城乡居民收入变迁对经济增长影响的实证分析

翟蓬豳　２０１３　￣。１　Ｊｏｕｒｎａｌ　ｏｆ　Ｈｕｂｅｉ　Ｕｎｉｖｅｒ湖ｓｉｔ北ｙ　经ｏｆ　济Ｅｃ学ｏｎ院ｏ学ｍｉ报ｃｓ　ｄｏｉ：１０．３９６９／ｊ．ｉｓｓｎ．１６７２－６２６ｘ．２０１３．Ｏ１．００８　城乡居民收入变迁对经济增长影响的实证分析　王军强，于　一，左　停　（中国农业大学人文与发展学院，北京１００１９３）　摘要：本文根据１９８５－２０１０年的经济数据，利用协整理论、误差修正模型和Ｇｒａｎｇｅｒ因果检验等方法对城乡　居民收入与经济增长之间的互动关系进行了实证分析。研究表明，从长期来看，农村居民收入与经济增长之间存　在长期稳定的双向因果关系，而城镇居民收入与经济增长之间只存在单向的因果关系，而且农村居民收入增长对　经济增长的促进作用强于城市居民收入增长带来的作用；短期内衣村居民收入增长对经济增长经历了先阻碍后　促进的过程，而城市居民收入增长虽不断促进经济增长，但是促进的作用逐渐下降。因此，在持续增加农村居民收　入的同时，也要兼顾城市居民收入的增长。　关键词：城乡居民收入；经济增长；互动机制；协整理论　中图分类号：Ｆ０６１．２；Ｆ２２４．９　文献标识码：Ａ　文章编号：１６７２—６２６Ｘ（２０１３）Ｏ１—００４４—０６　一、引言　影响将有利于收入初次分配和再分配政策的制定。　根据凯恩斯经典的消费理论，消费者消费量取　决于他的边际消费倾向和收入水平，由于消费者收　入在一定时期内不会大增大减，因此他们的边际消　费倾向也不会出现急剧的变化，所以消费量的变化　主要受消费者收入变化的影响。我国当前正处于经　济发展方式转型时期，政府和学界对于依靠拉动内　需来促进经济发展已经取得共识，而内需的关键是　居民消费，居民消费的提高又必须以收入的提高为　基础。根据消费边际效用递减原理，通过构造一条　社会的消费效用曲线（如图１ｌｌ　所示），则所有的消费　品都转换为一个抽象的商品Ｑ，那么富人的消费数　当下学界对城乡居民收入与经济增长之间关　系的研究较多，一些研究者侧重于研究城乡居民收　收入　图１社会的消费效用曲线　入差距与经济增长的关系，吕炜等（２０１１）１２１认为缩　小城乡居民收入差距尽管在中部与西部地区能够　量将大于穷人的消费数量，这样，在社会的消费效　用曲线上，穷人的消费处于较低的位置，而富人的　消费则处于较高的位置。从图１可以看出，穷人收　入增加的边际效用大于富人；一般说来，低收入者　对增加收入的消费弹性最大，几乎每增加一元的收　入都会用于消费。通过城乡居民与富人、穷人的类　有效促进经济增长，特别是在西部地区，但在东部　地区反而阻滞经济增长；司志宾等（２００７）、李楠等　（２００８）［３１１４］对农村居民收入与经济增长之间关系进　行了分析，认为在确保农村居民整体收入水平提高　的基础上，适当拉开农村居民收入差距对经济增长　比可以看出，研究城乡居民收入变迁对经济增长的　有促进作用；胡兵等（２００５）　０仅研究了农村居民内部　收稿日期：２０１２—１０—２４　作者简介：王军强（１９８２一），男，山西永济人，中国农业大学人文与发展学院农村发展与管理专业博士研究生，主要从事发　展质量研究；于一（１９８９－），女，江苏沭阳人，中国农业大学人文与发展学院社会保障专业硕士研究生，主要从事　农村社会保障研究；左停（１９６４一），男，江苏盐城人，中国农业大学人文与发展学院教授，博士生导师，主要从事农　村自然资源管理与经济发展的有关政策、机构和社会经济问题的研究。　圜　王军强，于　一，左停：城乡居民收入变迁对经济增长影响的实证分析　收入差距与经济增长之间的关系，得出农村居民收　入差距拉大会抵消经济增长的减贫成效；喻平　（２００３）『句研究了城乡居民收入与经济发展的关系，得　出农民收入的增长对经济发展与扩大内需的作用　明显强于城镇居民收入的结论，但却未对城乡居民　收入与经济增长之间的相互因果关系进行分析，也　未对短期城乡居民收入与经济增长之间的关系进　行论证；张效莉等（２００６）ｔＴ］研究了新疆城乡居民收　入与经济增长之间的关系，认为初始阶段农村居民　收入对经济增长的影响强于城镇居民，后期则是城　镇居民收入对经济增长影响更大；而杨冬梅（２００６）　Ｉ对城乡居民收入与经济增长之间关系的研究结果　表明，经济增长仅与城镇居民收入之间存在长期动　态关系并且是其原因，但经济增长与农村居民收入　之间不存在长期关系，这是由于她分别对城乡居民　收入分别与经济增长进行协整分析而并未对三者　进行综合协整分析。基于以上研究，本文拟用协整、　格兰杰因果检验和误差修正模型等方法来实证分　析我国城乡居民收入变迁对经济增长的影响。　二、变量的选取及相关关系　（一）变量的选取　为了反映经济发展实际水平，文章选取人均　ＧＤＰ（用Ｒｊｇｄｐ表示）作为经济发展变量，考虑到数　据可得性以及城乡居民实际收入水平，城镇居民收　入水平变量选择城镇居民人均可支配收入（用ｃｉｔｙ表　示），④而农村居民收入水平变量则选择农村居民家　庭人均纯收入（用ｆａｒｍ表示）；②为了剔除价格因素　对人均ＧＤＰ、城市居民人均可支配收入、农村居民　人均纯收入的影响，文章分别选取居民消费价格指　数、城镇居民消费价格指数以及农村居民消费价格　指数对三个变量进行平减处理，所有三个变量均以　１９８５年为基期（１９８５＝１００）。本文以１９８５－２０１０年　这２６年作为样本，之所以选取１９８５年为起点，主　要是考虑到数据的可获得性和改革开放初期市场　机制尚未形成、经济生活中不确定因素较多。所有　原始数据都来自于各期《中国统计年鉴》。研究中的　数据计量分析采用ｅｖｉｅｗｓ６．０软件运算处理获得。　由表１数据可知，除１９８９年外，农村居民实际　人均收入与人均ＧＤＰ在其他年份均呈增长趋势，城　镇居民实际人均收入除１９８８、１９８９年外也呈增长　趋势。经计算，城乡居民实际人均收入的年均增长　率为８．Ｏ９％、５．５９％，而实际人均国内生产总值的年　增长率为９．３５％。这说明，在２６年间，我国城乡居　民收入增长率均未“跑赢”ＧＤＰ的增长率，城乡居民　收入与经济发展并未实现同步增长，因此需要进一　步分析它们之间的长期相关关系。　表１　１９８５－２０１０年城乡居民实际人均收入及实际人均ＧＤＰ　年份　Ｆａｒｍ（元）　Ｃｉｔｙ（元）　Ｒｊｇｄｐ（元）　１９８５　３９７．６　７３９．１　８５７＿８２　１９８６　３９９．４３４５　８４０．７１２５　９０４．４０３８　１９８７　４１０．４７０３　８６１．０４５１　９７３．２１０８　１９８８　４１１．５５５９　８４１．０８ｌ６　１００５．５３　１９８９　３８０．９３７３　８４１．１３７７　９４８．１８９８　１９９０　４１５．６８７５　９１２．９２２７　９９５．９７２３　１９９１　４１９．５３８２　９７８．２２７７　１１Ｏ８．７６２　１９９２　４４３．４３８９　１０７３．２８２　１　２７２．５０７　１９９３　４５８．５０７５　１　１７５．６８７　１４３９．３４５　１９９４　４９２．３３８７　１２７５．６６６　１５６３．９１９　１９９５　５４１．４２０７　１３３７．９３９　１６６６．６５５　１９９６　６１２．６２７２　１　３８９．３４６　ｌ７８２．７３１　１９９７　６４８．４９５２　１４３７．０４６　１９０４．６９７　１９９８　６７７．５３０６　１５１９．９３４　２０３２．２９８　１９９９　７０３．２４５３　１６６１．６０５　２１７１．４０１　２０００　７　１７．６４３３　１７６８．３０９　２３７３．５９９　２００１　７４７．６７７７　１９１８．２２９　２５８６．５１３　２００２　７８５．４０６１　２１７５．７８６　２８４２．１７８　２００３　８１８．９２５７　２３７１．６５　３　１５０．３３６　２００４　８７４．９７０２　２５５３．２６９　３５４８．０３５　２００５　９４８．９５０４　３０３４．８２９　４００７．９７６　２００６　１０３０．４５１　３３５０．５８４　４５９２．５９２　２００７　１　１２８．４８２　３７４８．０８４　５３５７．００２　２００８　１２１８．４８　４０５１．６２３　５９４６＿２０４　２００９　１３２３．０３　４４４０．９３４　６４６８．４９２　２０１０　１４６６．９１４　４７８３．５８８　７３３４．３　１７　（二）变量的相关关系　相关性分析是进行实证分析的基础，只有相关　程度显著，以下的分析才有意义。相关系数反映了　变量之间联系的密切程度，系数越高表明两者之间　的关系越紧密，相关性越高。分别使用Ｆａｒｍ、Ｃｉｔｙ和　Ｒｊｇｄｐ表示农村居民实际纯收入、城市居民实际可　支配收入和人均实际国内生产总值，表２和表３分　别表示我国１９８５￣２０１０年的Ｆａｒｍ和Ｒｊｇｄｐ、Ｃｉｔｙ和　Ｒｊｇｄｐ的相关分析结果。　圜　２０　ｑ３年１月　湖北经济学院学报　第１　１卷第１期　表２实际农村居民收入与经济增长之间的相关关系　由图２可以看出，ＩｎＲｊｇｄｐ、ＩｎＣｉｔｙ、ＩｎＦａｒｍ　Ｊ孚列　具有相同的随时间上升的趋势，可以直观地认为这　Ｆａｒｍ　Ｆａｒｍ　ｌ　Ｒｊｇｄｐ　０．９９２１３９　三个序列是非平稳的。为此，我们对其做一阶差分变　换，得到如图３所示的数据趋势图。可以看出，经过　一Ｒｊｇｄｐ　０．９９２１３９　ｌ　阶差分的三个序列不再具有完全一致的变化趋　时间序列ＩｎＲｊｇｄｐ、ＩｎＣｉｔｙ、ＩｎＦａｒｍ进行单位根榆验。　表３实际城镇居民收入与经济增长之间的相关关系　势，表现出平稳的特征。为了验证这一判断，下面对　Ｃｉｔｙ　Ｃｉｔｙ　１　Ｒｊｇｄｐ　０．９９８２４８　Ｒｊｇｄｐ　０．９９８２４８　１　从相关系数来看，Ｆａｒｍ和Ｒｊｇｄｐ的相关系数为　０．９９２，Ｃｉｔｙ和Ｒｊｇｄｐ的相关系数为０．９９８，可见城乡　居民收入与经济增长之间均存在强相关关系，并且　城镇居民比农村居民的相关系数稍高。但具体到长　期和短期，二者对经济增长的具体影响还有待进一　步论证。　三、实证分析　（一）协整分析　为了避免数据的波动以及消除异方差的影响，　誊誊量蔡暴豪吾　誉蚤豢豢誉蓉善堇吾　誊堇堇誊童詈堇兰　一一一一一　一　一一　一一一　｜　ｆ、１　…　图３　ＩｎＦａｒｍ、ＩｎＣｉｔｙ、ＩｎＲｊｇｄｐ一阶差分值趋势图　分别对三个变量取自然对数形式，这种变换不会影　响变量的长期稳定关系。取对数后三个变量的形式　由于三个变量均为时间序列变量，为避免出现　伪回归的问题，本文采用Ｄｉｃｋｙ和Ｆｕｌｌｅｒ于１９７６年　提出的ＡＤＦ检验方法对每个变量的时问序列的水　平和一阶差分形式进行平稳性检验，检验的结果见　表现为：人均ＧＤＰ的对数形式（ＩｎＲｊｇｄｐ）、城镇居民　人均可支配收入的对数形式（ＩｎＣｉｔｙ）、农村居民人　均纯收入的对数形式（ＩｎＦａｒｍ）。　表４。由表４可见，ＩｎＲｊｇｄｐ、ＩｎＣｉｔｙ和ＩｎＦａｒｍ水平序　列的ＡＤＦ检验值均大于５％的显著性水平下的临　界值，表明上述三个变量都是非平稳序列。经过一　阶差分后的序列Ｏ（ＩｎＲｊｇｄｐ）、Ｄ（ＩｎＣｉｔｙ）和Ｄ（ＩｎＦａｒｍ）　含常数项和时间趋势项的ＡＤＦ值在５％的　著性　水平下均小于所对应的临界值。这表明在５％的显　著性水平下，三个变量的一阶差分都是平稳序列，　即变量ＩｎＲｊｇｄｐ、ＩｎＣｉｔｙ和ＩｎＦａｒｍ都是Ｉ（１），对－阶　磊磊器器　苫　誉器昌ｇ　ｇ若警兽ｇ答兽２　２２旦２　三曼　２　三　２　２昌　昌　昌昌昌昌品　高　单整的时间序列可以进行进一步的变量问的协整　分析　图２　ＩｎＦａｒｍ、ＩｎＣｉｔｙ、ＩｎＲｉｇｄｐ的水平值趋势图　表４　ＡＤＦ的单位根检验（由Ｅｖｌｅｗｓ６．０计量）　变量　ＩｎＲｊｇｄｐ　检验形式（ｃ，ｔ，ｋ）　（Ｃ，ｔ，２）　ＡＤＦ检验值　－２．３００７７４　５％临界值　－３．６２２０３３　１％临界值　－４．４ｌ６３４５　结果　非平稳　ＤＯｎＲｊｇｄｐ）　ＩｎＣｉｔｖ　（Ｃ，ｔ，１）　（Ｃ，ｔ，ｏ）　－４．８８２４７８　一ｌ＿０ｌ１２０４　－３．６２２０３３　－３．６０３２０２　－４　４１６３４５　－４．３７４３０７　乎稳　非平稳　Ｄ（ＩｎＣｉｔｙ）　ＩｎＦａｒｍ　（Ｃ，ｔ，０）　（ｃ，ｔ，２）　－４．４３５２６０　一２．６２９５０９　—３．６１２１９９　－３．６２２０３３　－４．３９４３０９　－４．４ｌ６３４５　平稳　非平稳　Ｄ（ＩｎＦａｒｍ）　（Ｃ，ｔ，０）　－４．２２６６３０　－３．６ｌ２ｌ９９　—４．３９４３０９　平稳　注：　表示在５％的显著性水平下平稳，　表示在１％的显著性水平下平稳；ｃ、ｔ、ｋ分别表示常数项、趋势项和滞后阶数；Ｄ表示一阶差分　圈　王军强，于　一，左停：城乡居民收入变迁对经济增长影响的实证分析　（二）城乡居民收入与经济增长的长期均衡关　系分析　０．４１ＡｉｎＦａｒｍ（一２）＋０．９１９ＡｉｎＣｉｔｙ（一１）＋　（０．１６８１５）　Ｏ．３４２ＡｉｎＣｉｔｙ（一２１＋０．０３３　（０．１９２７１）　其中误差修正项为：Ｅｃｍ＝ＩＮＲＪＧＤＰ一０．５９１＊ＩＮ—　ＣＩＴＹ一０．７２４　ＩＮＦＡＲＭ一０．６０９。　Ｒ　＝０．８０７３４１　Ｒ２ａｄｊ＝０．７１７４３４　ＡＩＣ＝－６．０５２９８８　ＳＣ＝－５．６５８０３３　（０．１８１２６）　通过ＡＤＦ平稳性检验得知，ＩｎＲｊｇｄｐ、ＩｎＣｉｔｙ和　ＩｎＦａｒｍ都是一阶单整序列，由此可进一步对三者进　行协整检验，此处采用Ｊｏｈａｎｓｏｎ和Ｊｕｓｅｌｉｕｓ（１９９０）提　出的基于ＶＡＲ模型的Ｊｏｈａｎｓｅｎ协整检验方法构建　ＶＡＲ模型，根据ＡＩＣ和ＳＣ最小化准则，确定最理　想的滞后期为３，分析结果见表５。　在ＶＡＲ模型基础上，采用Ｊｏｈａｎｓｅｎ极大似然　估计法，判断Ｉｎ　Ｒｊｇｄｐ、ＩｎＣｉｔｙ、ＩｎＦａｒｍ的长期均衡关　系，检验结果如表６和表７所示，无论是迹检验还　是最大特征值检验，在５％的显著水平下，拒绝了不　以上模型结果说明了城乡居民收入对经济增　长的短期影响以及两者偏离长期均衡的影响。ＥＣＭ　为均衡误差修正项，反映了城乡居民收入施加的短　期影响结束后，从非均衡状态调整到均衡状态的调　存在协整关系（ｒ＝０）的零假设，接受了至少存在一个　协整关系（ｒ≤１）的零假设，这充分表明ＩｎＲｊｇｄｐ、Ｉｎ－　整力度。该模型的误差修正项ＥＣＭ的系数为正数，　说明这种修正具有正向的调节作用。ＥＣＭ的系数的　Ｃｉｔｙ和ＩｎＦａｒｍ三个序列之间存在而且仅存在１个　协整关系。　估计值为０．７８８，说明长期均衡趋势误差修正项对　经济增长的调整幅度约为７８．８％，即在１９８５～２０１０　年当短期内城乡居民收入变迁与经济增长的波动　偏离长期均衡时，将以０．７８８的调整力度将非均衡　状态拉回均衡状态。需要指出的是，虽然前面的分　根据表８，我们得出三者的长期协整方程ｉｎＲ—　ｊｇｄｐ＝０．５９１￥ｉｎＣｉｔｙ＋Ｏ．７２４　ｉｎＦａｒｍ＋０．６０９，从长期来　看，城市居民可支配收入和农村居民纯收入与人均　ＧＤＰ呈同向变动，即城乡居民收入都影响经济增长。　（三）城乡居民收入与经济增长的短期波动关　系分析　协整分析表明，城乡居民收入变迁与经济增长　析表明，从长期来看，城乡居民收入对经济增长的　作用均为正向的，但是误差修正模型表明，滞后一　期的农村居民收入对经济增长的作用为负向，城市　居民收入对经济增长的作用为正向，不过农村居民　收入的负向影响作用小于城市居民收入的正向作　用；而在滞后二期时城乡居民收入对经济增长均具　之间存在长期的均衡关系，但若要明确各变量之间　的短期动态均衡关系，探讨各变量偏离其共同随机　趋势的调整度，必须建立误差修正模型。由此建立　有正向作用，而且农村居民收入的正向作用大于城　市居民收入的正向作用，这是很好理解的，即短期　内增加农村居民收入对经济增长经历了先阻碍后　促进的过程，这说明只有促进农村居民收入的可持　续增长才能促进经济增长的不断增长；而尽管城镇　居民的收入增长在一期和二期均促进了经济增长，　如下误差修正模型：　ＡｉｎＲｊｇｄｐ＝０．７８８ＥＣＭ＋０．０８ＡＩｎＲｊｇｄｐ（一１１一　（０．３　１６８６）　（０．３２７１８）　（０．２４６０１）　（０．１５９０２）　１．１７３ＡｉｎＲｊｇｄｐ（一２）一０．１５８ＡｉｎＦａｒｍ（一１）＋　表５　ＶＡＲ模型滞后期选择标准　Ｌａｇ　０　１　２　３　ＬｏｇＬ　８９．９９１８５　２０４．０００２　２１５．３　１４８　２４４．５８９５　ＬＲ　ＮＡ　１８８．３６１６　１５．７４２１０　３３．０９３１５　ＦＰＥ　１．０４ｅ－０７　１．１４ｅ－１１　９．７８ｅ－１２　１．９０ｅ－１２　ＡＩＣ　－７．５６４５０９　—１６．６９５６７　—１６．８９６９４　一１８．６５９９６　ＳＣ　－７．４１６４０１　一ｌ６．１０３２４　—１５．８６０１９　一１７．１７８８８　ＨＱ　－７．５２７２６０　—１６．５４６６７　—１６．６３６２０　一１８．２８７４７　表６迹检验　协整方程数ｒ（零假设）　ｒ＝Ｏ　ｒ≤０　ｒ≤２　特征值　０．６６７５９８　０．４３０２５８　０．１４０５０６　迹统计量　４１．７５４０５　１６．４２１６２　３．４８２４６４　５％』临界值　２９．７９７０７　１５．４９４７１　３．８４１４６６　Ｐ值　０．００１３　０．０３６２　０．０６２０　注：　表示在５％的置信水平下拒绝原假设。　团　２０１３年１月　湖北经济学院学报　第１　１卷第１期　表７最大特征值检验　协整方程数ｒ（零假设）　ｒ＝０　ｒ≤ｌ　特征值　０．６６７５９８　０．４３０２５８　最大特征值　２５．３３２４３　１２．９３９１５　５％临界值　２１．１３ｌ６２　１　４．２６４６０　Ｐ值　Ｏ．Ｏ１２１　０．０８０１　ｒ≤２　０．１４０５０６　３．４８２４６４　３．８４１４６６　０．０６２０　注：　表示在５％的置信水平下拒绝原假设。　表８　Ｊｏｈａｎｓｏｎ协整检验参数结果（括号内数字为标准差　ＩｎＲｊｇｄｐ　Ｉ　ＩｉｎＣｉｔｖ　－０．５９０６０８　ｉｎＦａｒｍ　—０．７２３５７９　Ｃ　０．６０８８９９　ｆＯ．０５６０２１　ｆＯ．０７０６９１　似然比　２４０．２４ｏｏ　但促进作用有递减的趋势（０．３４２＜０．９１９），因此我们　在关注增加农村居民收入增长的过程中也不可忽略　长期的协整关系，对经济增长均具有促进作川。　１９８５－２０１０年问，农村居民纯收入每增长１个单位　城镇居民收入的增长，这一点也与长期城乡居民收　入在促进经济增长作用的稳定关系相吻合。　（四）Ｇｒａｎｇｅｒ因果检验　可以促进人均ＧＤＰ增长０．７２４个单位，而城镇居民　可支配收入每增长１个单位仅可以促进人均ＧＤＰ　增长０．５９１个单位。这说明就消费拉动内需而占，从　长期来看，农村居民比城镇居民收入提高后带动消　费拉动经济增长的作用更强。　协整检验表明各变量之问存在长期稳定的均衡　关系，但由于时间序列经常出现伪回归问题，使得在　实际上几乎没有联系的序列得到较大的相关系数，　所以必须对相应变量进行因果关系检验，以保证模　型设定的合理性。利用ｅｖｉｅｗｓ６．０统计软件，根据赤　第二，从短期来看，农村居民人均纯收入增长经　历了先阻碍后促进经济增长的过程，而城镇居民人　均可支配收入尽管持续促进经济增长，但是促进作　用开始下降；两者对经济增长的影响都存在一定的　时滞效应。　池信息值（ＡＩＣ）准则，并参照施瓦茨值（ＳＣ）准则确　定各变量的滞后期为３期，检验结果如表９所示。　根据表９的Ｇｒａｎｇｅｒ检验结果，从长期来看，在　５％的显著性水平下，农村居民收入增长是经济增长　的原因，经济增长也是农村居民收入增长的原因，但　城镇居民收入增长与经济增长之间却是单向因果关　系；另一方面，农村居民收入增长不是城市居民收入　增长的原因，但城市居民收入增长是农村居民收入　增长的原因。这说明格兰杰因果检验结果与长期协　第三，从因果关系来看，首先农村居民收入　ｊ经　济增长之间存在双向的因果关系，即农村居民收入　增长是经济增长的原因，经济增长亦是农村居民收　入增长的原因。其次城镇居民收入与经济增长之问　仅存在单向的因果关系，即城镇居民收入变化是经　济增长变化的原因，而经济增长却不足城镇居民收　入变化的原因，这跟以上短期内城镇居民收入促进　经济增长趋势开始下降比较符合。再次城镇居　收　入增长是农村居民收入增长的原因，而农村聘民收　入增长不是城市居民收入增长的原因，这说明城乡　整分析结果一致，也从另一方面证明了选取农村居　民纯收入（ＩｎＦａｒｍ）与城市居民人均可支配收入（ＩｎＣｉｔｙ）　作为解释变量、人均国内生产总值（￣ｎＲｊｇｄｐ）作为被解　释变量来建立模型是合理的。　四、结论及建议　居民由于相关的社会保障措施以及收入来源不同而　导致了他们之间的收入差距，进而产生＿ｒｌ对彼此商　品需求程度的不同。　Ｆ统计量　Ｐ值　结论　表９　Ｇｒａｎｇｅｒ因果关系检验　第一，我国城乡居民收入与经济增长之间具有　零假设　最优滞后期　ｉｎＣｉｔｙ　ｄｏｅｓ　ｎｏｔ　Ｇｒａｎｇｅｒ　Ｃａｕｓｅ　ｉｎＲｊｇｄｐ　ｉｎＲｊｇｄｐ　ｄｏｅｓ　ｎｏｔ　Ｇｒａｎｇｅｒ　Ｃａｕｓｅ　ｉｎＣｉｔｙ　ｉｎＦａｒｍ　ｄｏｅｓ　ｎｏｔ　Ｇｒａｎｇｅｒ　Ｃａｕｓｅ　ｉｎＲ＿ｊｇｄｐ　ｉｎＲｊｇｄｐ　ｄｏｅｓ　ｎｏｔ　Ｇｒａｎｇｅｒ　Ｃａｕｓｅ　ｉｎＦａｒｍ　ｉｎＦａｒｍ　ｄｏｅｓ　ｎｏｔ　Ｇｒａｎｇｅｒ　Ｃａｕｓｅ　ｉｎＣｉｔｙ　ｉｎＣｉｔｙ　ｄｏｅｓ　ｎｏｔ　Ｇｒａｎｇｅｒ　Ｃａｕｓｅ　ｉｎＦａｒｍ　３　３　３　３　３　３　３．１１５２４　０．２２２４３　３．６８６９２　７．９４６２６　０．７９５１６　３．２６７８６　０．０５５６　０．８７９４　０．０３４３　Ｏ．０Ｏｌ８　Ｏ．５１４３　０．０４８８　拒绝　接受　拒绝　拒绝　接受　拒绝　圈　王军强，于　一，左停：城乡居民收入变迁对经济增长影响的实证分析　第四，应该持续增加农村居民的收入从而间接　增加其消费水平，最终达到长期拉动经济增长的目　城镇居民收入的增长。　注释：　的。我国城镇居民的消费倾向比较低，一般在０．７５　以下，农村居民的消费倾向比较高，一般在０．８以　上；　按照凯恩斯经典消费理论，我国应该不断提高　农村居民的收入。通过对比１９９４年至２０１０年农村　居民纯收入来源的贡献率（见图４），可以看到工资　性收入和家庭经营收入对农村居民纯收入的贡献　①城镇居民收入增长指标选取的是城镇居民家庭人均可支　配收入，这一指标是指被调查城镇居民家庭在支付个人　所得税之后所余下的实际收入。　②农村居民人均纯收入是指在总收入中扣除从事生产和非　生产经营费用支出、生产性固定资产折旧、缴纳税款和上　交承包集体任务金额后剩余的，可直接用于生产性、非生　产性建设投资、生活消费和储蓄的那一部分收入。　⑧资料根据《中国农村统计年鉴》数据计算整理得到。　大部分时间高于财产性收入和转移性收入，但工资　性收入和家庭经营性收入的贡献率并不稳定。　＾　工资性收入对　一总收入贡献率　／＼　／　＼　一　——誊鏖笑磊　财产性收入对总　收入的贡献率　一参考文献：　＾　三＝＝三：ｌ　蜀　罱昌罱罱　【１］李绍光．深化社会保障改革的经济学分析［Ｍ］．北京：中国　人民大学出版社，２００６．２２。　一蠹。　。　囊　蜀　鱼。鱼　量。萤‘量。云’罄’窘’２　—　转移性收入对总　收入的贡献率　［２］吕炜，储德银．城乡居民收入差距与经济增长研究【Ｊ】．经济　图４　１９９４－２０１０年农村居民纯收入来源的贡献率　学动态，２０１１，（１２）：３０．　［３】司志宾，张东辉．地区收入差距与经济增长［Ｊ］．东岳论丛，　因此，在我国经济增长过程中，政府应创造条　件稳定提高农村居民的工资性收入和家庭经营收　入并应在逐渐提高对农村居民转移支付力度的同　时增加农村居民的财产性收入，如现阶段社会普遍　２００７，（５）：６５．　【４］李楠，胡建兰．改革开放３０年农村居民收人差距变动及经　济影响［Ｊ】．求索，２００８，（１２）：１．　［５］胡兵，胡宝娣，赖景生．经济增长、收人分配对农村贫困变　关注的提高农村居民在集体土地增值收益中的分　配比例等。　动的影响Ⅲ．财经研究，２００５，（８）：８９．　［６】喻平．农民收入增长与经济发展之间关系的实证研究ｆＪ］．　第五，在增加农村居民收入增长的同时需要稳　定城镇居民收入的增长。由格兰杰因果关系检验可　中国软科学，２００３，ｆ８）：５３．　［７】张效莉，赵箭．新疆城、乡居民收入与经济增长的互动关系　知，当前我国经济增长惠及了农村居民，是其收入　［Ｊ］．统计与决策，２００６，（８）：８３．　［８］杨冬梅．经济增长与城乡居民收入叨．价值工程，２００６，（８）：１．　【９］丘京南．城乡收入差距对经济发展的影响［Ｊ］．中国统计，　增长的原因，但却不是城镇居民收入增长的原因，　这与我国近年来各项政策不断向农村倾斜有关。因　此，今后在增加农村居民收入增长的同时需要稳定　２００７，（７）：５４．　（责任编辑：许桃芳）　Ａｎ　Ｅｍｐｉｒｉｃａｌ　Ａｎａｌｙｓｉｓ　ｏｎ　ｔｈｅ　Ｉｍｐａｃｔ　ｆｒｏｍ　ｔｈｅ　Ｉｎｃｏｍｅ　Ｃｈａｎｇｅ　ｏｆ　Ｕｒｂａｎ　ａｎｄ　Ｒｕｒａｌ　Ｒｅｓｉｄｅｎｔｓ　ｔｏ　Ｅｃｏｎｏｍｉｃ　Ｇｒｏｗｔｈ　ＷＡＮＧ　Ｊｕｎ—ｑｉａｎｇ，ＹＵ　Ｙｉ，ＺＵＯ　Ｔｉｎｇ　（Ｃｏｌｌｅｇｅ　ｏｆ　Ｈｕｍａｎｉｔｉｅｓ　ａｎｄ　Ｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔ，Ｃｈｉｎａ　Ａｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌ　Ｕｎｉｖｅｒｓｉｔｙ，Ｂｅｉｊｉｎｇ　１００１９３，Ｃｈｉｎａ）　Ａｂｓｔｒａｃｔ：Ｂａｓｅｄ　ｏｎ　ｅｃｏｎｏｍｉｃ　ｄａｔａ　ｆｒｏｍ　１９８５　ｔｏ　２０１０，ｂｙ　ｕｓｉｎｇ　ＣＯ—ｉｎｔｅｇｒａｔｉｏｎ　ｔｈｅｏｒｙ，ｅｒｒｏｒ　ｃｏｒｒｅｃｔｉｏｎ　ｍｏｄｅｌ　ａｎｄ　Ｇｒａｎｇｅｒ　ｃａｕｓａｌｉｔｙ　ｔｅｓｔ．ｔｈｅ　ａｒｔｉｃｌｅ　ｄｏｅｓ　ａｎ　ｅｍｐｉｒｉｃａｌ　ａｎａｌｙｓｉｓ　ｏｆ　ｔｈｅ　ｉｎｔｅｒａｃｔｉｏｎ　ｂｅｔｗｅｅｎ　ｕｒｂａｎ　ａｎｄ　ｒｕｒａｌ　ｒｅｓｉｄｅｎｔｓ　ｉｎｃｏｍｅ　ａｎｄ　ｅｅｏｎｏｍ．　ｉｃ　ｇｒｏｗｔｈ．Ｓｔｕｄｉｅｓ　ｈａｖｅ　ｓｈｏｗｎ　ｔｈａｔ　ｔｈｅｒｅ　ｉｓ　ａ　ｌｏｎｇ—ｔｅｒｍ　ｓｔａｂｉｌｉｔｙ　ａｎｄ　ｔｗｏ—ｗａｙ　ｃａｕｓａｌ　ｒｅｌａｔｉｏｎｓｈｉｐ　ｂｅｔｗｅｅｎ　ｔｈｅ　ｒｕｒａｌ　ｒｅｓｉｄｅｎｔｓ　ｉｎｃｏｍｅ　ａｎｄ　ｅｃｏｎｏｍｉｃ　ｇｒｏｗｔｈ　ｗｈｉｌｅ　ｏｎｌｙ　ｏｎｅ—ｗａｙ　ｃａｕｓａｌ　ｒｅｌａｔｉｏｎｓｈｉｐ　ｂｅｔｗｅｅｎ　ｔｈｅ　ｕｒｂａｎ　ｒｅｓｉｄｅｎｔｓ　ｉｎｅｏｍｅ　ａｎｄ　ｒｕｒａｌ　ｒｅｓｉｄｅｎｔｓ　ｉｎｃｏｍｅ　ｇｒｏｗｔｈ　ｉｎ　ｐｒｏｍｏｔｉｎｇ　ｅｃｏｎｏｍｉｃ　ｇｒｏｗｔｈ　ｉｓ　ｓｔｒｏｎｇｅｒ　ｔｈａｎ　ｔｈａｔ　ｏｆ　ｕｒｂａｎ　ｒｅｓｉｄｅｎｔｓ　ｉｎｃｏｍｅ　ｇｒｏｗｔｈ；Ｉｎ　ｓｈｏｒｔ－ｔｅｒｍ，ｔｈｅ　ｒｕｒａｌ　ｒｅｓｉｄｅｎｔｓ　ｉｎｃｏｍｅ　ｇｒｏｗｔｈ　ｅｘｐｅｒｉｅｎｃｅｄ　ａ　ｐｒｏｃｅｓｓ　ｏｆ　ｆｉｒｓｔ　ｈｉｎｄｅｒｉｎｇ　ａｎｄ　ｔｈｅｎ　ｐｒｏｍｏｔｉｎｇ　ｅｃｏｎｏｍｉｃ　ｇｒｏｗｔｈ，ｈｏｗｅｖｅｒ，ｔｈｅ　ｕｒｂａｎ　ｒｅｓｉｄｅｎｔｓ　ｉｎｃｏｍｅ　ｇｒｏｗｔｈ　ｃｏｎｔｉｎｕｅ　ｔｏ　ｐｒｏｍｏｔｅ　ｅｃｏｎｏｍｉｃ　ｇｒｏｗｔｈ，ｂｕｔ　ｔｈｅ　ｒｏｌｅ　ｂｅｇｉｎｓ　ｇｒａｄｕａｌｌｙ　ｄｅｃｌｉｎｉｎｇ．Ｆｉｎａｌｌｙ，ｔｈｅ　ａｒｔｉｃｌｅ　ｄｒｅｗ　ａ　ｃｏｎｃｌｕｓｉｏｎ　ｔｈａｔ　ｔｈｅ　ｇｏｖｅｒｎｍｅｎｔ　ｍｕｓｔ　ａｌｓｏ　ｔａｋｅ　ｉｎｔｏ　ａｃｃｏｕｎｔ　ｔｈｅ　ｇｒｏｗｔｈ　ｏｆ　ｔｈｅ　ｉｎｃｏｍｅ　ｏｆ　ｕｒｂａｎ　ｒｅｓｉｄｅｎｔｓ　ｗｈｉｌｅ　ｉｎｃｒｅａｓ．　ｉｎｇ　ｔｈｅ　ｉｎｃｏｍｅ　ｏｆ　ｒｕｒａｌ　ｒｅｓｉｄｅｎｔｓ．　Ｋｅｙ　ｗｏｒｄｓ：ｕｒｂａｎ　ａｎｄ　ｒｕｒａｌ　ｉｎｃｏｍｅ；ｅｃｏｎｏｍｉｃ　ｇｒｏｗｔｈ；ｉｎｔｅｒａｃｔｉｏｎ　ｍｅｃｈａｎｉｓｍ；ＣＯ—ｉｎｔｅｇｒａｔｉｏｎ　ｔｈｅｏｒｙ　圜