量分别记为LNPGDP、LNURI。 (数据来源:《中国统计年鉴》2012)

三、实证研究

1. 数据的平稳性检验 (ADF)

经计算LNPGDP与LNURI的Pearson相关系数为0.997, 呈高度相关, 故不能直接拟合回归模型。根据EG协整理论, 同阶单整变量之间才可能存在长期的动态均衡关系。因此, 要检验变量之间的协整关系, 首先应当进行单位根检验。

本文采用ADF法对LNPGDP、LNURI这两个时间序列进行单位根检验。具体方法为:

由表1可知, LNURI和LNPGDP都是一阶单整的, 它们之间应该存在一个平稳的线性组合, 即两者之间应该存在一个长期的稳定关系。

2. 协整检验

在计量经济研究中, 协整检验方法主要有两种:一种是基于回归残差的EG检验;另一种是基于回归系数完全信息的Johansen检验。本文主要采用EG检验。

(1) Granger因果关系检验

由表2知:在1%的显著性水平下, 拒绝“LNPGDP does not Granger Cause LNURI”的原假设, 即LNPGDP是引起LNURI的Granger原因, 反之不成立。可知经济增长与城乡居民收入差距是一个单向因果关系。

注:*、**、***分别表示在1%、5%、10%的置信水平下显著。

(2) 城乡居民收入差距 (LNURI) 与经济增长 (LNPGDP) 间的协整检验

EG检验是对回归方程的残差进行单位根检验。所以检验一组变量之间是否存在协整关系等价于检验回归方程的残差序列是否是一个平稳的序列。

本文借助于计量经济学建模的方法, 采用最小二乘估计 (OLS) , 由Eviews7.0得出方程:

协整检验就是检验回归方程的残差序列是否为平稳性的序列, 对残差进行了单位根检验, 检验结果如下:

由表3可知, 残差序列不存在单位根, 是平稳序列。说明, 城乡居民收入差距 (LNURI) 与经济增长 (LNPGDP) 具有长期均衡关系。但从短期来看, 可能会出现失衡, 为了增强模型的精度, 进一步建立误差修正模型, 把城乡居民收入差距的短期行为与长期变化联系起来。最终得到方程为:

由上述结果可知, 城镇居民收入不仅取决于经济增长的变化, 还取决于上一期人均可支配收入对均衡水平的偏离。

四、结论与政策性建议

1. 实证研究的结论

本文采用Granger因果关系检验、协整理论等分析方法, 研究了经济增长对城镇及农村居民收入的影响机制。分析结果表明:人均GDP与城乡居民收入差距之间协整关系显著。可知:经济增长与城乡居民收入差距之间存在长期线性均衡关系。

人均GDP的当期波动对城乡居民收入差距的当期波动调整幅度很大, 在其他条件不变的情况下, 人均GDP每增长1%, 城乡居民收入差距相应增长0.9808%;但上期误差et-1对城乡居民收入差距的当期波动的单位调整比例为0.7747。

因此, 经济增长是影响城乡居民收入差距变动的直接原因。从长期来看, 城乡居民收入差距水平随经济发展水平的漂移而均衡波动.具有较强的关联性。

2. 政策性建议

(1) 调整国家发展战略及相关政策

一般情况下, 新的发展战略及相关政策的推行需要一定的时间, 在此之前, 中国的城乡居民收入差距呈继续扩大的趋势。如何快速有效的找到方法以弱化、消除原有发展战略及其相关政策的惯性, 尽可能达到城乡居民共同富裕, 是解决中国城乡居民收入差距问题的主要途径。

(2) 深化收入分配制度改革, 加快农村居民人均纯收入增长

农民是我国农村改革发展和农业生产的主力军, 也是我国低收入阶层的主体。因此, 提高农民收入有助于农村居民人均纯收入的增长。一要创造条件, 给农民提供增加市场收入的机会。二要为农村劳动者创造平等的就业和创业机会, 为劳动者提供平等的就业服务。

(3) 加快户籍、土地制度改革, 构建城乡一体化

户籍制度很大程度上限制了我国人力资源的流动及合理配置, 阻碍了城市化进程。因此要促进农村人口在城镇落户, 推进土地制度改革。逐步剥离附着在户籍上的福利待遇, 保障农民工进城;在自愿互利的前提下实行土地经营权流转, 并按市场规则对征地农民进行合理补偿。

参考文献

[1]赵丽.我国收入分配存在的问题及原因分析[J].山东行政学院学报, 2012 (6) .

[2]庞浩.计量经济学 (第二版) [M].北京:科学出版社, 2010.

让收入增长快于经济增长 第9篇

改革开放3 0年来，中国GDP以年均9.8%的速度在持续高速增长。在这一骄人成绩的背后，我们有一个遗憾，那就是城乡居民收入未能与此保持同步增长。剔除价格因素，在这3 0年，城镇居民可支配收入年均增长7.2％，农村居民纯收入年均增长7.1％。可见，城乡居民收入增长速度明显低于GDP的年均增长速度。

纵观世界部分国家经济增长与收入增长间的对比关系，我们发现，经济增长与收入增长保持大致同比例的对应关系是常态。在发达国家，一方面由于经济结构的发育已经基本成熟，经济总量的基数已经达到较高水平，所以，经济增长率一般都不可能超过5 ％ ； 另一方面，发达国家的劳动生产率较高，产品和服务产出的附加价值较高，因此，在那里，经常出现收入增长快于经济增长的情况。这是经济增长质量较高的具体表现。

今年以来，由于受到内外部多方面冲击，如美国次贷危机，石油价格高企，冰雪和地震灾害等不利因素影响，我国东部沿海地区率先出现了经济增长放缓。然而，一些地区在生产总值增幅同比回落的同时，出现了收入增幅同比上升的情况。以广东省为例，今年第一季度，广东省地区生产总值增长10.5％，增幅同比回落2.5％；城镇居民人均可支配收入同比增长9.5％，增速比去年同期加快1.9％；农村居民人均现金收入同比增长13.3%，增幅提高6.7％。这也有力地表明，在我国，城乡居民收入增长同步，甚至快于经济增长是完全可以做到的。

当前，我国社会经济生活中的几个突出矛盾——国民收入分配格局不合理、收入分配差距扩大和居民消费率过低，都与收入增长慢于经济增长有关。

所谓国民收入分配格局不合理有两个方面的典型表现：

其一， 近些年来， 在国民收入的初次分配中，政府和企业（主要是国有及垄断性企业）收入增幅超过居民收入增幅，进而使居民收入在国民收入中的占比下降，由此必然导致居民收入增长慢于经济增长；

其二，资本所得和劳动所得在国民收入的分配格局中比例失衡。中国社科院2008年社会蓝皮书称，我国劳动报酬占国民收入比重从2003 年以前的50％以上，下降到2006年的40.6％；资本回报从以前的20％，上升到2006年的30.6％。这显然是收入分配差距扩大的一个源头性解释。

居民收入和劳动所得增长过慢，占比下降，就自然地影响到消费及其增长，这也是居民消费率长期过低的基本解释。

由此可见，只有较大幅度地提高城乡居民收入的增长水平，并使其快于经济增长，才能有效改变不合理的国民收入分配格局，为解决收入分配差距提供更大的空间。这里的道理十分简单：假定存量为刚性，就只有在增量中获得改变结构的可能性。也就是说，我们现在要将城乡居民收入的增量，相对较多地分配给低收入居民和劳动要素，以期改善收入分配差距扩大的趋势。

同时，只有当城乡居民，尤其是农村居民收入水平有较大幅度地增长，才能有效改变消费率长期低下的“老大难”问题。

城乡经济增长 第10篇

关键词：统筹城乡经济增长,金融发展程度,协整

城乡的发展尤其是经济的发展应该是均衡的。传统理论认为,金融体系仅仅是为了迎合实际经济部门融资的需要,配合这些部门的自主发展,因而其作用是被动的。而当代理论提出,金融发展对经济增长有着因果影响。索洛指出,经济增长的源泉之一是生产要素的增长,主要是劳动和资本的增长。资本的形成离不开投资、储蓄活动等金融行为,体现出金融对经济的作用[1]。哈罗德-多马模型表明金融活动是经济增长的必要条件。格林伍德、约万诺维奇和莱文研究表明实际增长和金融部门之间存在着一个循环的联系[2]。

金融深化论认为,欠发达地区的金融业发展缓慢,一般体现的区域金融抑制是:金融组织的单一、金融宏观和微观不分、没有发达的金融市场、可利用的金融工具较少、金融市场机制对社会资金配置的作用小等[3]。金融与经济难以真正增长。

在城乡统筹发展中,储蓄在改进投资分配的效率上起着关键的作用,从而推进金融发展进而影响经济增长[4]。要实施城乡统筹发展,必须推行金融创新,促进金融深化,并积极实施市场化改革,以缩小城乡差别,实现协调发展。

1 金融资源流动与经济增长的发展趋势

2001年重庆GDP和城乡金融机构贷款余额分别为1 976.86亿元和4 347.96亿元,而在2011年重庆GDP和城乡金融机构贷款余额分别为7 925.58亿元和24 613.84亿元,从贷款增长的速度来看,重庆GDP和城乡金融机构贷款余额的年平均增长速度分别为75%和458.4%。根据金融发展程度(FIR)=金融机构存贷和/GDP,重庆市金融发展程度FIR从2001年的2.2上升至2010年的3.11(见表1)。尤其是从2007年国家在重庆成立统筹城乡综合配套改革试验区开始,存贷额迅速增加,至2010年存贷额翻一番。

注:数据来源于《2011年重庆统计年鉴》,D表示存款额;L表示贷款额;F表示存贷额。

2 金融与经济增长的关系

金融在经济中起中介作用。首先表现在金融是产品交换和分配的中介,产品的价值通过货币而顺利形成交换,而金融通过结算和信贷,提供流通工具和交换手段;其次,金融是储蓄与投资的中介[5]。此处引用模型g=As,其中,g为经济增长率,A为外生技术,s为储蓄率,也称为储蓄投资转化率或漏损率,说明了金融发展引致经济增长的三个主要因素。通过影响储蓄率s,作用于经济增长;提高转化效率,减少利差漏损,促进经济增长,金融特有的风险管理和信息揭示功能,提高社会边际投资生产率,有助于经济增长。

内生增长理论对于考察金融发展与经济增长起着重要的作用[6]。该理论表明,所有能提高资本生产力的因素,都会对经济的稳定增长率产生影响。以金融部门和实际部门分别代表金融和经济,通过将金融部门和实际部门之间的相互作用引入增长模型,揭示不同增长率的内生增长存在着稳定的均衡的可能。在金融部门和实际部门之间存在着一种会导致多重均衡互补的外部效应。实际部门和金融部门的实际工资率相等,得经济增长率undefined。该方程表明,金融部门的发展对经济长期增长有两个影响:一是,实际部门劳动力的减少降低资本边际生产率;二是,通过规模效应和竞争效应降低中介成本。实际部门的增长使金融市场扩张,加剧银行竞争,提高银行效率。同时,银行部门的发展提高储蓄净收益,促进资本积累和经济增长。

3 指标的选取和数据的说明

3.1 指标的选取

3.1.1 金融发展程度FIR

衡量金融结构与金融发展水平的指标,著名经济学家戈德史密斯提出的金融相关比率表示一国在某一时点上所有未清偿金融工具余额金融资产总值与国民财富的比值,是衡量金融上层结构相对规模最广义的指标,其变动反映的是金融上层结构与经济基础结构之间在规模上的变化关系[7]。因而它也是衡量金融深化和金融改革的一项指标。

3.1.2 重庆市区域内生产总值增长率GDPL

一个地区的经济中所生产出的全部最终产品和劳务的价值,常被公认为是衡量该地区经济状况的最佳指标。它不但可反映一个地区的经济表现,还可以反映一地区的国力与财富。一般来说,生产总值共有4个不同的组成部分,其中包括消费、私人投资、政府支出和净出口额。ΔGDPL是每年GDP的增长率。

3.2 数据说明

以上指标所涉及数据的时间窗口皆为1996～2010年。由于各年度指标皆为该年相关数据的比值,所有指标在时间序列上具有可比性,因此未对数据进行特殊处理。金融发展程度FIRi=F/GDPt,其中(F为存贷额),GDPLi=(GDPt-GDPt-1)/GDPt-1每年的存款和贷款额,以及重庆市各年GDP均来自《2011年重庆市统计年鉴》。

4 统筹城乡金融与经济发展的实证分析

通过构建如下模型来对重庆市城乡统筹模式下金融发展程度(FIR)和经济增长率(ΔGDPL)间的关系进行检验:FIRt=α+βGDPLt+ε变量的单位根检验由于时间序列数据多是非平稳的,直接进行单方程回归可能会得出有偏且非一致的估计结果。鉴于此,首先利用ADF单位根检验法滞后期的选择根据AIC准则对各变量进行单位根检验,以确定变量的平稳性[8]。

注:△FIR,△GDPL分别代表的是FIR和GDPL的一阶差分。

检验结果显示,序列△FIR和序列△GDPL检验P统计量相应的概率值远小于10%。所有序列变量经过一阶差分处理后再次进行单位根检验,结果所有序列变量经过一阶差分后都拒绝了单位根假设,表明差分变量都是平稳的,因此模型中所有的序列变量都符合I(1)的特征。对这些非平稳的经济变量不能采用传统的线性回归方法检验它们之间的相关性,而应该采用协整的方法进行检验分析。

4.1 协整与误差修正模型检验

通过上面单位根检验可知,所有序列一阶差分后都是平稳序列,都为一阶单整,满足协整检验前提。这里使用Granger对FIR和GDPL进行协整关系检验。残差单位根检验的T统计量=-3.532 292,其相应概率值为0.026 5,小于5%的检验水平,因此拒绝残差序列,存在单位根的假设,即残差序列平稳。Johansen协整检验最终得到误差修正模型的估计结果:

FIRt=0.011 33+0.718 95△GDPLt-0.184 866ECM(-1)+ε

方程调整后的可决系数undefined变大,表明调整后的模型比未调整的模型拟合效果好。表明,FIR的变化不仅取决于GDPL,还取决于上期FIR水平的偏离,误差项估计的系数为-0.184 866,它体现了对偏离的修正,上期偏离越远,本期修正的量就越大,即系统存在误差修正机制。从长期来说, 城乡收入差距与城乡金融发展的规模非均衡和效率非均衡之间是正向作用关系,说明城乡金融非均衡发展与城乡收入差距确实存在长期相关关系,与理论预期一致[9]。

4.2 格兰杰关系分析

由于协整关系只能说明变量之间至少有单向的因果关系,并不能具体指出何为因果,而重庆市金融发展与经济增长之间的关系,需进一步验证:(1)经济增长导致金融发展;(2)金融发展影响经济增长。为此,通过Granger检验中选用的滞后时间长度将直接影响实际分析中检验的功效。

由表3可知,FIR和GDPL互为因果关系,也即金融与经济相互影响。经济发展规模和速度决定金融发展的规模和速度;国民经济结构决定金融结构;商品流通决定货币流通,金融影响经济的发展。

4.3 对上述回归结果分析

FIR与GDPL存在双向Granger因果关系,金融产业优化发展是统筹城乡经济发展的原因,这与中国的现状也是比较符合的。但就目前来看,重庆金融产业还尚且缺乏沿海地带产业结构高级化的一些先决条件,重庆可以利用优惠政策通过吸引外资建立起优质的金融服务体系,来推动金融产业结构升级[10]。

通过方程可以看出,FDPL每增加1%,金融资产提高78.9%,说明中国经济的增长的确能促进金融产业结构升级,但促进作用还有限。这主要是因为,重庆三大产业分布还不尽合理:大部分产业属于资源寻求型和市场寻求型,高度集中于对资源开发业和初级加工制造业的投资;对技术密集型产业的投资比重还较低,对国内波及效应强的产业投资还很不足。这些因素就使得经济增长对城乡金融产业结构调整的推动作用还没有充分发挥出来[11]。

5 结论与政策建议

5.1 结论

通过各年的存贷数据发现重庆市在设立统筹城乡试验改革区后,金融业快速发展,同时经济水平也呈现高速增长,但是金融整体水平和经济发展程度与沿海地区仍然有较大的差距。因此认为,经济发展差距、资金供需、金融风险都会影响和制约该地区的金融发展。通过上述的实证分析,发现重庆市金融发展程度与生产总值之间存在着长期协整的关系,且地区的发展能够显著影响金融发展水平,但是金融发展水平对经济发展的促进作用不是很显著。说明重庆市的金融发展力度尚且不足,需要进一步加强金融改革。

5.2 政策建议

5.2.1 防范金融风险,鼓励金融创新

在防范信贷风险下,加强与外资机构的合作,合理地引进和改善金融产品,推出适合城乡统筹模式下特殊的金融创新产品。规范金融生产秩序,使金融创新与经济稳定和谐发展。

5.2.2 改进金融服务,增加信贷投放总量

逐步加强内部管理,加大资金筹集和信贷投放力度,提高经营效益。建立有效的激励监督机制,充分调动信贷人员的积极性,合理增加信贷投放。调动基层行业的积极性,使优势企业、优势项目能够及时缓解资金压力。

5.2.3 重视有关政策导向

金融部门要高度重视国家关于西部大开发和两江新区的有关政策导向,缩小城乡金融差距,研究制定相关具体措施,促进资源优势向经济优势转化,调整工农业产业结构,促进传统农业生产向区域化布局、专业化生产、规模化经营方向发展,为缩小二元经济结构做贡献。

参考文献

[1]高鸿业.西文经济学[M].4版.北京:中国人民大学出版社,2007.

[2]扬奎斯特.萨金特.递归宏观经济理论[M].2版.北京:中国人民大学出版社,2010.

[3]王淑敏,徐捷,申瑞涛.金融深化创新论[M].北京:中国金融出版社,2003.

[4]戈德史密斯.金融结构与金融发展[M].上海:上海人民出版社,1990.

[5]赵志君.金融资产总量、结构与经济增长[J].管理世界,2000(3):126-136,149.

[6]尼尔斯.赫米斯,罗伯特.伦辛克.金融发展与经济增长-发展中国家的理论与经验[M].北京:经济科学出版社,2001.

[7]冉光和.金融产业可持续发展理论研究[M].北京:商务印书馆,2004.

[8]爱洪德,徐明圣,郭凯.我国区域金融发展于区域经济增长关系的实证分析[J].财经问题研究,2004(7):26-32.

[9]张迎春.统筹城乡发展与金融支持体系构建研究[M].成都:西南财经大学出版社,2006.

[10]高铁梅.计量经济分析方法与建模[M].北京:清华大学出版社,2006.