1978-2012年江蘇城鄉收入差距與經濟增長的實證研究

顧程亮

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

關鍵詞：江蘇經濟發展；城鄉收入差距；經濟增長一、引言

改革開放以來，我國的經濟快速發展。但在經濟發展的同時，獨特的“二元經濟結構”造成的城鄉收入差距問題也不可忽視。江蘇作為我國經濟發展的典范，GDP在2012年達54058.22億元，占當年全國GDP的10.42%，而江蘇城鄉的貧富差距也非常明顯。本文基于城鄉發展理論，建立城鄉收入差距與經濟增長的模型，對江蘇1978—2012年的經濟數據進行實證分析，為江蘇更好的發展奠定基礎。

二、相關理論研究

由于我國存在獨特的二元經濟結構，因此，國內學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據的研究時發現，城鄉收入差距對經濟增長的影響分為兩個階段，前者為正，后者為負。贠鴻琬（2009）對河南省城鄉收入差距與經濟增長因果關系進行實證檢驗，結果表明河南城鄉收入差距與經濟增長間既存在雙向格蘭杰因果關系，也存在著長期穩定的關系。劉少奎（2012）研究了浙江省城鄉收入差距與經濟增長的關系表明，在短期內，城鄉收入差距的擴大能夠促進經濟的增長，但隨著差距的拉大，對經濟增長則會轉為抑制作用。截止目前，對江蘇省城鄉收入差距與經濟增長關系的研究卻無人問津。

三、江蘇省城鄉收入差距與經濟增長關系的實證研究

（一）指標的選取。本文采用江蘇1978-2012年的城鄉收入比和人均 GDP 來研究城鄉收入差距和經濟增長之間的關系，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進行平減，并且對兩個指標都進行對數化處理，使得估計參數具有彈性的意義，記為 LRI 和 LPG。

（二）倒 U 型曲線的驗證。研究城鄉收入差距與經濟增長關系中的重要問題就是確定地區城鄉收入差距與經濟增長是否是“倒 U” 型曲線。本文在借鑒前人研究的基礎上，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 年城鄉收入差距和經濟增長的關系

由圖1可以看出1978-2012年江蘇城鄉收入差距與經濟增長經歷了幾次波動，但總體上呈現正相關關系。結合“倒 U”理論的性質，本文采用一元二次方程的形式對江蘇省城鄉收入差距與經濟增長進行擬合，模型如下：

LRIt=α+β1LPGt+β2LPG2t+εt

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

GDP）；εt為隨機誤差。運用EViews7對江蘇1978-2012年的數據進行擬合，結果如表1：

表1回歸結果

R2=0.7671，調整的 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β2=0.0112是正數，這意味著根據1978—2012年江蘇省城鄉收入差距與經濟增長數據，兩者之間的關系不成“倒U型”，而是“正U型”。由于判定系數和調整后的判定系數都不高，而且模型中的t值都未通過檢驗，另外D.

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

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

運用 EViews7 再次進行擬合，結果如表2：

表 2引入AR項和解釋變量3次方后的回歸結果

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

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

由此可以得到由1978-2012年江蘇省城鄉收入差距和經濟增長的關系式：

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

根據數學知識，此函數先遞減再遞增最后又遞減，并且在大約LPG=6時，城鄉收入比LRI最小，而在大約LPG=8時，城鄉收入比LRI達到這段時期內最大。它的現實意義就是說在

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

四、城鄉收入差距與經濟增長之間的互動關系

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

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

LRIt=α+βLPGt+εt

用 EViews7 再次進行OLS擬合并對其殘差序列■進行ADF檢驗，結果如表3：

表3 殘差序列的 ADF 檢驗

注：( C,T,L)的值為（0,0,0），是說對進行ADF檢驗時無截距項和趨勢項，滯后階數為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，因此可認為序列LRI和LPG之間存在協整關系，即江蘇城鄉收入差距與經濟增長之間存在長期均衡關系。

（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，江蘇城鄉收入差距的擴大促進經濟增長。該結果驗證了勞動剩余型發展中國家二元經濟理論模型，城鄉收入差距是勞動力由農村轉移到城市的動力，江蘇城市較高的收入水平吸引了大量的農村剩余勞動力，促進了江蘇經濟快速增長。

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

表4LUR 和 LPG 的格蘭杰因果關系檢驗結果

五、結論

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

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

（二）協整檢驗表明，江蘇城鄉收入差距與經濟增長間存在長期均衡關系。格蘭杰因果檢驗表明，在短期內，江蘇城鄉收入差距是經濟增長的單向格蘭杰原因，短期內城鄉收入差距的擴大能拉動經濟的增長。同時GRANGER檢驗的顯示，長期看經濟增長與城鄉收入差距互為因果，故必須保持城鄉協調發展。

參考文獻：

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

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

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

endprint

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

關鍵詞：江蘇經濟發展；城鄉收入差距；經濟增長一、引言

改革開放以來，我國的經濟快速發展。但在經濟發展的同時，獨特的“二元經濟結構”造成的城鄉收入差距問題也不可忽視。江蘇作為我國經濟發展的典范，GDP在2012年達54058.22億元，占當年全國GDP的10.42%，而江蘇城鄉的貧富差距也非常明顯。本文基于城鄉發展理論，建立城鄉收入差距與經濟增長的模型，對江蘇1978—2012年的經濟數據進行實證分析，為江蘇更好的發展奠定基礎。

二、相關理論研究

由于我國存在獨特的二元經濟結構，因此，國內學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據的研究時發現，城鄉收入差距對經濟增長的影響分為兩個階段，前者為正，后者為負。贠鴻琬（2009）對河南省城鄉收入差距與經濟增長因果關系進行實證檢驗，結果表明河南城鄉收入差距與經濟增長間既存在雙向格蘭杰因果關系，也存在著長期穩定的關系。劉少奎（2012）研究了浙江省城鄉收入差距與經濟增長的關系表明，在短期內，城鄉收入差距的擴大能夠促進經濟的增長，但隨著差距的拉大，對經濟增長則會轉為抑制作用。截止目前，對江蘇省城鄉收入差距與經濟增長關系的研究卻無人問津。

三、江蘇省城鄉收入差距與經濟增長關系的實證研究

（一）指標的選取。本文采用江蘇1978-2012年的城鄉收入比和人均 GDP 來研究城鄉收入差距和經濟增長之間的關系，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進行平減，并且對兩個指標都進行對數化處理，使得估計參數具有彈性的意義，記為 LRI 和 LPG。

（二）倒 U 型曲線的驗證。研究城鄉收入差距與經濟增長關系中的重要問題就是確定地區城鄉收入差距與經濟增長是否是“倒 U” 型曲線。本文在借鑒前人研究的基礎上，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 年城鄉收入差距和經濟增長的關系

由圖1可以看出1978-2012年江蘇城鄉收入差距與經濟增長經歷了幾次波動，但總體上呈現正相關關系。結合“倒 U”理論的性質，本文采用一元二次方程的形式對江蘇省城鄉收入差距與經濟增長進行擬合，模型如下：

LRIt=α+β1LPGt+β2LPG2t+εt

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

GDP）；εt為隨機誤差。運用EViews7對江蘇1978-2012年的數據進行擬合，結果如表1：

表1回歸結果

R2=0.7671，調整的 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β2=0.0112是正數，這意味著根據1978—2012年江蘇省城鄉收入差距與經濟增長數據，兩者之間的關系不成“倒U型”，而是“正U型”。由于判定系數和調整后的判定系數都不高，而且模型中的t值都未通過檢驗，另外D.

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

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

運用 EViews7 再次進行擬合，結果如表2：

表 2引入AR項和解釋變量3次方后的回歸結果

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

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

由此可以得到由1978-2012年江蘇省城鄉收入差距和經濟增長的關系式：

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

根據數學知識，此函數先遞減再遞增最后又遞減，并且在大約LPG=6時，城鄉收入比LRI最小，而在大約LPG=8時，城鄉收入比LRI達到這段時期內最大。它的現實意義就是說在

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

四、城鄉收入差距與經濟增長之間的互動關系

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

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

LRIt=α+βLPGt+εt

用 EViews7 再次進行OLS擬合并對其殘差序列■進行ADF檢驗，結果如表3：

表3 殘差序列的 ADF 檢驗

注：( C,T,L)的值為（0,0,0），是說對進行ADF檢驗時無截距項和趨勢項，滯后階數為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，因此可認為序列LRI和LPG之間存在協整關系，即江蘇城鄉收入差距與經濟增長之間存在長期均衡關系。

（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，江蘇城鄉收入差距的擴大促進經濟增長。該結果驗證了勞動剩余型發展中國家二元經濟理論模型，城鄉收入差距是勞動力由農村轉移到城市的動力，江蘇城市較高的收入水平吸引了大量的農村剩余勞動力，促進了江蘇經濟快速增長。

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

表4LUR 和 LPG 的格蘭杰因果關系檢驗結果

五、結論

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

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

（二）協整檢驗表明，江蘇城鄉收入差距與經濟增長間存在長期均衡關系。格蘭杰因果檢驗表明，在短期內，江蘇城鄉收入差距是經濟增長的單向格蘭杰原因，短期內城鄉收入差距的擴大能拉動經濟的增長。同時GRANGER檢驗的顯示，長期看經濟增長與城鄉收入差距互為因果，故必須保持城鄉協調發展。

參考文獻：

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

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

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

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

關鍵詞：江蘇經濟發展；城鄉收入差距；經濟增長一、引言

改革開放以來，我國的經濟快速發展。但在經濟發展的同時，獨特的“二元經濟結構”造成的城鄉收入差距問題也不可忽視。江蘇作為我國經濟發展的典范，GDP在2012年達54058.22億元，占當年全國GDP的10.42%，而江蘇城鄉的貧富差距也非常明顯。本文基于城鄉發展理論，建立城鄉收入差距與經濟增長的模型，對江蘇1978—2012年的經濟數據進行實證分析，為江蘇更好的發展奠定基礎。

二、相關理論研究

由于我國存在獨特的二元經濟結構，因此，國內學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據的研究時發現，城鄉收入差距對經濟增長的影響分為兩個階段，前者為正，后者為負。贠鴻琬（2009）對河南省城鄉收入差距與經濟增長因果關系進行實證檢驗，結果表明河南城鄉收入差距與經濟增長間既存在雙向格蘭杰因果關系，也存在著長期穩定的關系。劉少奎（2012）研究了浙江省城鄉收入差距與經濟增長的關系表明，在短期內，城鄉收入差距的擴大能夠促進經濟的增長，但隨著差距的拉大，對經濟增長則會轉為抑制作用。截止目前，對江蘇省城鄉收入差距與經濟增長關系的研究卻無人問津。

三、江蘇省城鄉收入差距與經濟增長關系的實證研究

（一）指標的選取。本文采用江蘇1978-2012年的城鄉收入比和人均 GDP 來研究城鄉收入差距和經濟增長之間的關系，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進行平減，并且對兩個指標都進行對數化處理，使得估計參數具有彈性的意義，記為 LRI 和 LPG。

（二）倒 U 型曲線的驗證。研究城鄉收入差距與經濟增長關系中的重要問題就是確定地區城鄉收入差距與經濟增長是否是“倒 U” 型曲線。本文在借鑒前人研究的基礎上，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 年城鄉收入差距和經濟增長的關系

由圖1可以看出1978-2012年江蘇城鄉收入差距與經濟增長經歷了幾次波動，但總體上呈現正相關關系。結合“倒 U”理論的性質，本文采用一元二次方程的形式對江蘇省城鄉收入差距與經濟增長進行擬合，模型如下：

LRIt=α+β1LPGt+β2LPG2t+εt

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

GDP）；εt為隨機誤差。運用EViews7對江蘇1978-2012年的數據進行擬合，結果如表1：

表1回歸結果

R2=0.7671，調整的 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β2=0.0112是正數，這意味著根據1978—2012年江蘇省城鄉收入差距與經濟增長數據，兩者之間的關系不成“倒U型”，而是“正U型”。由于判定系數和調整后的判定系數都不高，而且模型中的t值都未通過檢驗，另外D.

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

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

運用 EViews7 再次進行擬合，結果如表2：

表 2引入AR項和解釋變量3次方后的回歸結果

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

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

由此可以得到由1978-2012年江蘇省城鄉收入差距和經濟增長的關系式：

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

根據數學知識，此函數先遞減再遞增最后又遞減，并且在大約LPG=6時，城鄉收入比LRI最小，而在大約LPG=8時，城鄉收入比LRI達到這段時期內最大。它的現實意義就是說在

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

四、城鄉收入差距與經濟增長之間的互動關系

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

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

LRIt=α+βLPGt+εt

用 EViews7 再次進行OLS擬合并對其殘差序列■進行ADF檢驗，結果如表3：

表3 殘差序列的 ADF 檢驗

注：( C,T,L)的值為（0,0,0），是說對進行ADF檢驗時無截距項和趨勢項，滯后階數為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，因此可認為序列LRI和LPG之間存在協整關系，即江蘇城鄉收入差距與經濟增長之間存在長期均衡關系。

（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，江蘇城鄉收入差距的擴大促進經濟增長。該結果驗證了勞動剩余型發展中國家二元經濟理論模型，城鄉收入差距是勞動力由農村轉移到城市的動力，江蘇城市較高的收入水平吸引了大量的農村剩余勞動力，促進了江蘇經濟快速增長。

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

表4LUR 和 LPG 的格蘭杰因果關系檢驗結果

五、結論

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

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

（二）協整檢驗表明，江蘇城鄉收入差距與經濟增長間存在長期均衡關系。格蘭杰因果檢驗表明，在短期內，江蘇城鄉收入差距是經濟增長的單向格蘭杰原因，短期內城鄉收入差距的擴大能拉動經濟的增長。同時GRANGER檢驗的顯示，長期看經濟增長與城鄉收入差距互為因果，故必須保持城鄉協調發展。

參考文獻：

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

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

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

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