○彭夢(mèng)霞 董炳南

（青島理工大學(xué)經(jīng)貿(mào)學(xué)院 山東 青島 266520）

我國(guó)農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率與城鄉(xiāng)收入差距關(guān)系研究
——基于我國(guó)1985—2010年度數(shù)據(jù)的實(shí)證分析

○彭夢(mèng)霞 董炳南

（青島理工大學(xué)經(jīng)貿(mào)學(xué)院 山東 青島 266520）

本文運(yùn)用協(xié)整檢驗(yàn)和格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)方法，利用1985—2010年的年度經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)對(duì)我國(guó)農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率與城鄉(xiāng)收入差距之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析。結(jié)果表明，我國(guó)農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率與城鄉(xiāng)收入差距之間存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系，即農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率的增長(zhǎng)會(huì)導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大。鑒于此，完善農(nóng)村居民生活保障制度，改變農(nóng)村消費(fèi)觀念，降低農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率對(duì)縮小我國(guó)城鄉(xiāng)收入差距構(gòu)建和諧社會(huì)具有重要作用。

農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率 城鄉(xiāng)收入差距 協(xié)整檢驗(yàn) 因果關(guān)系檢驗(yàn)

一、引言

自1978年改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)步入持續(xù)增長(zhǎng)的發(fā)展軌道，城鄉(xiāng)居民的收入水平均有很大提高。城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和農(nóng)村居民人均純收入分別從1978年的343.4元和133.6元，提高到了2010年的19109.4元和5919元，人民的生活水平均得到了較大的改善。然而，在收入水平提高的同時(shí)，我國(guó)城鄉(xiāng)居民收入的差距也由1978年的209.8元拉大到2010年的13190.4元。在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的過(guò)程中，為了保證經(jīng)濟(jì)的發(fā)展效率，產(chǎn)生收入差距是難以避免的，但過(guò)度的收入差距則會(huì)影響勞動(dòng)者的積極性，威脅社會(huì)穩(wěn)定和經(jīng)濟(jì)的健康運(yùn)行。因此，統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展，增加農(nóng)民收入，縮小城鄉(xiāng)收入差距，構(gòu)建和諧社會(huì)成為十二五規(guī)劃的一個(gè)重要課題。

同時(shí)，近年來(lái)，中國(guó)居民的儲(chǔ)蓄率明顯高于世界其他主要經(jīng)濟(jì)體（Horioka&Wan，2007）。占據(jù)了中國(guó)大部分人口的農(nóng)村居民由于受傳統(tǒng)消費(fèi)習(xí)慣及各種社會(huì)保障制度等因素的影響，將大部分收入轉(zhuǎn)化為儲(chǔ)蓄，從而使得農(nóng)村居民的儲(chǔ)蓄率高于城鎮(zhèn)居民（Kraay，2000），且一直保持在一個(gè)較高的水平。進(jìn)入21世紀(jì)以來(lái)，農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率更是持續(xù)增長(zhǎng)，在2010年已達(dá)到26%。

表1 1985—2010年中國(guó)農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率及城鄉(xiāng)收入差距

參考其他學(xué)者的研究方法，本文用農(nóng)村居民家庭一年的人均純收入減去平均每人總支出得到農(nóng)村居民人均儲(chǔ)蓄，農(nóng)村居民人均儲(chǔ)蓄與農(nóng)村居民人均純收入之比即為農(nóng)村居民的儲(chǔ)蓄率，而城鄉(xiāng)收入差距則用城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入與農(nóng)村居民家庭人均純收入水平之比來(lái)衡量。

二、我國(guó)農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率與城鄉(xiāng)收入差距關(guān)系實(shí)證研究

1、數(shù)據(jù)的選取與變量說(shuō)明

本文實(shí)證分析部分采用年度數(shù)據(jù)，樣本區(qū)間為1985—2010年，共26個(gè)樣本，數(shù)據(jù)根據(jù)《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2011》和中國(guó)社會(huì)科學(xué)院金融研究所經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)相關(guān)數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)得出。變量SR表示農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率，用農(nóng)村居民人均純收入與農(nóng)村家庭平均每從總支出的差額比上農(nóng)村居民人均純收入來(lái)衡量；變量IG表示城鄉(xiāng)收入差距，用城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入與農(nóng)村居民家庭人均純收入水平的比來(lái)衡量，如表1所示。為了消除數(shù)據(jù)中可能存在的異方差問(wèn)題，本文對(duì)農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率（SR）和城鄉(xiāng)收入差距（IG）進(jìn)行了對(duì)數(shù)變換，分別記為lnSR和lnIG。

2、數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為保證時(shí)間序列的平穩(wěn)性，在進(jìn)行數(shù)據(jù)協(xié)整分析之前需要對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。本文利用Eview5.0軟件，對(duì)lnSR和lnIG兩個(gè)變量的時(shí)間序列進(jìn)行單位根ADF檢驗(yàn)，結(jié)果如表2所示。

表2 lnSR和lnIG的單位根ADF檢驗(yàn)結(jié)果

由表2可知，取對(duì)數(shù)后的農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率（lnSR）和城鄉(xiāng)收入差距（lnIG）在水平情況下都是非平穩(wěn)序列，而其一價(jià)差分變量的單位根ADF統(tǒng)計(jì)量都小于5%的臨界值，說(shuō)明兩個(gè)變量的一價(jià)差分是平穩(wěn)的。

3、協(xié)整檢驗(yàn)

在只有兩個(gè)時(shí)間序列的情況下，只可能存在一個(gè)線性的協(xié)整關(guān)系，而在兩個(gè)時(shí)間序列存在唯一的協(xié)整關(guān)系時(shí)，EG兩步法非常有效。因此，本文對(duì)都是一階單整的時(shí)間序列l(wèi)nSR和lnIG采用EG兩步法進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)。用普通最小二乘法（OLS）對(duì)時(shí)間序列l(wèi)nSR和lnIG進(jìn)行回歸擬合，得到：

再對(duì)回歸方程的殘差序列ut做單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。

表3 ut單位根檢驗(yàn)結(jié)果

由表3可知，殘差序列ut的ADF值小于臨界值，所以u(píng)t是平穩(wěn)的，從而我國(guó)農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率與城鄉(xiāng)收入差距之間存在協(xié)整關(guān)系。利用方程（2）求出lnSR與lnIG之間的長(zhǎng)期關(guān)系式：

lnIG=1.790429+0.4243InSR （3）

方程（3）表明，從長(zhǎng)期來(lái)看，我國(guó)農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率與城鄉(xiāng)收入差距之間具有顯著的正相關(guān)性，即農(nóng)村居民的儲(chǔ)蓄率對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的彈性系數(shù)是0.4243，也就是說(shuō)，我國(guó)農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率每變動(dòng)1%，城鄉(xiāng)收入差距就會(huì)同向變動(dòng)0.4243%。

4、格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果表明，我國(guó)農(nóng)村居民家庭儲(chǔ)蓄率與城鄉(xiāng)收入差距之間存在某種長(zhǎng)期的協(xié)整關(guān)系。但是變量之間是否存在因果關(guān)系，還需要進(jìn)一步檢驗(yàn)。由于變量lnSR和lnIG都是一階單整的，且存在協(xié)整關(guān)系，故可以對(duì)其進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表4。

表4 lnSR和IG的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

結(jié)果表明，在滯后階數(shù)為1—2的情況下lnSR不是lnIG的格蘭杰原因的概率很小，因?yàn)閘nSR是lnIG的格蘭杰原因，即兩者之間存在單向因果關(guān)系。也就是說(shuō)，農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率的提高加劇了城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大。

5、誤差修正模型

變量lnSR和lnIG的協(xié)整分析只是說(shuō)明兩者之間的一種長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，為進(jìn)一步了解農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率與城鄉(xiāng)收入差距之間的短期波動(dòng)關(guān)系，需對(duì)兩變量進(jìn)行誤差修正。令ECM=u^t，即將協(xié)整方程的殘差序列u^t作為誤差修正項(xiàng)，由統(tǒng)計(jì)軟件Eview5.0計(jì)算，建立如下誤差修正模型方程式：

從以上估計(jì)結(jié)果可以看出，誤差修正項(xiàng)的系數(shù)為0.110211，表示當(dāng)短期波動(dòng)偏離長(zhǎng)期均衡時(shí)，誤差修正項(xiàng)將以0.110211的力度作反向調(diào)整，將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。

三、結(jié)論

第一，協(xié)整檢驗(yàn)表明，我國(guó)農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率與城鄉(xiāng)收入差距之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的彈性系數(shù)是0.4243，也就是說(shuō)，我國(guó)農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率每變動(dòng)1%，城鄉(xiāng)收入差距就會(huì)同向變動(dòng)0.4243%。這說(shuō)明1985年到2010年間，我國(guó)農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率的提高加劇了城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大。

第二，格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)表明，在計(jì)算期內(nèi)，農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率與城鄉(xiāng)收入差距存在單向因果關(guān)系，表明農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率的提高擴(kuò)大了城鄉(xiāng)之間的收入差距。

第三，在誤差修正模型中，誤差修正項(xiàng)的系數(shù)為0.110211，表明農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率對(duì)上一年非均衡的調(diào)整力度為11.0211%。此外，滯后一期的農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的彈性為0.141334，正彈性說(shuō)明農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率的提高擴(kuò)大了城鄉(xiāng)收入差距。

四、建議

第一，加大對(duì)農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)（如教育、醫(yī)療等）的投入，并加強(qiáng)對(duì)農(nóng)村社會(huì)保障制度（如養(yǎng)老）的實(shí)施與完善，從根本上改變農(nóng)村居民的消費(fèi)與儲(chǔ)蓄觀念。農(nóng)村居民作為目前中國(guó)社會(huì)中受傳統(tǒng)消費(fèi)觀念影響程度很深的一個(gè)群體，一直比較崇尚節(jié)儉、謹(jǐn)慎保守，并積極儲(chǔ)蓄以防范未來(lái)生活中可能出現(xiàn)的不確定性支出（如就醫(yī)）或教育等大筆支出。所以從擴(kuò)大農(nóng)村居民消費(fèi)需求，降低農(nóng)村居民的儲(chǔ)蓄率，提高農(nóng)村居民生活水平，減小城鄉(xiāng)收入差距的角度出發(fā)，各級(jí)政府應(yīng)該更多地承擔(dān)起農(nóng)村教育、醫(yī)療的供給職能。

第二，引導(dǎo)并幫助農(nóng)民投資發(fā)展具有科技含量的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)項(xiàng)目，利用科技的力量來(lái)提高農(nóng)民收入，并提高農(nóng)民對(duì)農(nóng)業(yè)投資的積極性，使得農(nóng)民進(jìn)入一個(gè)收入增加—投資增多—收入更高的良性循環(huán)。

第三，改變初次分配的結(jié)構(gòu)，統(tǒng)籌城鄉(xiāng)勞動(dòng)力就業(yè)，鼓勵(lì)農(nóng)村剩余勞動(dòng)力從傳統(tǒng)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)領(lǐng)域轉(zhuǎn)移出來(lái)，以進(jìn)入城鎮(zhèn)務(wù)工經(jīng)商、非農(nóng)經(jīng)營(yíng)等方式從事非農(nóng)就業(yè)活動(dòng)。同時(shí)，通過(guò)勞動(dòng)力的自由流動(dòng)來(lái)平抑區(qū)域之間的工資差異和收入差異，從而使得農(nóng)民增加非農(nóng)收入的同時(shí)因受城鎮(zhèn)居民消費(fèi)習(xí)慣的影響而改變消費(fèi)習(xí)慣，降低儲(chǔ)蓄率，進(jìn)而縮小城鄉(xiāng)收入差距。

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丁一）