城鄉經濟差距大全11篇

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（一）城鄉經濟增長不平衡特點突出

據國家統計局數據表明，從1978年至1995年前，城鄉經濟總產出差距比較穩定，一直維持在1350―1600億元之間，在1995年之后，伴隨著市場經濟體制改革的深化、工業化進程的推進，城市二、三產業得到了迅速發展，城鄉經濟增長差距不斷擴大，1996年城鄉經濟總產出差距為2332億元，2001年與2003年差距擴大到了3000億元以上。城鄉間經濟發展不平衡不僅反應在經濟總產出的絕對差距，而且也體現在經濟增長率的差異方面，從1978年到2006年近30年間城鎮實際總產出年均增長率為5.12%，農村實際總產出增長率為4.10%，城市增長率比農村高約一個百分點。

（二）城鄉居民收入差距明顯且呈擴大態勢

在改革開放之初，我國經濟結構比較單一，分配方式主要實行的是按勞分配，當時的城鄉收入差距比較小，1978年為209.8元。1982年的實施激發了農村經濟的活力，城鄉差距一度相對縮小，城鎮與鄉村居民收入比由1978年的2.6倍下降到1985年的1.9倍。1992年實施市場經濟體制后，經濟成分逐步多元化，城鄉收入差距迅速拉大，由1992年的1242.6 元擴大到2005年的7238.1元，城鄉收入比也由2.6倍擴大到3.2倍。如果考慮到城鎮居民享有各種補貼、勞保福利和社會保障等隱性收入，城鄉收入比則更高。收入差距不斷拉大的結果是貧困人口數量不斷增加。就城鎮來看，目前城鎮貧困人口規模超過了2000萬，約占城鎮人口的5%以上。如果從消費水平來衡量貧困人口或者進一步將進城打工農民工中的貧困人群考慮在內，城鎮貧困人口的規模可能會超過3000萬。

二、城鄉經濟增長差距的人力資本原因

什么是人力資本？人力資本的差異如何衡量呢？美國經濟學家、諾貝爾經濟學獎獲得者西奧多?舒爾茨指出，人力資本是指人們花費在人力教育、保健、培訓、遷移等方面投資所形成的資本，這種資本，就其實體形態來說，是活的人體所擁有的體力、健康、經驗、知識和技能及其他精神存量的總稱。從這一界定不難看出，人力資本主要體現為個人的受教育程度、身體健康狀況、接受職業培訓情況及遷移四個層面。由于勞動力培訓與遷移方面的數據缺乏，本文主要從前兩個方面來探討城鄉人力資本積累的差異。

（一）農村勞動力文化水平低，城鄉差異大

雖然近年來我國勞動力文化水平總體上不斷提高，但是城鄉差異明顯。據中國人口統計年鑒有關數據顯示，2005年鄉村的文盲半文盲人口是城市的5.53倍、城鎮的5.57倍。對于接受高層次文化教育的人口比例，鄉村均大大低于城市，如鄉村具有高中文化水平的人口占全國此類文化程度人口的比例為27.8%，比城市低22.8個百分點；鄉村具有大專及大專以上學歷的人口比重更少，只占全國的7.5%，城市與城鎮的這一比重分別為72.7%、19.8%，城鄉勞動力文化水平差異由此可見一斑，文化層次按照由低到高排列，農村人口所占比重越來越小，而城市人口所占比重越來越大。

用人均受教育年限指標來反應的城鄉人力資本積累的差異更加直觀，據計算在1994年前城鄉勞動力受教育水平相差無幾，1994年后差距逐漸拉大。2006年城鄉人均受教育年限分別為10.42年和8.10年，差距達到 2.32年。

（二）城鄉間健康人力資本積累差距大

良好的健康狀況是人力資本實現保值和增值的重要保證，也是社會人力資本的重要組成部分。健康人力資本的積累通常用 “嬰兒死亡率”、 “孕產婦死亡率”、“身體機能失能率”等指標來反映。

1.城市兒童健康狀況優于農村兒童

中國衛生統計年鑒（2006）資料顯示，1991年到2004年13年間全國新生兒死亡率、嬰兒死亡率、5歲以下兒童死亡率分別下降了17.7、28.7、36個百分點，農村中這三個指標下降幅度更大，分別下降了20.6、33.5、42.6個百分點，但因原來基數較大，至2004年兒童死亡率仍然較高，分別是城市的2.06倍、2.43倍與2.38倍，比城市13年前還高4.8、7.2、7.6個百分點。

2．城市孕產婦及60歲以上老人身體狀況優于農村

對城鄉孕產婦死亡率及60歲及以上生活不能自理人口比率指標進行比較，不難看出城鄉之間存在著巨大的健康差異。近15年來，農村孕產婦死亡率明顯高于全國、全國高于城市，城鄉差距表現出周期性地縮小、拉大的變化。除了個別年份外，農村孕產婦死亡率比城市高1倍以上，有些年份甚至達到了2倍以上。全國60歲以上人口生活不能自理率也呈現出同樣的變動趨勢，不能自理率由大到小的順序依次為農村―城鎮―城市，2004年農村人口生活不能自理率平均比城市高3.4個百分點，比城鎮高3.1個百分點，比全國高1.4個百分點。

以上分析表明，農村人口總體健康人力資本存量低于城鎮。從微觀角度來講，人口健康狀況的差異直接影響勞動力參與社會活動有效時間的差異和生產產品質量的差異；從宏觀角度來看，人口身體素質會影響整個地區內社會勞動生產效率，進而影響該地區的經濟增長速度。

三、結論與討論

篇（2）

目前，對于我國的經濟收入差距持續擴大已基本達成共識。李實等（2004，2007）利用泰爾指數將全國的個人收入差距分解為城鎮內部、農村內部和城鄉之間的收入差距三部分，計算出三種差距對全國的差距貢獻率，結果顯示城鄉之間收入差距對全國總體收入差距貢獻率從36%提高到43%，這說明了城鄉之間收入差距過大是全國收入差距過大的主要原因。對于城鄉收入差距對經濟影響的已有分析主要集中在消費結構上，認為城市居民消費趨于飽和，而農村消費結構升級較慢，農村消費占總消費比相對較低，尚有很大的提升空間。我國經濟增長動力主要靠出口和投資，因農村消費不足帶來的內需不足將影響到經濟的持續平穩增長。而關于我國的城鄉收入差距對我國的產業結構之間關系做出理論分析和實證研究的并不多。城鄉間的收入差距拉大將對產業結構產生怎樣的影響呢？本文將視角集中于產業結構的市場需求與供給變動兩方面，以分析城鄉收入差距擴大對產業結構變動的效應。

1城鄉收入差距通過市場需求對產業結構變動產生影響

產業結構是指整個國民經濟中全部經濟資源在各產業的配置結構。本文中的產業結構不僅包括對第一、二、三產業的分類，還涉及到三大產業內部各行業和行業內部各層級及其之間的關系。正常的產業結構變動一般表現為產業結構升級。產業結構升級有兩方面的含義：

①指一國在經濟增長過程中，各個產業部門所表現變動趨勢：第一產業的份額顯著下降，第二產業的比重顯著上升，第三產業也略有上升，即三大產業比重次序的調整，其衡量指標一般是第二產業或第三產業的比重占GDP的比重；

②指發生在三大產業部門內部的產業由低級到高級、勞動生產率由低趨高、由低附加值向高附加值以及由勞動密集型向資本與技術密集型的發展變化過程。影響產業結構變動的因素有很多，主要包括市場的需求條件和供給條件的變動、國際市場供給條件以及經濟政策引起的變動，收入分配結構是其中的一個重要因素。

收入分配結構決定消費結構。當收入水平較低時，可支配收入較低，于是有限的收入將優先用于滿足最基本的物質生活水平的提高。收入水平提高后用于滿足基本生活需要的比例將逐漸下降，更多的收入將投向于更高層次的消費。消費結構將由購買食品衣服為主轉向購買電視機、音響、洗衣機等耐用消費品以及娛樂社交。在一個存在相對合理收入差距的社會里，會形成多層次的消費需求，低、中、高級消費品均有相應合理的需求結構。但若是收入差距過大，如Murphy（1989）在分析收入分配與工農業發展的關系時所指出，富人有足夠的收入購買進口奢侈品和手工品，窮人則局限于解決溫飽問題，財富過于集中在少數富人手中，而中產階級比重較小，會導致國內工業產品的需求不足。城市與農村的消費斷層將會導致相應的商品供給部門發展不均衡。

在市場機制的作用下，投資結構必然與需求結構相一致，而市場需求結構又取決于人們的收入分配結構。城鄉收入差距過大，城市居民擁有更多的可支配收入，也擁有更為有利的生產條件。城市居民更大的消費能力必然引導投資和其他經濟資源流入那些以滿足城市居民消費需求為主的生產部門和相關服務部門。充裕的資源使得這些行業快速發展，而為農村消費者提品和提供服務的行業因投資不足，需求不足而不斷萎縮。

具體說來，收入差距通過投資對產業結構的影響主要表現在：投資在各個產業間的分布和比例不同，各產業的發展速度也就會不同，導致產業結構的變動；投資結構作為資產增量可使產業結構存量的變動，引起產業間規模比例的變化；不同的投資方向形成不同的生產資料需求，從而引起生產資料產業構成的變動。城市居民消費所占比重大，致使更多的投資服務于城市，家電行業，通訊電子類行業等等均傾向于城市居民，且這些行業發展建設都比較快，而合適于農村的消費品和服務則極少。收入消費結構直接影響影響消費資料產業部門的發展，也間接影響為消費資料產業提供生產資料的生產部門的發展，從而影響產業結構的變動。城鄉收入差距過大間接導致產業結構的相對不合理發展，國民經濟的可持續發展也就難以為繼。

2城鄉收入差距通過市場供給對產業結構變動產生影響

在市場經濟中，收入分配形式多元化，不同的生產要素要求同投入所創造的產出相對應的收入。已存在的收入差距會影響生產要素流動方向，從而影響各產業的要素供給數量與質量。要素供給的數量與質量不同又會對各個行業發展產生不同的影響。

發展中國家的工業化過程其實也是一個農村剩余勞動力向城市流動的一個過程。這種要素流動減少了原來農業領域的閑置勞動力，提高人均耕地面積以及勞動生產率，同時也為城市發展提供了大量的勞動力，推動城市經濟的發展，調整了三大產業間勞動力占有比例關系。城市相對于農村的高工資是吸引農村勞動力流動的主要原因，而城鄉收入差距的拉大則給相對理性的人們提供了一個更為強烈的流動信號。于是擁有一技之長、高學歷和較高文化素養的高質量勞動力聚集在城市，促使城市高精尖產業得以發展。城市的迅速發展吸引了大量的年輕力壯的普通勞動力，勞動力資源供給充裕，則對于發展勞動密集型產業提供了良好的條件，于是資金流向該產業，該產業能夠迅速發展。但須注意的是因普通勞動力供給充足導致勞動力市場一直為買方市場，企業能夠以較低的成本獲得相對廉價的勞動力，勞動力資源的充裕供給使企業缺乏提高效率改進的動力，沒有足夠的動力改進機械裝備生產以替代勞動力生產。

轉貼于

而對于農村的發展則是另一番情形，雖然農村勞動力涌向城市緩解了農村緊張的人多地少的矛盾，但是流動的都是年輕力壯的勞動力，于是出現農村發展所必須的勞動力也可能出現短缺，農村發展所需要的技術管理等人才也嚴重缺乏，這嚴重影響到農村經濟的發展。農村產品生產和服務業發展嚴重滯后，農村居民收入也無法持續提升，城市收入差距擴大，人力資源與普通勞動力資源往城市流動的速度隨之加快。城鄉收入差距持續拉大，從勞動力的層面上看，是勞動力在三大產業中的比例趨于協調，但三大產業內部的生產率、產業附加值率和實際發展速度卻是不平衡的。

資金供給狀況也將影響到產業結構。可供農村投資的資金一般取決于農村的儲蓄，而儲蓄受限于收入水平。農村居民收入水平無法得到較大幅度的持續增長使得儲蓄偏低，又由于工農業產品的價格差價使得農村自我積累能力低下。加上郵政儲蓄的只存不貸模式、國有銀行多存少貸惜貸致使原本不多的資金流向城市，農村發展所需資金相對稀缺，且獲取成本相對較高，于是農村經濟發展遇到資金障礙。與農村相比，城市資金供給充裕，資金的使用成本下降，有利于資金流向技術、資金密集型產業，推動產業的演化與發展。資金供給的差異使得城鄉各行業各產業發展不均衡。

3 城鄉收入差距對產業結構升級產生影響

前面已經討論過在市場經濟中城鄉收入差距將促使資源流向為城市居民提品或服務的部門。部分產業在充裕的人力、資金等資源供給和較大的需求刺激下，能夠得到較快的升級，采用新技術，實現產品的多樣化。但僅僅在一個城市經濟圈里，對某一產品的消費將會趨于飽和，而另一方面，由于農村居民收入水平偏低，其消費結構難以轉移和升級，于是為城市居民提供的消費品與服務無法在農村大范圍擴散。

根據產品的生命周期理論，在產品的成長期，城市居民是其主要的消費對象，一般的產品研發設計也是主要是針對城市消費居民。從成長期過渡到成熟期的過程中，企業擴大生產，可獲得規模報酬遞增的效應，前期投入費用下降，產品價格下降，消費群體逐漸由城市居民轉移到農村居民。在有效需求的推動下，企業可以進一步擴大生產規模，批量生產，降低生產成本，從而進一步擴大農村市場，實現規模經濟的良性發展。同時農村居民的消費結構也逐步上升。在收入差距比較合理的社會里，消費需求的結構也比較合理，產業的升級表現得較為平穩順暢。產品的擴散過程需要大量的有效需求拉動，而在像中國城鄉收入差距比較大，城市居民升級換代下來的消費品，農村居民仍無力購買，需求鏈發生斷裂，產業的轉換升級就不順暢。

產品順利進入農村市場，亦使得企業能及時回籠資金，從而有足夠的動力和資金開始下一輪的技術創新，產品的升級換代速度加快，相對于服務業也是如此。產品消費市場平穩轉移可促進新技術的普及和升級，但若為城市居民提供消費品和服務難以難于在農村較大范圍內得到消費，這些新技術的普及和升級便會受阻。

多年來工業經濟的高速發展積累了大量的生產能力，一方面，大量消費品及生產資料是農村居民所需要的卻無能力購買，另一方面，城市市場卻已相對飽和，使得工業生產能力與市場消化能力相比，形成嚴重相對過剩。工業經濟產能的相對過剩使整體經濟面臨通貨緊縮的壓力，這不利于我國經濟的持續穩定成長。

4結語

有以上的分析可知，城鄉收入差距過大對我國產業結構變動產生重要的影響，從需求和供給兩方面都不利于產業結構的優化升級，影響資源的合理優化配置。因此，縮小城鄉收入差距是非常有必要的。雖然目前為刺激內需而采取鼓勵家電下鄉等措施，這些只是治標不治本，根本還在于提高農村居民的收入。

篇（3）

一、我國城鄉收入差距現狀 

中國的城鄉收入差距是影響中國貧富差距的主要方面，是決定整體收入差距第一位的因素，根據以往學者的研究，其貢獻度在 60%左右。中國貧富差距的實質是城鄉差距，由于城鄉居民收入分配格局的不斷變化和收入渠道的不斷拓寬，城鄉居民間收入差距不斷擴大，富者越富，貧者越貧，收入分配的集中度越來越高，社會財富逐漸向少數人集中。據有關資料統計，從1990年至2007年，城鄉居民平均收入的絕對數差額是逐年擴大，從823.9元增長到9645.4元。而城鄉居民平均收入比例，從1990年至1994年逐漸擴大；1994年至2000年又有雖小；2000年至今差距快速擴大。總體來看，城鄉居民平均收入差距是擴大的，從90年的2.2倍擴大到07年的3.32倍，而今年來差距擴大的速度有所增長，且今后短期趨勢也是逐步擴大的。 

二、城鄉收入差距對農村經濟的影響 

（一）長期影響 

城鄉收入差距對農村的勞動力投入和固定資產投資都有顯著的滯后影響。具體分析如下： 

（1）城鄉收入差距與城鎮勞動力投入增長率具有滯后的二次函數關系。根據相關回歸方程得知[2]，隨著城鄉收入差距的擴大，農村勞動力投入增長率的反應會滯后一期，且在長期中呈現先下降后上升的趨勢。而且城鄉人均收入比例為3時是城鎮勞動力增長率由下降到上升的一個轉折點。 

（2）城鄉收入差距與城鎮固定資產投入增長率有滯后一期的線性關系。根據相關回歸方程得知，隨著城鄉收入差距的擴大，農村固定資產投資增長率增加。 

（二）短期影響 

根據相關回歸方程得知[2]，城鄉收入差距和農村的勞動力投入增長率和固定資產投資增長率都有沒有顯著的影響，主要是受系統本身的調節作用的影響。 

三、回歸結果的經濟意義分析 

城鄉收入差距對城鎮勞動力投入增量的影響是，先負面后正面。在城鄉收入比例為3時是一個轉折點。也就是超過3的時候，城鄉收入差距越大，城鎮勞動力投入的越多，有利于城市經濟的增長。而這種影響在短期和長期中都是明顯的。這種影響在經濟學意義上也是可以理解的，只有城鄉收入差距達到一定程度后，農村的勞動力才會向城市轉移，從而城鎮的就業人數增長率才會增加。 

城鄉收入差距對城鎮勞動力投入增量的影響是正面的，城鄉收入差距的增大會增加城鎮的固定資產投資，從而資本的投入量也就增加，有利于城鎮經濟的發展。但這種影響是在長期中反映出來的，短期內并不顯著。 

城鄉收入差距對農村勞動力投入增量的影響是，先負面后正面。而且對農村的影響要滯后一期。而且這種影響的轉折點也是城鄉收入比例為3的點。說明，超過比例為3時，城鄉收入差距對農村勞動力的投入增量也是有正面的作用，只不過是滯后的影響，可以看出，農村勞動力投入增量是由城鎮經濟發展來帶動的。而可決系數為0.48，表明城鄉收入差距對農村勞動力投入增量只是有一定影響，這種影響在短期內不顯著，長期內才有作用。 

城鄉收入差距對農村固定資產投入增量的影響是正面的，但影響仍然是滯后一期的，而且是在長期內顯著，短期內部顯著。 

四、結束語 

（一）結論 

綜合勞動力投入和固定資產投資對經濟的影響，結合城鄉收入差距對城鄉經濟的不同影響，可以得出以下結論。 

城鄉收入比例超過3的時候，對城鎮的經濟發展長期影響又著促進的作用。而這種促進作用，是由于城鄉收入比例擴大到一定程度時，會是農村勞動力向城鎮轉移，同時資本的投入也向城鎮轉移。 

城鄉收入比例超過3的時候，對農村的經濟發展長期影響也有相應又著促進的作用。但是促進作用會滯后于其對城鎮的影響，促進效果也小于對城鎮的影響，而且由城鄉收入差距因素引起投資增長的效果優于引起勞動力投入的增長，進一步說，該因素主要通過影響投資來影響農村經濟。由于是滯后的影響，農村經濟發展很大程度上是由城鎮帶動的。 

城鄉收入差距的擴大會在絕對數上促進城鎮和農村的各自發展，但是在相對數上也會反過來又拉大城鄉經濟的差距，使城鄉的貧富差距擴大。城鄉收入差距的擴大有著自我維持的效應。 

（二）分析的局限性 

本文沒有考慮技術因素對經濟的影響，單單從勞動力投入和資本投入的因素考慮。 

分析對中國經濟的影響時，僅僅是從經濟量的角度考慮，而沒有顧及社會的發展均衡和公平的因素，以及城鄉發展不平衡后會帶來的綜合復雜的社會影響。 

（三）政策意義 

1、對“先富帶動后富”的檢驗 

改革開放以來，國家改變了基本經濟發展策略，由計劃經濟時期的簡單的平均主義、平衡發展的思路，轉變為采用工農業剪刀差，優先發展工業，用農業支持工業，工業帶動農業的發展思路。同時在城鄉發展模式上，也是采用，農村支持城鎮，城鎮帶動農村[3]。總之是“允許適當的貧富差距，先富帶動后富，最終實現共同富裕”。 

從本文的分析結果上看，隨著城鎮的優先發展（表現為城鄉收入差距的擴大），城鎮和農村都有了很大的發展，而城鎮對農村的帶動作用非常顯著，尤其是對農村投資的影響。而我國改革開放以來的經濟快速發展與這種“先富帶動后富，城鎮帶動農村的發展”的政策是密切相關的。 

2、城鄉經濟差距的擴大 

在城鄉經濟均快速發展的同時，我們也同時注意到，這種城鄉經濟發展差距有著自我維護的機制，會自動的擴大差距。如果沒有其他因素的干預，只是靠經濟體自身的發展，城鄉收入差距會越來越大。考慮到相關的社會問題時，政府有必要出臺相關政策來主動縮小城鄉經濟差距。 

參考文獻： 

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一、引言

自1978年的改革開放以來，浙江的經濟飛速發展，GDP總量和GDP年增長速度都是處于全國前列，全省人均GDP和人均收入也水漲船高，且水平都處于全國前列。浙江城鄉居民收入的差距和全國的形勢一樣，也呈逐步擴大的趨勢。

二、指標選擇和數據說明

Heston(1994)認為，人均GDP數據比總量GDP數據出現錯誤的可能性要低，因為一些影響GDP水平的估計錯誤也影響對人口的估計,這樣錯誤可以被抵消；另外，目前統計年鑒上關于收入的數據都以人均值來度量，因此，基于上述兩個方面的考慮，本文采用人均GDP來表示經濟增長，記為PGDP；城鄉收入差距選擇城鎮人均可支配收入和農村人均純收入的差值來表示，記為RD。這個兩個指標的數據均來自各期的《浙江統計年鑒》，樣本區間為1978年～2006年。值得說明的是，實際分析中的數據經過了處理，首先是用浙江省居民消費價格指數（1978年=100）對PGDP和RD的原始數據進行了平減，以消除物價影響；其次，把消除了物價波動影響的數據序列再自然對數化（LNRD和LNPGDP）后就得到本文分析中的時間序列了。本文用到的計量軟件是Eviews3.1。

三、協整檢驗結果

1.直觀分析

序列LNPGDP和LNRD在時間樣本區間內呈平穩且不斷增長的特征；而一階差分序列LNPGDP和LNRD的變化趨勢也基本一致。但這種時間上變化趨勢并不能證明兩者之間存在必然的因果關系，必須通過嚴格的計量手段來檢驗。檢驗時間序列的平穩性一般采用單位根檢驗的方法，具體有ADF單位根檢驗法。

2.平穩性檢驗

為了檢驗LNPGDP和LNRD是否存在協整關系，需對兩序列進行ADF單位根檢驗。對于單位根檢驗，原假設是兩個序列的生成過程，是帶有漂移趨勢的單位根過程，備擇假設是兩序列分別為白噪聲（White Noise）的生成過程，遵循隨機游走的假設。根據AIC和SC信息準則，選取的最大滯后階數為5。檢驗結果如下表所示，從而LNRD 和LNPGDP都是平穩序列，即為單整I(1)過程，兩序列可能存在協整關系。

注：LNRD 和LNPGDP表示一階差分；C表示漂移項；T表示趨勢，為0則代表檢驗中沒有加入趨勢項；K代表滯后階數，下同。

3.協整檢驗

根據上述單位根的檢驗結果，做出城鄉收入差距和經濟增長的協整檢驗，估計的協整方程為：

EC=LnRD-0.944052LnPGDP+0.561397(1)

(26.50105)(-2.17174)

括號內為T統計值。然后再檢驗估計的協整方程的殘差是否平穩，如果平穩則說明城鄉收入差距與經濟增長的協整關系存在。經檢驗，它們都在5%顯著水平通過檢驗，存在長期協整關系。

4.誤差修正模型

列存在長期均衡關系后，建立關于城鄉收入差距與經濟增長的誤差修正模型（ECM）為:

LnPGDP=0.086872+0.183477LnRD+0.0824EC(-1) (2)

DW=1.52205

四、簡要的結論

1.本文協整分析的結果表明，不論是從長期還是從短期看，浙江經濟增長都是影響城鄉收入差距變化的原因，這符合庫茲涅茨的倒U型假說關于經濟增長與收入差距關系的結論。

2.浙江城鄉收入差距并不是浙江經濟增長的原因，浙江城鄉收入差距在1978年～2006年的29年間里，對經濟增長的作用在統計上并不顯著。這似乎可以理解，因為浙江是一個民營經濟非常發達的省份，經濟增長更多的是源自內生的增長模式，而不是像許多其他省市一樣，政策的導向起了很大的作用。

篇（5）

改革開放以來，中國經濟整體而言一直保持在高速增長的狀態，并逐漸形成了受到世界關注的中國經濟增長模式。但在我國經濟快速增長的過程中，也積累了許多結構性的問題，如經濟增長與環境之間的矛盾、城鄉經濟增長差距的矛盾、社會消費結構的差距等等[1]。為解決這些矛盾，必須縮小城鄉收入差距，不斷提高勞動力質量，這樣才能創造更加穩定的經濟增長模式，實現經濟增長的良性循環。

一、中國經濟增長、城鄉收入差距與勞動力質量之間的關系

大量的研究結果表明，目前中國的收入差距主要體現在城鄉收入差距上，特別在20世紀90年代以來，中國的城鄉收入差距不斷加大。經濟增長的質量好壞需要從經濟增長的條件、經濟增長的過程和經濟增長的結果三方面著手，并以此為依據。從經濟增長的條件著手，即國民經濟整體素質的基本狀況；從過程來看，即經濟增長結構的基本情況；從結果來看，即經濟增長的效果和社會福利的變化情況。實現經濟增長的前提條件是該國能夠長期有效的開發和利用國土范圍內的各種有利于創造國民財富的自然、人為條件和能力，其代表的是一個國家的國民經濟系統內包含的各種因素的有機結合進而形成的一個整體功能特性。

質量高的經濟增長必然是以高質量的國民經濟素質作為基礎的，而在其中人力資本投資又是決定國民經濟素質的重要因素。國民經濟增長能力不足，城鄉收入差距加大，必然會導致農村甚至城鎮居民對人力資本投資的能力和力度降低，青壯年勞動力無法獲得享受高水平教育、獲得高技能的機會，使得農村勞動力整體處于一個低水平的狀態，無法獲得更高的收入，即分配不均，促使城鄉收入差距加大，從而導致國家勞動力質量水平降低。而城鄉收入差距的加大，使得消費者的購買能力嚴重失衡，某些消費品更加傾向于高收入階層，低收入階層的消費受到抑制，進而抑制了社會的總消費需求，不利于經濟的平穩快速增長。而目前隨著中國社會老齡化的加劇，社會福利逐漸減少，青壯年工作壓力加大[2]。收入分配不合理矛盾的加劇也會影響國民分享經濟增長的果實，從而通過各種機制和渠道抑制經濟的增長。由此，進行人力資本投資，提高勞動力質量水平便成為改善經濟增長模式、提高經濟增長質量的關鍵問題之一。

二、如何實現經濟增長、城鄉收入差距與勞動力質量之間的平衡

（一）提升勞動力質量水平

目前，中國正處于發展階段，此時正是教育經費相對于人均收入水平來說較高的階段，當城鄉收入擴大時，低收入家庭面臨的教育經費問題更加嚴峻，致使低收入家庭的孩子喪失接受高等教育的機會，即降低各級教育的入學率，進而降低全社會的畢業生文化水平。要想解決該問題，除了縮減城鄉收入差距、完善社會分配制度之外，還需加大對國民教育事業的投入力度，在國家經費投入的條件下，吸納社會公益資金，用于國家的教育事業，針對特困地區可大力發展職業教育，依靠教育手段不斷提升勞動力的整體質量水平。而各高等教育學府應當沿襲當前使用的特招方式：向特困地區分配特定的招生名額，給予當地學生求學的機會；向特困地區分配特定名額，進行定向培養等。但在擴大教育范圍的同時還需注意教育工作的質量，不可盲目追尋數量而忽略質量。

（二）縮減城鄉收入差距

縮短城鄉收入差距需要從完善分配制度、完善社會福利制度（加大社會保障支出）、二次元經濟結構的優化等方面著手。當然，福利方面的改善不能僅僅著眼于整體層面的分布，還應重點關注經濟增長帶來的果實在社會中的分配情況。但若從整體來看，整個社會的福利水平都得到了提高，但經濟增長的水平卻降低，這樣的福利結構也是不合理的。而就目前中國的社會現狀而言，縮短收入差距還需注意治清廉的角度，嚴格按照法律要求對貪污受賄的行為進行處罰，還政治一個干凈、純潔的面貌。需要構建真正為人民服務的政府，培養真正的人民公仆，只有這樣才能切實將教育、福利等社會民生事務處理好[3]。

（三）明確經濟發展的目標

人是發展的主體，是經濟增長的實現者和成果享用者，其目的在于為人類提供更好的生存環境，提升自身生活水平，優化基本生活條件。在發展經濟同時，不能以某些人的利益為中心，而應兼顧各方面發展的均衡，不能為了某地的發展而舍棄某一方的利益。從發展的實質來看，追求高質量的經濟增長才能為人類提供更好的生存條件，更有利于實現人的價值。而在經濟發展過程中需要對收入差距進行控制，適量的收入差距有助于激發人們的生產意識，提升勞動生產力，但過大的收入差距反而會抑制國民的生產積極性。

三、結論

由上述可知，當前的經濟發展情況下，城鄉收入差距與經濟增長之間的關系時負相關，即城鄉收入差距越大，越不利于我國的經濟平穩快速增長。成長收入的不斷增加不僅不利于全國人民共享經濟發展的果實，而且通過勞動力質量水平資質了經濟的增長，加劇社會矛盾。從長遠的發展目標來看，必須在初次分配與二次分配中重點關注收入的平等分配問題，正視利益沖突之間的轉化問題，不斷推動我國經濟平穩快速發展。

參考文獻：

篇（6）

中圖分類號： F224 文獻標識碼： A DOI編號： 10.14025/ki.jlny.2015.22.099

城鄉收入差距一直以來都是我國政府關注的重點問題。隨著我國經濟的增長，城鄉收入的差距不僅沒有縮小，反而不斷拉大，而出現這種現象的背景，還包括我國的財政分權。在這背后，到底有著怎樣的關系，值得我們進行深入研究。

1 財政分權、農業經濟增長與城鄉收入差距的關系

所謂財政分權，主要是指財政權力從中央向地方的轉移，財政分權后，地方政府可以自行對本地的財政資源進行合理配置。即地方政府可以自行決定將財政收入分配到經濟發展中、文化建設中、衛生事業中，或者投入到城市建設、投入到農業發展，所有這些都要求地方政府根據本地實際情況進行財政分配。根據相關數據顯示，財政分權后，我國的經濟增長速度變快，農業經濟增長的速度也加快了。這與當地政府對農業發展的財政投入有著一定的關系。但是，根據我們對不同地區經濟的調查顯示，我國的城鄉收入差距并沒有縮小。在經濟發展的同時，城鄉收入反而逐漸拉大，在這樣的背景后面，到底有著怎樣的關系呢？

財政分權能夠促進國家經濟的增長，這是毋庸置疑的。而促進農業經濟的增長，需要地方政府加大對農業發展的財政投入。與此同時，要保證對農業經濟的投入力度。投入力度越大，當地的農業經濟速度增長得越快，城鄉收入的差距才會越小。雖然進行了農業經濟投入，也促進了農業經濟的增長，但是，卻更大程度上加大了城鎮經濟的發展力度，這樣只會拉大城鄉收入差距。

2 政策建議

我國的城鄉收入差距隨著國家經濟的增長而不斷拉大，與財政分權有著一定的聯系。只有做好財政分權、地方政府做好財政分配、盡可能地增加對農業經濟發展的投入力度、加大地方政府的農業財政支出，才能夠逐漸縮小城鄉的收入差距。

很長一段時間以來，我國政府倡導先富帶動后富，農村補給城市，追求城市經濟的發展，而忽視了農村經濟的發展。在施行財政分權后，地方政府也沒有意識到農村經濟發展的重要性，導致城鄉收入逐漸拉大。雖然近年來地方政府加大了對農村經濟發展的投入力度，但是卻沒能縮小城鄉之間的收入差距。可見，地方政府對于農村經濟的財政支出力度是明顯不足的。要解決這一現狀，地方政府必須加快農村建設，增加農村經濟的投入力度，增加財政支農支出。盡可能擴大農業支出在政府財政總支出中的比重，這樣才能夠一步步地促進農村經濟的發展，從而縮小農村與城市之間的收入差距。

雖然目前我國農業經濟在不斷增長，但是，農業經濟的增長速度低于城市經濟的增長速度，這是導致城鄉經濟在農業經濟增長的背景下依然不斷拉大距離的最主要原因。而導致這一問題出現的關鍵因素，就在于地方政府雖然實現了財政分權，卻對于農村經濟的發展不夠重視。雖然已經加大了農村經濟的投入力度，但是與對城市經濟的投入力度相比，還是比較低。既然已經實現了財政分權，地方政府就要發揮出財政分權的優勢，盡可能收集地方信息，將財政進行合理配置。尤其是要密切關注地方之間的城鄉收入差距。在具體操作過程中，要盡可能實行政策傾斜，照顧農村經濟的發展。在財政投入方面，要保證足夠的農村經濟發展財政經費，真正實現農業經濟的發展，而不是表面的相較于以前的增加農業收入。只有農村經濟的發展速度大于或等于城市經濟的發展速度，才能是真正意義上的農業經濟的發展。地方政府要加大農業經濟的投入力度，包括對地區加大扶持力度，對貧困人口進行財政補貼，對農民進行務農補貼，并且要大力投入農村教育經費的力度，加快農村的基礎設施建設力度，盡可能在生活條件上縮小城鄉差距，讓每一位農民都能夠切切實實感受到我國經濟發展帶來的好處。除了改善生活條件，地方政府要結合當地實際，為當地農民謀福利、謀出路。比如發展適合當地環境的生態養殖業、發展水果種植業、發展藥材種植業、香菇種植業等等。只有找準了當地農民的出路，才能真正實現當地農業經濟的健康發展。

3 結語

城鄉收入差距在很長一段時間以來都是我國經濟發展中需要解決的重要問題，這是歷史發展遺留下來的問題，并且它將還會持續很長時間。雖然財政分權在一定程度上促進了我國經濟增長，使我國的農業經濟快速增長，但并沒有緩解城鄉之間的收入差距。要解決這一問題，必須加大地方政府對農業經濟發展的投入力度，為農民找到發展的出路，這才能從根本上解決城鄉收入差距的問題，以促進我國整體經濟的增長。

參考文獻

[1]李雪松，冉光和.財政分權、農業經濟增長與城鄉收入差距[J].農業技術經濟，2013，（01）.

篇（7）

內容摘要：基于我國1978-2012年的數據分析可知，收入差距系統內部存在著自動穩定的機制，當遇到內生變量的沖擊時，收入差距最終會穩定在初始水平上。因此，要縮小城鄉收入差距，需要有持續不斷的刺激機制，制定向農村傾斜的長期有效的收入分配政策，實現城鄉全方位平等。基于此，本文對我國經濟增長、教育發展、城鎮化與城鄉收入差距的關系進行分析，以期為解決我國經濟結構問題提供理論依據。

關鍵詞：經濟增長 教育發展 城鎮化 城鄉收入差距

問題的提出

經濟增長、教育業發展和城鎮化進程，使得我國城鄉二元結構日趨嚴重。這不僅僅關系到社會公平問題，也會導致經濟效率的損失，甚至影響社會穩定。因此，解決我國二元經濟結構問題、縮小城鄉差距已經成為政府與經濟學者、社會學者面臨的重大課題。

自劉易斯（1954）首次提出發展中國家二元經濟結構理論模型后，中外經濟學者不斷地對二元結構問題進行了有益的探索。Simon Kuznets（1955）提出經濟增長與收入分配關系的“倒U假說”。黃（2011）認為城鄉收入差距擴大不利于經濟增長，人口遷移有助于農民向城市的集聚，有助于縮小收入差距。傅振邦等（2012）認為，城市化對城鄉收入差距都具有長期的正沖擊效應，而城鄉收入差距對城市化沒有明顯的沖擊效應。龍翠紅（2011）認為，收入不均對經濟增長有抑制作用，而經濟增長又反過來會縮小收入差距；收入分配差距導致教育不平等，但教育不平等的改進卻不能改善收入分配差距。中外學者的這些這些結論雖然有一定的借鑒意義，但要應用于我國實踐，缺陷也比較明顯。因此，有必要進一步明晰經濟增長、城鎮化和教育發展對城鄉收入差距的影響，為解決我國二元經濟結構問題提供理論依據。

模型構建與實證分析

（一）分析方法、指標選取與數據說明

探討經濟增長、教育發展、城鎮化與城鄉收入差距的關系，可以借助VAR模型。為解決非平穩變量的偽回歸問題，Granger提出了協整思想：如果各變量之間有著長期穩定關系，即這些變量之間是協整的，那么，就可使用經典回歸模型方法來建立回歸模型。在選取計量指標時，經濟增長指標選擇人均GDP，人均GDP剔除了人口增長對經濟的影響，與城鄉收入差距一樣是人均指標；經濟增長在城鄉有所差別，從而導致城鄉收入差距的變化。城鎮化指標用我國城市人口占總人口的比例來衡量，城鎮化使得部分農村居民轉化成城鎮居民，并對收入差距產生影響。我國教育發展為社會發展提供了大量人才，人才流向影響著城鄉居民收入，從而對二元經濟結構產生影響。但準確完整衡量教育發展的全部內容是不可能的，所以，只能選用代表性指標。高校畢業生可以看作是教育業的產出，因此，使用每萬人中畢業生人數來衡量教育發展。收入差距用城市居民人均可支配收入超過農村居民人均純收入的倍數計算，計算公式是：城鄉收入差距=（城市居民人均可支配收入-農村居民人均純收入）÷農村居民人均純收入。為了研究方便，用IT表示收入差距，即城市居民人均可支配收入超過農村居民人均純收入的倍數；用GP表示我國人均國內生產總值，即人均GDP；教育發展用SG表示，即每萬人中的畢業生人數，單位為人；城鎮化水平用U表示。為了消除價格因素的影響，所有價值指標都用1978年零售商品定基價格指數進行平減，再對所有指標進行自然對數變換，以消除可能存在的異方差性，分別用原符號在前面加ln表示。指標數據源于《中國省統計年鑒》，數據取值范圍為1987-2012年。

（二）序列的平穩性檢驗和協整檢驗

VAR模型可以用于預測和分析隨機擾動對系統構成的動態沖擊：沖擊的大小、正負及持續時間，適用于處理多個相關經濟指標的分析與預測。但該模型建立在一定的假設條件的基礎之上，所以，需要對文章中所使用的數據進行相應的檢驗。首先需要對文章涉及的各時間序列做單位根檢驗。選用SIC準則，并自動選擇滯后期。用ADF法對各時間序列進行單位根檢驗，由檢驗結果可知（見圖1），雖然lnIT、lnGP、lnSG和lnU都不是平穩時間序列，但其一階差分DlnIT、DlnGP、DlnSG和DlnU在99%的置信水平下是平穩的，都是一階單整序列。上述各變量經過一階差分后的變量是平穩的，說明其一階差分時間序列的某種線形組合也可能是平穩的，所以，這些變量之間有可能會存在著協整關系。用Johansen的極大似然法進行協整檢驗，從檢驗結果可知，lnIT、lnGP、lnSG和lnU不存在協整方程的原假設在0.95的置信水平下被拒絕，而存在2個協整方程的原假設在95%的置信水平下被接受。結合上文中的平穩性檢驗結果可知，在95%的置信水平下，變量lnIT、lnGP、lnSG和lnU之間存在一種長期均衡關系，這種長期均衡關系使得變量的任何短期偏離都會因為協整而回到長期均衡狀態上來。

（三）經濟增長、教育發展、城鎮化與收入差距的VAR模型檢驗

為建立VAR模型，需要先確定滯后期p。用e-views7計算得到AIC與SC隨滯后期的變化量，選擇SC最小且AIC最小作為滯后期，所以確定滯后期p=5，建立VAR（5）模型。該模型檢驗指標：R2=0.9974，Adj. R2=9918，F=175.55，AIC=-3.8763，SC=-2.8955。

該方程的Granger因果關系檢驗結果如表1所示。由表1可知，lnGP、lnSG和lnU不是lnIT的Granger原因均被拒絕，且lnGP、lnSG和lnU同時不是lnIT的Granger原因也被拒絕，這說明lnGP、lnSG和lnU都是lnIT 的Granger原因，lnGP、lnSG和lnU同時也是lnIT的Granger原因。

為了驗證模型的穩定性，本文運用eviews7軟件計算該模型特征方程的特征根的倒數絕對值，如圖1所示，特征根倒數的模都小于1，都在單位圓內。這說明該模型是穩定的。為了進一步分析政策時滯問題，可以分析該模型的脈沖響應函數。為了避免正交脈沖響應函數Cholesky分解的結果嚴格依賴于模型中變量的次序的缺點，文章采用由Koop等（1996）提出的廣義脈沖響應函數，并選取考查期為滯后30期。由于要研究的是經濟增長、教育發展、城鎮化對城鄉收入差距的影響，所以只列出其它變量對收入差距的響應函數。該模型的廣義脈沖響應函數如圖2所示。

圖2描述的是城鄉收入差距對各內生變量一個標準差信息沖擊的響應函數，從收入差距對自身的響應來看，收入差距對自身一個標準差信息沖擊的響應在第1-2期略有下降后，然后迅速上升，到第3期達到最高點后開始下降，并在第5期達到極低點，完成第一個周期，第二個周期明顯變緩變長，就其響應來說，有逐漸減弱的趨勢。總體上來講，收入差距對自身信息的響應開始時有迅速擴大的趨勢，然后逐漸減弱，最終逐漸趨近于零。從城鄉收入差距對經濟增長的響應來看，收入差距對經濟增長一個負向標準差新息沖擊的響應在第2期就達到最高點，然后開始下降，第5期達到最低點。從總體來看，經濟增長一個負向沖擊開始時會使得城鄉收入差距更大程度的減少，但最終其響應趨向于零。可能原因是經濟的萎縮，對城市居民的影響更大，但這種影響不會是永久的。從城鄉收入差距對教育發展的響應來看，收入差距對教育發展一個負向標準差信息沖擊的響應非常強烈，到第3期后其響應開始減弱且變緩，最終趨向于零。這說明教育發展開始時會擴大城鄉收入差距。可能原因之一是教育培養出來的人才更多的是留在城市，成為收入較高的群體，拉大了城鄉收入差距；由于比較優秀的人員很難留在農村，造成城鄉人口素質二元結構，進一步導致收入差距的擴大，甚至造成了這樣一種事實：農民投資為城市輸送更多的人才，為城市造福。之二是城鎮居民享有更優越的教育條件，從而使得他們走向社會后具有更高的工資收入。之三是同樣多的教育費用（如學費、學生伙食費等）的支出，對于農村居民而言教育費用占有收入中的比例要比城鎮居民大得多，如果在2011年學生開支增加115元（按1978年不變價格計算），它將占農民人均純收入的10%，而對于城鎮居民而言卻只占人均可支配收入的3.5%，這也是一種不平等。但從長期來講，其響應趨向于零。從城鄉收入差距對城鎮化的響應來看，收入差距對城鎮化一個標準差信息沖擊的響應在前兩期響應非常強烈，并在第3期達到極高點，以后逐漸變得平緩，并最終趨向于零。這說明城鎮化開始時會擴大城鄉收入差距，但從長期來講，其響應也趨向于零。

從該模型整體來看，收入差距對各內生變量的沖擊開始時的響應都是強烈的，但最終都會趨向于零。這說明該經濟系統內部存在著自動穩定的機制，當遇到內生變量的沖擊時，雖然收入差距開始時會有較大的波動，但最終會穩定在初始水平上。該模型從另一個方面說明，要縮小城鄉收入差距，需要有持續不斷的刺激。

結論與政策建議

由上面分析可知，經濟增長、教育發展、城鎮化都是城鄉收入差距的Granger原因。城鄉收入差距對自身城市化一個標準差信息沖擊的響應開始時都是強烈的，在短期與中期內都會引起城鄉收入差距的惡化，但在長期，其響應會逐漸消失。從城鄉收入差距對經濟增長和教育發展的沖擊的響應來看，經濟增長和教育發展的負向沖擊在短期和中期內會縮小收入差距，但在長期，其響應也會逐漸消失。從該模型整體來看，收入差距對自身及其它各內生變量沖擊的響應開始時都是強烈的，但最終都會趨向于零。這說明該經濟系統內部存在著自動穩定機制，當遇到內生變量沖擊時，收入差距雖然開始時會有波動較大，但最終會穩定在初始水平上。因此，要縮小城鄉收入差距，需要有持續不斷的刺激機制，要制定向農村傾斜的長期有效的收入分配政策；加大農村基礎設施建設力度，推進農村生活保障體系建設，努力增加農民收入，保證農村農民生活水平的提高；要努力實現城鄉教育平等，鼓勵大學生積極投入到農村經濟建設中去，為農村經濟建設服務；在全面推進城鎮化時，必須摒棄以中心城市為依托的城市化道路，選擇適合我國、有利于解決城鄉二元結構問題的小城鎮化道路。總之，解決我國城鄉收入差距問題，必須立足于我國實際情況，充分發揮政府部門在收入分配中的調節功能，統籌城鄉發展，正確處理好經濟增長、教育發展、城鎮化和城鄉收入差距的關系，提高農村居民的素質，改善農村生存環境，切實解決農民的實際困難，實現城鄉經濟、政治、教育、社會文化等全方位平等。

參考文獻：

篇（8）

城鄉居民收入差距在世界各國工業化過程中長期存在是不爭的事實，只要存在工業和農業兩大產業部門，其收入就一定存在差距，歐美、東亞國家都是如此。我國現階段城鄉間的收入差距已經成了社會穩定的隱患，必須予以重視并加以解決。因此，通過政府的努力來平抑城鄉居民收入差距，應當成為我國政府的明智選擇。

黨的十六大提出了“統籌城鄉經濟發展，建設現代農業，發展農村經濟，增加農民收入，是全面建設小康社會的重大任務。”這個重犬戰略決策是黨針對我國長期以來形成的城鄉二元經濟社會結構阻礙城鄉經濟社會協調發展。削弱了農業、傷害了農民這一深刻教訓提出來的，是縮小城鄉居民收入差距的重大戰略決策。統籌城鄉發展的戰略為解決我國城鄉居民收入差距提供了總政策，要實現發展好農村經濟，建設好農民家園，讓農民過上寬裕生活的目標。應該由諸多具體的政策來保障。

一、加大對農業、農村的財政轉移力度

在市場經濟條件下。農業的弱質性和它在國民經濟中的重要地位客觀上要求國家財政加大對農業的投資力度，支持那些投資大、周期長、風險高、外在效益顯著的項目，以彌補市場機制在資源配置中的缺陷，增強農業的競爭力。國外發達國家和發展中國家的經驗證明，支持與保護農業，政府除了給農業生產者和農產品市場以良好寬松的環境政策外，重要的是給予農業財政資金的支持。縱觀世界各國持久的財政投入，使其農業的發展保持在適合的水平和規模上。是許多國家長期共同的目標。

我國的國情也決定了政府始終是農業投入的重要渠道，而財政對農業的支出則是政府支農的重要手段。政府應采取有效措施。堅持對農業的“多予、少取、放活”的方針，逐步提高財政支農支出的比重。財政預算要優先保證農業支出，并適當安排一些中短期支農專款。中央政府要盡快完善國家宏觀調控手段和政策措施，規范和引導地方財政的支農行為。對于國家財政支農資金的投資重點應有所側重，針對我國的國情和農業生產實際狀況，農業財政的投資方向應是支持農田水利、交通、通信、農村電網、農業生態環境、國土整治等農業基礎設施建設以及農業技術的推廣。這些項目是風險大、投資經濟效益低，但卻對農業發展起著保護性、開發性或有示范效益的項目，是其他農業投資主體所難以承擔的。

此外，國家應改變其在農村公共物品提供上長期缺位的局面，義不容辭地承擔起投資主體的角色，建立中央、省、市、縣“四位一體”的農村公共產品的供給格局。加大對農村公共物品的投資，解決農村地區教育、醫療、社會保障、自來水、通訊、廣播電視等問題，盡可能提供城鄉一體化公共產品，改善農村居民的生活條件，使農村居民享受平等韻國民待遇。

二、統―城鄉稅制體系，強化稅收調節，切實減輕農民負擔

在以市場經濟為主配置社會資源的國家中，稅收杠桿的作用極其重要，諸如美國、西歐等發達國家的實踐證明，稅收杠桿作用發揮得好，會很好地調節收入差距，限制貧富差距的進一步擴大。在初次分配當中，國家應該遵循市場經濟原則，鼓勵人們合法追求高收入，但在稅收杠桿的使用過程中，則應縮小高收入者與低收入者之間差距。目前我國稅收體系還不完善，稅收調節收入分配的功能還投有完全體現，因此要完善稅收制度，加大稅收調節力度。充分發揮稅收杠桿在縮小高收入者與低收入者之間差距的作用。

近幾年全國各省相繼宣布取消農業稅。這在一定程度上減輕了農民的負擔，但是這并不意味著農民從此不再納稅了，國家不再對農村征稅了。取消農業稅只是取消了針對農民的歧視性稅收制度，還農民無差別的國民待遇。無差別的國民待遇意味著農村居民要像城市居民一樣承擔公共物品的供給成本，作為國家的公民，農民仍承擔著納稅的義務。取消農業稅以后，農民仍然存在著一部分流轉稅、所得稅的負擔。黨的十六大提出了“統籌城鄉經濟發展”的戰略部署，十六屆三中全會又提出了“創造條件，逐步統一城鄉稅制”的新思路。因此。建立統一的稅制是我國發展戰略的要求，是統一的市場經濟發展的需要。在取消農業稅的基礎上，堅決取締各種不合理的收費，取消鄉鎮政府直接向農民收費的權力，規范政府收入體系。建立以土地使用稅、增值稅和所得稅為主的農村稅收體系，并將其納入城鄉統一的稅制體系之內，由稅務部門統一征收。除了按照“統一稅法、公平稅負、簡化稅制”的原則取消一切針對農業的歧視性稅制外，還應遵循國際慣例，借鑒西方發達國家對農業實行優惠的增值稅政策、優惠的所得稅政策的經驗，對農業生產者和經營者采取稅收優惠或減負政策。

三、發展農村教育，保證教育公平

縮小城鄉收入差距，實現農民增收不僅需要國家和社會的幫助，更要依靠農民自身素質的提高。要想從根本上解決城鄉差距擴大問題就必須要實現農民內在知識、能力、素質的提高，而這一切都要取決于教育。

首先。加大對農村義務教育的投人，實現真正的免費義務教育。要重新調整并明確各級政府的基礎教育責任，根據各地的財政和經濟狀況制定合理的分擔比列，減輕縣、鄉級政府對農村義務教育的投資責任，大幅度地增加中央和省級政府的義務教育負擔比例，使中央財政和省級政府成為轉移支付的主體。目前各地已經初步建立了“明確各級責任、中央地方分擔、經費省級統籌、管理以縣為主”的新機制。在明確各級政府在義務教育中的投資責任后，要改善財政教育支出結構。調整基礎教育、中等教育與高等教育的投資比例，加大對基礎教育的投資力度，適當壓縮高等教育所占比例，改變重高等教育輕基礎教育、重非義務教育輕義務教育的不合理狀況。

其次，職業教育及成人教育對縮小城鄉收入差距，構建和諧社會來講至關重要。在夯實農村基礎教育的基礎上，針對農村的實際情況可以采取靈活多樣的方式大力發展農村中高等職業教育和成人教育，并舉辦各種短期專業培訓，形成高中教育、中等高等職業教育和短期專業培訓有機結合的完整的農村教育體系。農村的職業教育、成人教育不應該僅僅是培養傳統的勞動者和傳播農業勞作技能，而是要培育有文化、懂技術、會經營的新型農民，還要培養全面發展、適應現代化農業和市場經濟的人才，不僅能在農業生產領域就業，而且能夠在非農業生產領域就業。

四、改革戶籍制度，消除城鄉壁壘，促進農村剩余勞動力的合理轉移，增加農民收入

國外一些現代化國家工業化和城市化的理論與實踐都說明了農村勞動力大規模從第一產業轉向第二產業和第三產業，從農村走向城市是工業化的需要和必然結果。因此，突破城鄉分割的二元結構的藩籬，實現勞動力自由流動已成為必然。

要在體制上解決勞動力市場的分割問題，實現勞動力自由流動。我們的政策應該是能夠消除現存的勞動力市場，形成一個一體化的勞動力市場，能夠使農民有更多的進城機會，有更多的在城市找到工作的機會。而且是一個平等的就業和公平的收入待遇機會。中國有著豐富的勞動力資源，特別是在農村，有大量的剩余勞動力，要將他們轉移到城市，在城市中提供就業機會，消化農村的剩余勞動力。

在市場經濟條件下，戶籍應該重新確定自己的角色，應該轉變成記錄公民的基本信息。表明農民合法身份的載體，國家掌控國民基本信息和人口狀況的工具，為國民經濟和社會發展提供最基本的數據。戶籍制度的管理功能必須是價值中立的。必須以確定事實為最基本的原則，真正做到為經濟和社會發展服務，為公共事務服務。因此。戶籍制度改革的首要目標是保證和維護公民的平等以及居住和遷徙的自由。要積極調整戶口遷移政策，逐漸放寬遷移限制，以保證公民因工作地域的變動等原因可以及時遷移戶口。隨著市場經濟日益完善，人力資源的合理流動是必然的，農民進入城市，市民從一個城市轉到另一個城市是市場機制的結果，行政權力不應該限制，而應該為人力資源的合理流動提供必要的服務和保障。

五，充分發揮社會保障的再分配功能，保障農民的“國民待遇”

篇（9）

引言

隨著國民經濟的不斷改革，流通業在我國社會經濟中的基礎性地位和先導性作用都不斷凸顯，與其他產業的聯系日益密切，擴大輻射作用進一步加強，在我國發展經濟和惠及民生的過程中發揮了中流砥柱的作用。作為關聯面較廣的產業，流通業的影響范圍必然較寬，流通溢出效應也必然較強。另一方面，我國還處于城鄉經濟分化較嚴重的二元經濟環境，城鄉收入差距顯著的現狀仍未得到根本改觀。那么，作為先導性產業的流通業，其溢出效應是否能對我國城鄉收入差距帶來緩解作用呢？更進一步，流通溢出效應對城鄉收入差距的作用渠道主要表現在哪些方面？帶著這些問題，本文將展開較為系統的研究。

流通溢出對城鄉收入差距的作用機理分析

根據國內外對流通業溢出效應的闡釋，流通業溢出效應主要通過調整產業結構和調整勞動力供求兩種渠道對一系列經濟指標產生作用，包括對城鄉收入差距的作用。

一方面，流通業的溢出效益可通過調整產業結構來縮短城鄉差距，但流通業溢出效應的物流、商流和信息流三大部分對產業結構的影響機理和影響程度不同。其中物流的溢出效應對城鄉差距的影響表現為：物流溢出效應越強，城鄉商品流通的成本越低，企業區位選擇將偏向于租金較低的城鄉結合部，進而調整城鄉結合部的產業結構，增加農民的工資性收入和財產性收入，從而縮短城鄉差距。商流的溢出效應對城鄉差距的影響表現為：一個城市城區商貿流通業的溢出效應越強，說明城市對農村的吸引力越大，企業在城市集聚效應越強。為了降低物流運輸成本，企業區位選擇必將偏向于城市，導致農村淪為，進而進一步拉大城鄉差距。信息流的溢出效應對城鄉差距的影響表現為：信息溢出效應越強，表明信息技術與產業融合越緊密，有利于促進集約化產業發展，提升企業的自主創新能力，緩解區域企業產品同質化的壓力，縮短城鄉差距。

另一方面，流通業的溢出效益可通過調整勞動力供求來縮短城鄉差距，而流通業溢出效應的物流、商流和信息流三大部分對勞動力供給的影響機理也不同。其中物流的溢出效應對城鄉差距的影響表現為：物流溢出效應越強，促進城市物流向農村地區擴散，增加農村地區勞動力需求量，增加農村地區農民的工資收入水平，縮短城鄉差距。商流的溢出效應對城鄉差距的影響表現為：一個地區商流效應越強，說明該地區的流通業越發達，城市集聚效應越強烈，大量的農村勞動力將向城市流動，有利于促進勞動力供給平衡，進而減少城鄉差距。信息流的溢出效應對城鄉差距的影響表現為：信息溢出效應越強，表明信息傳遞速度越快，在一定程度上緩解了勞動力供求失衡的現象，為城鄉居民提供更多的就業機會，縮短城鄉差距。

流通溢出對城鄉收入差距作用渠道的模型設定

（一）模型構建

根據前面的分析，流通業的溢出效應對城鄉收入差距主要通過產業結構和勞動要素需求兩個渠道產生作用，為此引入產業結構和勞動需求兩個變量，分別構建反映流通溢出效應對城鄉收入差距的兩種作用渠道的計量模型如下：

Yit=α0+α1wfit+α2sfit+α3xfit+α4isit+α5lsit+α6wfit×isit+ α7sfit×isit+α8sfit×isit+μi+ηt+εit （1）

Yit=β0+β1wfit+β2sfit+β3xfit+β4isit+β5lsit+β6wfit×lsit+ β7sfit×lsit+β8xfit×lsit+μ'i+η't+ε'it （2）

其中，Yit表示城鄉收入差距的變量，wfit表示物流的溢出效應，sfit表示商流的溢出效應，xfit表示信息流的溢出效應，isit表示調整產業結構；lsit表示調整勞動力需求，物流、商流、信息流溢出效應與產業結構交叉項wf×is、sf×is、xf×is表示流通溢出的產業結構渠道，物流、商流、信息流溢出效應與勞動力需求交叉項wf×ls、sf×ls、xf×ls表示流通溢出的勞動需求渠道，αi、βi（i=1，2，…，8）為待估計系數，ε為隨機擾動項。

（二）變量選取

1.城鄉收入差距。選用城鎮家庭居民人均可支配收入與農村家庭人均純收入的比值來衡量城鄉收入差距。

2.流通溢出效應。對物流的溢出效應、商流的溢出效應和信息流的溢出效應分別進行定義。其中，物流的溢出效應主要反映了區域物流業的優勢及外部性，計算指標為：一個地區的物流溢出效應=（該地區的貨運周轉量/地區生產總值）/（全國的貨運周轉量/國內生產總值）。商流的溢出效應主要體現在區域商貿流通的比較優勢服務對周邊地區消費的吸引力，計算指標為：一個地區的商流溢出效應=該地區社會消費品零售總額/該地區居民消費支出總額。信息流的溢出效應主要體現在區域內的信息化程度對周邊區域的外部性，計算指標為：一個地區的信息流溢出效應=該地區郵電業務總量/該地區居民消費支出總額。

產業結構。根據目前我國經濟發展和產業轉型的發展實際，產業結構的調整以非農產業產值的比重調整為主要體現，即第二產業和第三產業的產值比重。為此，本文選取區域第二產業和第三產業的總增加值占地區生產總值的比重衡量產業結構。

勞動要素需求。由于統計年鑒和其他數據庫中并未公布勞動要素需求的指標值，因此本文采用各地區年末從業人員數來表示。

控制變量。城鄉收入差距的影響因素較多，筆者根據以往研究經驗，引入經濟發展水平、教育發展水平和對外開放水平三個變量，作為控制變量組。其中，經濟發展水平采用人均地區生產總值表示，教育發展水平采用各地區教育經費占該地區生產總值的比重表示，對外開放水平用外貿依存度來衡量，即各地區進出口總額占該地區生產總值的比重。

流通溢出對城鄉收入差距作用渠道的實證分析

選用2000-2012年我國各省、市和自治區（自治區除外）的面板數據為樣本，數據來源于歷年《中國統計年鑒》、各地區統計年鑒。考慮到勞動需求、經濟發展水平這兩個變量與其他變量之間數值大小差距較明顯，因此對這兩個變量取對數。

對式（1）和式（2）分別進行回歸，結果見表1。

根據Huasman檢驗結果可知，模型一和模型二都拒絕了隨機效應模型。另外，通過回歸得到的F值計算并比較，最終舍棄混合效應模型，選擇固定效應模型。

觀察流通業三種溢出效應對城鄉收入差距影響的產業結構渠道：

首先，物流溢出效應與產業結構的交叉項系數為0.287，且在1%水平顯著，說明物流溢出效應通過產業結構渠道加重了城鄉收入的貧富懸殊化。這與前面的理論分析似乎相反，基于我國的實際，本文給出以下解釋：我國產業結構布局并不完善，城鄉產業差異較大，而作為主導產業的制造業和服務業主要分布在城鎮，農村地區缺乏這些產業支撐，而且城鎮交通體系明顯優于農村，因此物流溢出效應通過產業結構渠道更多地為城鎮居民帶來利益。

其次，商流溢出效應與產業結構的交叉項系數為-0.239，且在1%水平顯著，說明商流溢出效應通過產業結構渠道有效緩解了城鄉收入差距。隨著我國商貿服務業的不斷發展，產業結構不斷得到優化，商業就業面不斷拓寬，又由于商貿服務業的行業關聯面較廣，于是商流的溢出效應可與城市非農產業發展相結合，促使城市的整體就業面不斷拓寬，對勞動力需求不斷提高，進而為農村居民收入水平的提高帶來機遇。

再次，信息流溢出效應與產業結構的交叉項系數為0.043，且在10%水平顯著，說明信息流溢出效應通過產業結構渠道在一定程度上惡化了城鄉收入差距。雖然我國流通業信息化進程不斷加速，但信息化與農業的結合力度仍然偏低，導致農村經濟受信息流輻射作用甚微，而更有利于城鎮經濟發展，因此也加大了城鄉收入差距。

觀察流通業三種溢出效應對城鄉收入差距影響的勞動要素需求渠道：

首先，物流溢出效應與勞動要素需求的交叉項系數為-0.243，且在1%水平顯著，說明物流溢出效應通過勞動供求渠道有效緩解了城鄉收入差距。雖然城鄉交通建設存在差距，但城鄉之間快速路連接線的不斷完善，促進了農村勞動力向城市擴散，也促進了城市集聚資源向農村擴散，進而有助于緩解城鄉發展差距和居民收入差距。

其次，商流溢出效應與勞動要素需求的交叉項系數為0.055，且在1%水平顯著，說明商流溢出效應通過勞動供求渠道加大了城鄉收入差距，但力度有限。商貿服務業的發展雖然使城市的就業吸引力不斷提高，就業面不斷拓寬，但是受我國城鄉發展兩極分化的現狀約束，農村勞動力向城市流動的通暢性受到限制，也就是說，城市居民收益可能更多。

再次，信息流溢出效應與勞動要素需求的交叉項系數并不顯著，說明信息流通過勞動供求渠道并沒有對城鄉收入差距產生明顯作用，這可能與我國城鄉勞動供求的不對稱有關。

結論

本文從產業結構和勞動要素需求兩個角度，探討了我國流通溢出效應對城鄉收入差距作用的兩個渠道。根據研究，結論如下：物流溢出效應對我國城鄉收入差距有顯著的緩解作用，而商流溢出效應則在一定程度上激化了城鄉收入差距；流通業三種溢出效應通過產業結構渠道對城鄉收入差距的作用存在差異，物流、信息流的溢出效應通過該渠道提高了城鄉收入差距，而商流的溢出效應則借助該渠道緩解了城鄉收入差距；三種溢出效應通過勞動要素需求渠道對城鄉收入差距的作用也存在差異，商流的溢出效應通過該渠道提高了城鄉收入差距，而物流的溢出效應借助該渠道有助于緩解城鄉收入差距，信息流則并沒有通過該渠道對城鄉收入差距帶來明顯影響。

參考文獻：

1.于曉雪.基于VEC 模型的流通業與城鄉收入差距實證分析[J].商業時代，2012（30）

2.張建升.物流發展與城鄉收入差異―基于中國省級面板數據的實證分析[J].經濟與管理，2010（24）

篇（10）

一、變量的選取和數據說明

（一）變量的選取

1.經濟增長

通常我們選用國民生產總值（GDP）或者人均國民生產總值（PGDP）來衡量經濟增長，但GDP不能反映人口對經濟增長的影響，此外，Heston（1994）指出，人均GDP數據比總量GDP數據出現錯誤的可能性要低，因為一些影響GDP水平的估計錯誤也影響對人口的估計，這樣錯誤就可以抵消。所以本文選取PGDP來衡量經濟增長。

2.城鄉收入差距

城鄉收入差距指的是城鎮居民收入與農村居民收入的離差，包括絕對差距和相對差距。一般用城鄉收入的絕對差額來表示絕對差距，用城鄉收入比、基尼系數、泰爾指數、結構相對系數等來表示相對差距，兩者分別從不同的角度來反映城鄉居民在收入分配上的差別。在現有文獻中，許多學者用城鄉收入比或者絕對差額作為城鄉收入差距的測度指標。這兩個指標簡單、直觀，但沒有考慮人口結構的變化對指標的影響，所以不能準確地度量城鄉收入差距。而泰爾指數不存在上述問題，并且對兩端收入的變化比較敏感。泰爾指數越大，表示差距越大；泰爾指數越小，表示差距越小。因此本文選用泰爾指數作為衡量浙江省城鄉收入差距的指標。泰爾指數的定義和計算公式如下：

（1）

其中：g=1，2分別表示城鎮、農村地區， 表示城鎮（g=1）或農村（g=2）人口占總人口的比重， 表示城鎮（g=1）或農村（g=2）收入占總收入的比重， 表示第g組的泰爾指數。

（2）

其中：N代表分組的數目， 代表第i組的人均收入， 代表 的平均值。

（二）數據說明

1.數據來源與變量的說明

本文的原始數據來源于《浙江省統計年鑒2010》，數據取值范圍是1990～2009年。變量PGDP表示經濟增長，TL表示城鄉收入差距。

2.指標描述

圖1 1990～2009年浙江省城鄉收入的泰爾指數

通過圖1可以看出，在樣本選取區間段，城鄉收入差距具有明顯的波動性。1990～1994年間呈現出急劇擴大的趨勢，而1995～2007年呈現出“u”型的發展趨勢，從2008年開始，浙江省的城鄉收入差距有所收斂，但處于一個較高的發展水平上。

二、實證分析

（一）平穩性檢驗

為了進行協整分析，我們需要對數據進行平穩性檢驗，如果原始序列是平穩的，那么可以直接進行經典的回歸分析；如果原始序列非平穩但屬于單整階數相同的序列，那么他們之間可能存在協整關系；如果原始序列非平穩并且單整階數不相同，則不具有協整關系。本文采用最常用的ADF法對各序列進行單位根檢驗，根據AIC、SC信息準則，確定最佳滯后階數。ADF檢驗結果見表1所示

表1 ADF單位根檢驗結果

變量 檢驗形式

（c，t，k） ADF統計量 1%臨界值 結論

TL （c，t，3） -2.1898 -4.6678 非平穩

TL （0，0，0） -2.7111 -2.6996 平穩

PGDP （c，t，3） -2.1944 -4.6678 非平穩

PGDP （c，t，4） -5.5378 -4.8000 平穩

注：c、t分別表示含有截距項、時間趨勢項，k為滯后階數，c或t=0表示不含有

常數項或時間趨勢項。

由表1結果可知，原序列TL和PGDP是非平穩序列，而其一階差分變量TL和PGDP都不存在單位根，為平穩時間序列，所以TL和PGDP都是一階單整序列I（1）。

（二）協整檢驗

雖然變量TL和PGDP都是非平穩的，但經過一次差分，變量間具有平穩性，所以這兩個變量是同階單整序列，那么他們之間可能存在協整關系，如果兩個變量之間存在協整關系，那么二者存在長期的均衡關系。對變量的協整檢驗和估計通常采用的是Johansen的極大似然法和EG兩步法，本文采用EG兩步法進行協整檢驗。首先運用最小二乘法對TL和PGDP序列進行擬合，得：

（3）

15.5848） （7.9541）

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

由于在實際問題中經常會出現異方差性，會影響模型的估計、檢驗和應用，而本文沒有對原始時間序列做對數處理，所以變量可能存在異方差性，用White檢驗法檢驗模型得到懷特統計量n R2=1.50301，對應的概率p=0.4716，在5%的顯著性水平下，接受同方差這一原假設，表明模型不存在異方差性，模型的回歸參數估計量具有良好的統計性質。

但是在該模型中，DW=0.6205，查詢 DW檢驗表可知，dl=1.201，du=1.411，DW

（4）

（0.0000） （0.0007） （0.0003）（0.0311）

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

LM（1）=0.9419 LM（2）=1.4726

根據方程的LM值，說明模型的自相關現象消除，對回歸方程的殘差序列 做單位根檢驗，檢驗的結果見表2。

表2 殘差序列單位根檢驗結果

變量 檢驗形式（c， t， k） ADF統計量 1%臨界值 5%臨界值 10%臨界值 結論

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

由于 的ADF統計量小于1%的臨界值-3.8867，可以認為 是平穩序列。因此可以說變量TL和PGDP之間具有協整關系，即存在長期的均衡關系。

（三）格蘭杰因果關系檢驗

前面的分析說明城鄉收入差距與經濟增長之間具有長期穩定的均衡關系，但并不能說明他們存在因果關系，我們需要進一步的驗證。由于TL和PGDP都是一階單整且具有協整關系，能夠進行格蘭杰因果關系檢驗，選取1～6的滯后期對2個變量做格蘭杰因果關系檢驗。結果如表3

表3 Granger因果關系檢驗結果

滯后階數 0假設 obs F統計值 伴隨概率 檢驗結果

1 TL不是PGDP的格蘭杰原因 19 54.4566 2.E-06 拒絕

PGDP不是TL的格蘭杰原因 0.11099 0.7433 接受

2 TL不是PGDP的格蘭杰原因 18 19.0565 0.0001 拒絕

PGDP不是TL的格蘭杰原因 1.58474 0.2422 接受

3 TL不是PGDP的格蘭杰原因 17 15.6170 0.0004 拒絕

PGDP不是TL的格蘭杰原因 2.84002 0.0919 接受

4 TL不是PGDP的格蘭杰原因 16 4.69407 0.0370 拒絕

PGDP不是TL的格蘭杰原因 0.99206 0.4706 接受

5 TL不是PGDP的格蘭杰原因 15 2.24140 0.2272 拒絕

PGDP不是TL的格蘭杰原因 3.90478 0.1057 拒絕

6 TL不是PGDP的格蘭杰原因 14 1.45502 0.5612 拒絕

PGDP不是TL的格蘭杰原因 0.89531 0.6687 拒絕

由表3可知，在5%顯著性水平上，在滯后階數是1、2、3和4時，拒絕了“TL不是PGDP的格蘭杰原因”的假設，接受了“PGDP不是TL的格蘭杰原因”的假設； 當滯后期是5和6時，拒絕了“TL不是PGDP的格蘭杰原因”的假設，同時也拒絕了“PGDP不是TL的格蘭杰原因”的假設。這個檢驗結果說明：在短期內，城鄉收入差距是經濟增長的格蘭杰原因，而經濟增長不是收入差距的原因；在長期內，收入差距和經濟增長互為因果關系。

三、結論

通過對浙江省1990～2009年間人均GDP與城鄉收入差距關系的實證分析，我們可以得到如下結論：

（1） 自1990年來，浙江省的城鄉收入差距是在波動中呈增長的趨勢，尤其是從1995年之后，增長現象十分明顯，雖然近年來有所緩解，但仍處于較高水平。

（2）由協整檢驗可知，浙江省城鄉收入差距與經濟增長之間存在穩定的長期均衡關系。城鄉收入差距對人均GDP的彈性系數是0.2413，即人均GDP每變化1%，城鄉收入差距會同向變化0.2413%。

（3）格蘭杰因果關系檢驗表明，在短期內，浙江省城鄉收入差距與經濟增長之間存在單向的因果關系，浙江省城鄉收入差距是經濟增長的格蘭杰原因，說明在短期內城鄉收入差距的擴大能夠拉動經濟的增長。但是收入差距對經濟增長的作用非常有限，從長期來看，如果城鄉收入差距擴大的勢頭得不到有效的控制，勢必會影響經濟的可持續發展，同時Granger檢驗的結果顯示，在長期中，經濟增長也是城鄉收入差距的原因，所以在保證城鎮經濟快速發展的同時，應重視農村的經濟發展，保持城鄉協調發展，防止城鄉收入差距被拉大。

城鄉收入差距問題在一定的意義上可以發揮人的生產性，促進效率增長，但是如果差距過大，其對社會、經濟的負面影響也是顯而易見的，所以必須重視城鄉收入差距問題。

參考文獻：

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

篇（11）

(二)數據處理及平穩性檢驗時間序列通常非平穩性，需要對數據進行處理及檢驗。首先對數據取對數，然后分別取一階差分，發現數據呈現前期趨緊，后期松散，但線性起伏在一定范圍內下降的趨勢，說明一階差分后數據趨于平穩。對一階差分后的數據進行單位根檢驗，結果如表1所示。從表1可以看出，三個變量的ADF檢驗值在1%顯著性水平下都大于ADF檢驗的臨界值。表明這三個變量序列在1%顯著性水平下都是非平穩的。進一步檢驗發現D(LG(UIG))、D(LG(URB))及D(LG(PGDP))的一階差分在1%顯著水平下都小于ADF檢驗臨界值，說明序列是平穩的。從而得出:三個變量都是一階單整序列，且三者之間存在協整可能性，即變量之間可能存在長期均衡關系。據此可以建立模型。

二、建立模型

(一)模型建立根據上面檢驗結果建立VAR模型。VAR模型是由多元時間序列變量組成的，是向量自回歸移動平均模型的簡化。

(二)滯后期選擇首先確定模型的滯后階數，根據AIC信息準則和SBC信息準則確定選擇的階數，應使得AIC和SBC值越小越好。表2給出了0－4階VAR模型滯后階數判斷結果LR，FPE，AIC，SC和HQ各自的值，并以“*”標記出依據相應準則選擇出來的滯后階數。可以看到，有超過一半的準則選出來的滯后階數為4階，因此將VAR模型的滯后階數定義為4階。式(3)的實證結果顯示，VAR模型中三個方程的可決系數分別為0．933616，0．739697和0．928304，表明VAR模型擬合程度較好。

三、模型分析

(一)VAR模型的平穩性檢驗VAR建模需要檢驗模型的平穩性，應用EVIEWS軟件進行檢驗，發現VAR模型全部特征根都在單位圓內，符合建立VAR模型的要求。

(二)協整檢驗時間序列往往存在單位根，也就是其并非平穩，因此在建立模型的時候需要考慮變量是否平穩。如果穩定，那么模型中三個變量的長期關系就顯現了，具有經濟意義。故此需要對序列進行協整檢驗。協整檢驗的目的是為了避免序列出現偽回歸。表3、4是協整檢驗結果。從上面表3、表4中可以得到相同結論:無論是跡統計量檢驗還是最大特征值檢驗，在5%顯著性水平下，都拒絕沒有協整方程的原假設，接受有一個協整方程的假設。說明LG(UIG)、LG(URB)和LG(PGDP)之間存在協整關系，即三個變量之間存在長期均衡關系。

(三)格蘭杰因果檢驗為了進一步驗證基于VAR(4)系統的城鎮化、經濟增長和城鄉收入差距之間是否構成因果關系，需要進行格蘭杰因果檢驗。格蘭杰因果檢驗是一種用于考察序列X是否是序列Y產生的原因的方法。主要看當前的Y能夠在多大程度上被過去的X解釋，即加入X的滯后值看是否使解釋程度得以提高。從表5中我們可以看出:在5%的顯著水平下，經濟增長是城鄉收入差距的格蘭杰原因，而城鄉收入差距不是經濟增長的格蘭杰原因，兩者是單向的因果關系;經濟增長是城鎮化發展的格蘭杰原因，而城鎮化發展不是經濟增長的格蘭杰原因，兩者是單向的因果關系;城鎮化發展是城鄉收入差距的格蘭杰原因，而城鄉收入差距也是城鎮化發展的格蘭杰原因，這表明二者之間是互為格蘭杰原因。

四、結論及政策建議