我國城鄉居民收入差距與教育投入差距的關系分析

曲雙紅，徐雅靜

（鄭州輕工業學院 數學與信息科學系，河南 鄭州 450002）

我國城鄉居民收入差距與教育投入差距的關系分析

曲雙紅，徐雅靜

（鄭州輕工業學院 數學與信息科學系，河南 鄭州 450002）

本文探討了我國城鄉居民收入差距與教育投入差距之間的關系.結果表明兩者之間既存在長期的均衡關系，又存在短期的動態關系，隨后根據我國實際情況，提出相應建議.

收入差距；教育投入差距；長期均衡；短期波動

1 引言

我國城鄉差距問題是一個既古老又現實的問題，而且隨著社會的發展，這一問題在一定程度上已經阻礙了我國的經濟發展，影響了我國社會現代化的進程和目前我國和諧社會的建設，必須引起高度重視.提高國民素質的重中之重在教育，所以城鄉差距就集中表現在城鄉居民的收入差距和教育投入差距上，因此，研究城鄉居民的收入差距和教育投入差距，尋找這些差距產生的原因，有利于緩解我國城鄉差距過大的問題，有效地統籌城鄉經濟發展，從而促進整體國民經濟的健康發展.

近年來，我國學者對居民收入和消費進行了一系列的研究，視角主要集中在單純地研究農村居民的收入與消費的關系或單純地研究城鎮居民的收入與消費的關系上，當然也有學者研究收入差距或消費差距的，張啟春等[1]建立回歸模型比較分析了城鄉居民基本消費支出方面的差別，朱高林[2]僅基于2005年數據對我國城鎮居民消費差距作了分析，劉志仁等[3]通過協整檢驗并建立誤差修正模型對我國1981~2005年間金融非均衡發展與城鄉消費差距之間的長、短期關系進行了實證研究.本文從一種新的視角，利用協整理論對我國城鄉居民的收入差距和教育投入差距進行了研究，探討了二者之間的關系，并根據實證結論提出相應的政策建議.

2 數據說明與研究方法

2.1 數據說明

本文所選用的數據樣本區間為1985~2010年.從《新中國五十年統計資料匯編》及2000~2011年《中國統計年鑒》中，選出各年的城鎮居民人均可支配收入、農村居民人均純收入、城鎮居民人均全年教育投入、城鎮居民人均全年教育投入的時間序列數據，同時，為了消除物價因素的影響，本文在分析前以1985年為基期，對原始名義數據進行調整得到收入與教育投入的實際值.

對于調整后的數據，本文用城鎮居民人均可支配收入與農村居民人均純收入之差作為城鄉收入差距.應注意的是，這兩個收入概念與國際標準的住戶可支配收入的定義仍有一定的差別，相對于標準的定義，存在低估的問題，其中城鎮居民人均可支配收入的低估程度要大于農村居民人均純收入的低估程度，但現階段還難以按照國際標準的住戶可支配收入的定義來測度城鄉收入差距[4].本文用城鎮居民人均全年教育投入與農村居民人均全年教育投入之差作為城鄉教育投入差距.考慮到數據的自然對數變換可以消除數據中的異方差，使其成為平穩序列，同時原數據的協整關系也沒有改變，所以本文對上述兩個指標數據采用對數形式，分別記為l n s和l n j.

2.2 研究方法

傳統的線性回歸建模通常假定時間序列是平穩的，而對非平穩時間序列作線性回歸時可能產生所謂的“偽回歸”，20世紀80年代中后期發展起來的協整理論把時間序列分析中短期動態模型與長期均衡模型的優點結合起來，為非平穩時間序列的建模提供了很好的解決方法.本文采用協整理論，對上述數據進行分析，探索兩者間的內在關系，以期發現兩者之間是否存在動態均衡關系和因果關系.

3 實證分析

3.1 平穩性檢驗

先對兩個時間序列進行平穩性檢驗，這里采用A D F單位根檢驗，結果如表1：

表1 變量的A D F檢驗結果

從表1可以看出，序列l n j和序列l n s序列都是非平穩的，但一階差分序列在1%的顯著水平下拒絕單位根的假設，為平穩序列，所以序列l n j和序列l n s均為1階單整序列.

3.2 協整檢驗

根據協整理論，對于具有同階單整的兩個時間序列，可以通過判斷其線性組合是否平穩來判斷它們的協整性，如果殘差平穩，則二者存在協整關系，反之，不具有協整關系.用E G兩步法，第一步，先對l n j和序列l n s坐最小二乘回歸，得到

t檢驗統計量的p值為0，說明參數顯著，擬合優度為0.986053，說明模型顯著.

第二步，對殘差et進行平穩性檢驗，結果的p值為0.0035，說明在1%的顯著水平下，殘差序列不存在單位根，是平穩的.也就是說，我國城鄉居民的收入差距和教育投入差距之間存在長期的協整關系，教育投入差距對收入差距的長期彈性為0.952626，及收入差距增加1%，對教育投入差距的作用就增加0.952626%.

3.2 格蘭杰因果關系檢驗

協整關系表明我國城鄉居民的收入差距與教育投入差距之間存在長期均衡關系，它們之間是否存在因果關系，還需進一步進行格蘭杰因果檢驗.由于模型的檢驗結果敏感地依賴于滯后期的選擇，本檢驗按照A I C準則確定滯后期，檢驗結果見表2.

表2 變量的因果關系檢驗

由表2可以看出，從長期來看，在10%顯著水平下，拒絕l n s不是l n j的格蘭杰原因和l n j不是l n s的格蘭杰原因的原假設，即認為城鄉居民收入差距和教育投入差距之間存在雙向的因果關系.

3.3.誤差修正模型

為得到l n j與l n s之間的短期波動關系，需要建立誤差修正模型.利用E v i e w s 6.0計量經濟軟件，得到誤差修正模型為：

上述結果表明，城鄉居民教育投入差距的變化不僅取決于收入差距的變化，而且取決于上一期收入差距的變化和上一期教育投入差距對均衡水平的偏離，誤差項e c m估計的系數-0.217862體現了對偏離的修正，上一期偏離越遠，本期修正的量就越大，即系統存在誤差修正機制.

4 結論及政策建議

(1)在1985~2010年間，我國城鄉居民的收入差距和教育投入差距之間既存在長期均衡的協整關系，也存在短期的動態關系，這符合經濟理論的預測.l n s關于l n j的長期彈性系數為0.952626，這兩者存在長期共同增長的協同關系，這說明，收入差距的拉大是制約教育投入差距的重要因素.

(2)格蘭杰因果檢驗表明，城鄉居民收入差距和教育投入差距存在雙向的因果關系.這進一步說明，要想普遍提高國民素質，必須加大教育投入力度，特別是農村地區，也就是說，要想縮小城鄉的教育投入差距，只有不斷增加農民收入，縮小城鄉居民收入差距；反過來說，要想縮小收入差距，達到共同富裕，必須縮小教育投入差距，也就是政策扶持，加大農村教育投入力度.

(3)誤差修正項的系數為負，這個結論與誤差修正機制相一致，–0.217862說明當短期波動偏離長期均衡時，將以21.79%的調整力度將非均衡狀態拉回到均衡狀態，即以21.79%的比例對下一年的?l n j的取值產生影響.

〔1〕張啟春，馮曉莉.我國城鄉居民消費差距實證分析（1985-2005）[J].學術界，2007（4）.

〔2〕朱高林.中國城鎮居民消費差距分析—基于2005年度數據[J].云南財經大學學報，2007（8）.

〔3〕劉志仁，黎翠梅.金融非均衡性發展與城鄉居民消費差距研究[J].消費經濟，2007（12）.

〔4〕李實.中國個人收入分配研究回顧與展望[J].經濟學（季刊），2003（2）.

〔5〕我國教育投資與經濟增長的長期均衡與短期波動關系

分析[J].統計與決策，2010（2）.

G 521

A

1673-260X（2012）07-0043-02

河南省科學技術研究項目（112300410156）；河南省教育廳自然科學基金（2011A110022）